金融供给侧结构性改革、金融抑制与区域经济增长

刘峻峰 张卫峰，2

1（华东师范大学经济与管理学部，上海 200062） 2（西北师范大学经济学院，兰州 730070）

引 言

2017年党的十九大指出要“深化金融体制改革”，2018年“一委一行两会”金融监管新体系正式确立，2019年金融委办公室提出加强金融开放的11条措施。近些年金融领域一系列的改革不仅体现了国家改革的决心和毅力，也说明了当前金融供给侧结构性改革的紧迫性。金融供给侧结构性改革的重要地位不言自明，其通过逐步弱化和解除金融抑制，实现区域经济增长［1，2］。

已有文献对金融供给侧结构性改革的研究主要集中在以下3个方面：（1）内涵界定。现有观点普遍认为，金融供给侧结构性改革是我国金融改革的深化和攻坚阶段，是金融改革新时代的要求［3，4］；（2）实施金融供给侧结构性改革的重要性和必要性［5-7］；（3）金融供给侧结构性改革的实现路径［8，9］和实施目标［10］。 国际上关于金融抑制与经济增长的研究，存在正向促进和负向阻碍的对立观点［11］。部分学者认为金融抑制不利于经济增长［12-14］，反对者认为金融抑制可以用来解释发展中国家经济增长［15］。基于中国金融抑制的相关文献虽层出不穷，但多是论述金融抑制与其他领域的关系［16，17］，也有部分文献从金融抑制相关的其他角度论述其与经济发展的关系［18，19］。

现有文献表明，金融供给侧结构性改革的内涵与金融抑制密不可分、金融抑制在金融供给侧结构性改革与区域经济增长之间具有纽带连结作用，且金融抑制对社会经济各个方面具有重要影响。本文以金融供给侧结构性改革为背景和要求，以金融抑制作为纽带和渠道，以区域经济增长作为目标和方向，运用经济学与地理学的交叉研究方法，在测度区域金融抑制水平的基础上，通过区域金融抑制水平的时空动态演化过程论述金融供给侧结构性改革的进程，同时运用计量方法探讨金融抑制的区域经济增长效应。因此，本文边际贡献如下：（1）量化分析中国金融供给侧结构性改革的进程，展现中国金融供给侧结构性改革过程中的时空差异；（2）实证检验中国金融供给侧结构性改革的成效，对比不同区域和经济发展水平下的供给侧改革成效。

1 金融抑制指标的测算

关于金融抑制水平，国内外学者的测度方法大体可分为两类：（1）针对金融抑制涉及到的微观领域进行测度（Abiad等，2010；尚蔚和李肖林，2015）［20，21］；（2）针对金融抑制涉及到的宏观方面进行测度（吕冰洋和毛捷，2013；刘峻峰等，2019）［22，23］。 结合上述测算方法，本文重点借鉴刘峻峰等（2019）［23］的衡量方法，综合运用银行资金利用效率和金融发展程度测算各地金融抑制水平。数据方面，选用2001～2018年我国31个省市区（不含港澳台）的面板数据，进行指标测算。数据主要来源于历年 《中国金融统计年鉴》的各地经济金融统计指标，详细结果见表1。

表1 金融抑制水平指标数值（部分）

2 金融供给侧结构性改革的进程

2.1 时间维度分析

为展现金融供给侧结构性改革进程的时间特征，拟从金融抑制角度出发，构建MSMAH（3）-AR（2）模型，即均值依赖于区制、滞后二阶三区制模型阐述其演化进程。本文将三区制分别定义为低水平区制、中水平区制和高水平区制（图1），图中平滑概率值是基于过去的信息集，平滑概率越大，处于该区制的可能性越高。

观察图1，金融抑制在低水平区制和高水平区制之间呈现此起彼伏的态势。总体而言，金融抑制经历了从低水平区制到高水平区制，再到低水平区制的过程，表明金融供给侧结构性改革的趋势和步伐也随着时间的变化有所波动。具体而言，区制转移方面大致可以分为3个阶段：第1阶段，2003～2004年呈现低水平区制，分析认为2001年我国加入WTO，资金流动的限制性较小，加之自身金融水平发展态势良好，导致金融抑制水平较低，金融供给侧结构性改革前进的步伐相对稳定；第2阶段，2005～2012年呈现高水平区制，分析认为2008年经济危机对金融抑制具有强烈的正向冲击作用，即经济危机使得我国区域金融抑制水平有所增加，金融供给侧结构性改革受外部因素的影响有所迟缓；第3阶段，2013～2018年金融抑制呈现低水平区制，分析认为在金融良性发展的基础上，经济危机的影响慢慢褪去，使得金融抑制恢复到低水平区制，即金融供给侧结构性改革又呈现向好稳定趋势。

图1 三区制金融抑制水平的滤子概率、平滑概率和预测概率

2.2 空间维度分析

为展现金融供给侧结构性改革进程的空间特征，根据全国31个省市区2001～2018年558个金融抑制水平的样本数据，按照四分位数分位点将所有数据分为4种类型，划分情况如下：（1）低水平区（0.141～0.466）；（2）中低水平区（0.466～0.574）；（3）中高水平区（0.574～0.715）；（4）高水平区（0.715～1.270），选取 2001年、2004年、2008年、2012年、2015年、2018年6个代表性年份，绘制空间分布图（图2），分析如下。

2001年，金融抑制水平的低值区主要在中西部经济欠发达地区，高值区集中在中东部经济发达地区。分析认为中西部较低的金融抑制主要是宏观政策因素导致的，2000年西部大开发战略实施，使得西部地区资金具有较强的流动性，金融抑制水平较低。2004年中西部地区的低水平和中低水平区的部分地区转化为中高水平区和高水平区。2008年全国大部分地区转化为高水平区，只有少部分地区仍旧保持较低水平。这一时期金融抑制水平骤升主要是经济危机冲击所导致的。

图2 区域金融抑制水平的空间分布

2012年中高水平区和高水平区的地区主要分布在中部地区和东北地区，可能的原因是，经济危机的影响还未消散，部分地区还处于恢复时期；中部和东北地区区域振兴计划的实施难度较大，进程较缓；地区劣势逐渐凸显，导致政策实施成效并不如预想的明显。2015年全国大部分地区转化为低值区，高值区主要分布在中部地区。分析认为，经济危机的影响逐渐褪去，金融逐渐转好，各地金融抑制水平转低；我国对外开放程度逐渐增强，金融市场也逐步放开；原本经济基础较好的地区能够实现自我调节，恢复金融发展水平。2018年全国各地区基本均为低值区，分析认为金融供给侧结构性改革政策的推动，加之经济内在动力的恢复，使得金融呈现向好发展态势。

结合时空两个维度的论述发现：（1）金融供给侧结构性改革在曲折中前进，总体呈向好趋势；（2）中国金融供给侧结构性改革的市场化动因愈发明显；（3）中国金融体系和金融发展水平总体趋稳，经外生冲击过后能够自我修复并向好发展。

3 金融抑制的区域经济增长效应的理论与实证

金融供给侧结构性改革是政策层面的概念，主要通过作用于金融抑制来影响经济增长水平，因此本文将以金融抑制作为金融供给侧结构性改革的替代变量，从理论和实证两个角度论述金融抑制的区域经济增长效应，以此考察金融供给侧结构性改革对区域经济增长的实际作用。

3.1 理论分析

3.1.1 数理推导

通过构造一个简单的两部门动态最优化模型来解释金融抑制对经济增长的影响［24］。为简化模型，设定家庭效用最优化的目标为：

设生产部门生产函数的具体形式为：

其中，K为资本，L为劳动，A为技术。则易求出生产函数的密集形式为：

y和k分别表示厂商的劳均产出和劳均资本。其中，假定 f（0）＝ 0、f′（k）＞0、f″（k）＜0。 由式（2）可得，资本的边际产出 ∂F（K，AL）／∂K＝ALf′（K／AL）（1／AL）＝ f′（k）。 因此假设 f′（k）＞0、f″（k）＜0意味着资本的边际产出为正，且资本的边际产出随着资本量的增加而下降。此外还要假定f（·）满足稻田条件，即limk→0f′（k）＝ ∞ ，limk→∞f′（k）＝ 0。

生产部门的产出分别用来消费（c）和储蓄（s），于是市场出清条件为：

如果没有金融抑制，那么在资本市场出清的情况下，储蓄必定等于投资；如果存在金融抑制，资本配置效率相对较低，只有部分储蓄s转化为投资。因此假定转化比例为m，且0＜m＜1。此时有：

m代表资金在储蓄盈余部类和储蓄不足部类之间的流动性，因此m可作为衡量金融抑制水平的指标。根据假定可知，m越小，金融抑制水平越强。值得说明的是，为了简化分析，上式并没有考虑资本折旧。下面通过构造汉密尔顿函数求解：

其中，λ为资本的影子价格。极大化条件为：

于是则有经济增长的动态方程：

γ代表经济增长率，根据式（9）可知，经济处于稳态时，金融抑制使得均衡时经济增长率低于无金融抑制时的经济增长率。

上述数理分析虽然表明金融抑制使得经济增长率低于无金融抑制时的经济增长率，但却是在稳态条件下形成的。本文认为，基于经济发展的可持续角度，金融抑制不利于经济增长，金融供给侧结构性改革的作用显露无疑。

3.1.2 路径分析与研究假设

数理推导显示稳态下金融抑制不利于经济增长，但当下的中国并未达到稳态的经济增长水平，且金融抑制对区域经济增长的作用在现有文献和实际实施过程中已得到肯定，但金融抑制具体通过何种渠道和路径对区域经济增长产生作用，其方向性、有效程度与影响因素尚存争议。

从宏观层面考察，可将经济增长中的金融抑制作用渠道分为以下4个方面：（1）金融抑制作用于经济增长的利率渠道。作用对象是家庭储户和金融机构，受益对象是国有企业。政府确定名义利率的波动范围，为国有企业从家庭储户和国内金融体系抽取低价贷款，这种做法保持了国有企业扩大再生产的资本需求量，稳定了经济发展的基础，但降低了储户的主观存款意愿，限制了金融机构吸收存款的能力，一定程度上导致了储蓄率不足；（2）金融抑制作用于经济增长的存款准备金率渠道。作用对象是商业银行，受益对象是宏观经济金融的稳定性。提高存款准备金率，商业银行等金融机构的稳定性加强，从而保证了宏观经济金融的稳定性；但商业银行的总体可贷资金量减少，普通生产性企业难以通过正常渠道获取银行的信贷资金，实体经济发展步履维艰；（3）金融抑制作用经济增长的跨境资本流动渠道。作用对象是境内外的流动资本，受益对象是国内的金融部门。资本管制一定程度上避免和弱化了汇率扭曲引发的汇兑风险和货币危机，确保了宏观调控的有效性，进而维护了本国金融稳定；但国内资本市场无法达到最优配置状态，金融机构缺乏竞争活力和效率以及风险抵抗能力，金融市场化进程缓慢，导致国内金融的非正常发展。

综合上述作用渠道，金融抑制的实施虽然可能导致低储蓄率、低产出水平、低资本配置效率，在一定程度上限制了金融体系适应经济增长的需要、加剧了经济上投融资的约束和分化，对经济增长具有阻碍作用，但却在一定范围内为宏观经济提供安全的运行环境。根据上述分析，参考金融抑制可能造成的影响，结合中国作为世界上最大的发展中国家的事实，提出如下两条对立假设。

假设1：中国的金融抑制对区域经济增长具有正向促进作用。

假设2：中国的金融抑制对区域经济增长具有反向阻碍作用。

Riet（2013）［25］认为金融抑制不仅出现在发展中国家，在发达国家也具有金融抑制的现象，但二者在抑制程度上有所不同。结合Riet的研究，本文认为金融抑制的作用可能与区域经济增长水平有关，根据中国区域经济不平衡、不充分的现状，提出如下两条假设。

假设3：区域经济发展水平越高，金融抑制对经济增长的作用效果越大。

假设4：区域经济发展水平越低，金融抑制对经济增长的作用效果越大。

3.2 实证检验

3.2.1 实证设计

根据上述理论分析，设立面板数据模型为：

在计量模型中，i代表区域，t代表年份；被解释变量lnrgdpit表示区域实际GDP的对数值；核心解释变量frit表示区域金融抑制水平，为金融供给侧结构性改革替代变量；Xit为控制变量，参考余静文（2013）［19］、Huang 和 Wang（2011）［26］的研究，控制变量主要包括通货膨胀率，用居民消费价格指数衡量；经济开放程度，用进出口总额占GDP比重衡量；人力资本水平，用人均受教育年限衡量；政府支出规模，用政府最终消费占GDP比重衡量。ηi表示地区个体效应。εit为随机扰动项。基于数据的可获得性，本文选取2001～2017年31个省级行政单位的数据进行实证检验，除金融抑制外，其余变量均通过 《中国统计年鉴》计算而来，相关价格变量均通过GDP平减指数进行平减。表2为相关变量的描述性统计量。

3.2.2 基准回归与稳健性检验

表3中模型1～3分别给出全国层面面板数据混合最小二乘估计回归（POLS）、随机效应（RE）和固定效应（FE）3种方法的估计结果。

经检验，拟采用个体固定效应模型对样本数据进行估计。回归结果表明，金融抑制与区域经济增长呈正相关关系，表明金融供给侧结构性改革对区域经济增长具有促进作用。除此之外，所有控制变量均在1%的显著性水平下显著。其中，通货膨胀率、经济开放程度和人力资本水平系数均为正，表明2001～2017年适当的通货膨胀、不断扩大的对外开放和不断提高的受教育水平，均对区域经济增长具有良好的促进作用；政府支出规模与区域经济增长呈负相关关系，表明政府消费对个人消费出现挤出效应，不利于经济增长，也表明政府对市场的干预或者直接参与过多，影响了资源优化配置，使得经济增长水平受到影响，未来经济增长策略要逐步缩减政府支出规模，以拉动内需的方式促进经济增长。总体而言，固定效应回归结果表明，金融抑制程度对我国区域经济增长具有正向影响，验证了假设1的正确性，同时也表明金融供给侧结构性改革取得显著成效。

表2 描述性统计量

表3 金融抑制对经济增长的回归结果

本文将通过以下两种方法解决模型可能存在的内生性问题：（1）以金融抑制的滞后一期作为工具变量，基于两阶段最小二乘估计方法对上述计量模型重新进行回归，估计结果如表3模型4所示，同时接受核心解释变量金融抑制水平为外生解释变量，因此用固定效应模型估计较为合理；（2）采用差分GMM方法重新估计金融抑制对经济增长的影响，估计结果如表3模型5所示。综合工具变量两阶段最小二乘和差分GMM的估计结果和分析过程，对比个体固定效应模型估计结果（FE）、两阶段最小二乘估计结果（IV-2SLS）和差分GMM估计结果（DIFFGMM），发现各估计方法中金融抑制的系数和显著性水平均未发生较大改变，表明个体固定效应模型估计结果（FE）具有一定的稳健性。

3.2.3 金融抑制影响经济增长的区域差异

根据国家统计局对东、中、西三大经济带的划分，拟进行分地区估计，结果见表4。对于估计方法而言，固定效应和随机效应的结果较为接近，且对区域差异的比较分析并无影响，因此仅对固定效应的估计结果进行分析。

表4 金融抑制对经济增长的分地区回归结果

西部地区金融抑制水平的回归系数高于中部地区，东部地区系数最小（0.3469＞0.2772＞0.2104），表明金融供给侧结构性改革背景下西部地区金融抑制对区域经济增长的促进效果最为明显，中部次之，东部促进作用较小。分析认为：（1）东部地区是对外主要贸易区，也是我国经济较为活跃的地带，资金流动较为频繁，对金融领域的审慎监管使得东部地区的金融发展更加有序，就现阶段而言，东部地区已经较少通过金融抑制的相关渠道促进经济发展，进一步分析认为东部地区金融体系相对健全，金融供给侧结构性改革空间相对较小，金融抑制所能发挥的作用有限；（2）中部地区，由于其天然的地理位置，使得金融领域发展相对一般，金融抑制也相对正常，经济的发展主要是依靠实体经济的带动，所以对金融领域和金融体系的审慎监管而导致的金融抑制对区域经济增长的促进作用也就相对较轻；（3）西部地区，开放程度和实体经济基础均与东部和中部地区有一定的差距，因此政策性因素成为促进经济增长的主要途径之一，具体而言，金融供给侧结构性改革背景下金融抑制相关政策的实施对西部地区经济增长的促进作用显得更为重要。

分地区回归结果表明，东、中、西金融抑制水平的回归系数符合金融供给侧结构性改革政策实施的一般规律，金融供给侧结构性改革的成效与区域金融体系具有明显的相关关系，金融体系相对不健全的地区，金融供给侧结构性改革的成效更明显；上述分析同步也验证了假设4的正确性，即区域经济发展水平越低，金融抑制对经济增长的作用效果越大。

3.2.4 金融抑制影响经济增长的分位数回归

为了能够充分反映金融抑制水平对不同地区经济增长的分布产生不同的影响，采用分位数回归对全样本进行估计，结果见表5。qr10、qr25、qr50、qr75和 qr90分别代表10%、25%、50%、75%和90%分位数。

表5 金融抑制对经济增长的分位数回归结果

表5显示，随着分位数的增加（10%～25%～50%～75%～90%），金融抑制水平（fr）的分位数回归系数呈现持续下降趋势（0.3812～0.3499～0.2867～0.1961～0.1697），表明金融抑制对经济增长的条件分布的影响逐渐减小，即增加金融抑制水平对经济发达地区的影响较小，对经济欠发达地区影响较大；同时也表明金融供给侧结构性改革对区域经济发展水平相对较低的区域作用更大。

分位数回归结论，既是金融抑制对经济增长的分地区回归结果的稳健性体现，也同步印证了假设4的正确性。分析认为，随着经济发展水平越来越高，金融抑制的促进作用将越来越小，因此需要进一步深化金融供给侧结构性改革，逐步解除金融抑制。

4 结论与讨论

本文针对当下金融供给侧结构性改革的背景，在现有文献的基础上测度2001～2018年区域金融抑制水平，以2001～2017年31个省级面板数据为研究样本，基于MS-AR模型和四分数分类法，阐述金融抑制的时空动态变化，呈现金融供给侧结构性改革的进程；通过理论分析和实证检验，考察金融抑制的区域经济增长效应，展现金融供给侧结构性改革的成果。

结论如下：（1）金融供给侧结构性改革的进程分析表明，金融供给侧结构性改革在曲折中前进，受2008年外部经济危机的冲击，导致区域金融供给侧结构性改革遭遇阻碍，但整体依旧呈现良好态势；区域金融抑制水平的变化与政府宏观政策息息相关；区域发展战略的倾斜和实施力度决定着金融供给侧结构性改革的成效；（2）数理推导认为，稳态条件下金融抑制使得经济增长率低于无金融抑制时的经济增长率，表明金融抑制对经济增长具有负面影响，从而证实金融供给侧结构性改革的必要性；（3）实证结果发现，基准回归中金融抑制对区域经济增长具有正向促进作用，表明当下金融供给侧结构性改革的推进步伐和节奏，仍处于合宜区间，对区域经济增长具有积极影响，肯定了金融供给侧结构性改革的成效。分样本回归则表明，区域经济发展水平越低，金融抑制对经济增长的作用效果越大，即金融供给侧结构性改革的成效越明显。分位数回归则表明，提高金融抑制水平对经济发达地区的影响较小，对经济欠发达地区影响较大。

根据研究过程和结论，总结以下4点经验：（1）我国金融供给侧结构性改革虽然任重而道远，但解除金融抑制、逐步实现金融自由化的目标却是正确的；（2）坚持市场主导作用仍是未来金融供给侧结构性改革的方向；（3）积极健康的经济发展水平，是保持本国经济持续向好发展、弱化全球性经济危机冲击的最优策略；（4）区位因素和历史因素决定了区域金融发展的差异性，金融供给侧结构性改革的推进需兼顾区域差异。同时，本文亦提出以下3点政策建议：（1）全方位持续推进金融供给侧结构性改革；（2）继续逐步解除金融抑制的同时兼顾经济增长；（3）经济发展相对滞后的地区，依旧是未来推进金融供给侧结构性改革的重点区域。