金融监管对中国实体经济增长的影响研究

王博峰

(1.西安交通大学人文社会科学学院，陕西 西安 710049；2.中国农业银行陕西省分行投资银行与金融市场部，陕西 西安 710065)

自改革开放以来，我国金融发展取得了长足进步，有力地促进了实体经济的增长，同时也出现了一些金融乱象，严重影响着我国的金融安全与经济安全。为此，2016年以来，防范和化解金融风险已上升至国家战略和国家安全的高度。金融监管作为防范金融风险、保持金融稳定的重要手段已经受到党和国家的高度重视。金融监管一方面通过防范金融风险、保持金融稳定进而降低实体经济部门的产出损失，促进实体经济增长[1][2]，另一方面可能通过影响金融部门的贷款发放进而影响实体经济的增长。当前关于金融监管对金融部门信贷供给的影响存在分歧。有学者认为金融部门存在垄断、信息不对称等特征，容易产生市场失灵，而金融监管作为政府调节金融市场失灵的重要手段，可以打破垄断、提升金融市场竞争程度来对信贷供给产生正向影响[3]。也有学者认为，现实中金融监管与信贷供给并非正向相关:一方面，金融监管降低了金融机构的风险偏好，这会对金融机构的长期贷款产生负面影响，特别是降低了发放研发等高风险贷款的倾向[4]；另一方面，虽然适当的金融监管能够促进金融机构的信贷供给，但实践中很难将金融监管保持在适度水平，监管过度和监管不足才是金融监管在现实中的常态，由此对金融效率的扭曲不利于金融机构的信贷供给[5]。

现有文献未将金融监管的上述两种影响纳入统一框架中进行探讨，多从防范金融风险、影响实体经济融资的单一视角展开研究。本文在一般均衡框架下，将金融监管纳入内生增长模型，分析金融监管通过防范金融风险、影响实体经济融资而对实体经济增长产生的影响，并进行实证检验。本文的研究不仅有助于从金融监管的视角揭示金融业和实体经济增长之间的联系，而且为中国如何提高金融监管的有效性，增强金融服务实体经济的能力提供了理论依据。

一、文献综述

与本文主题相关的文献主要有以下两类：第一类是关于金融发展的经济后果研究。金融发展与经济增长的关系研究历来是经济学家所关注的一个热点问题。次贷危机前，学术界的主流看法是金融发展对经济增长有着明显的促进作用，在落后国家和发展中国家普遍存在的金融抑制损害了经济增长。很多学者从理论层面就金融发展对经济增长的影响机制进行了深入研究，认为金融发展有助于提高储蓄-投资转化效率、增加投资[6]，并激发企业家精神、促进技术进步、提高资源配置效率[7][8][9][10]11]，上述理论分析也得到了实证研究的支持[7][12]。随着次贷危机的爆发，人们开始认识到金融发展给经济增长带来活力和机遇的同时也埋下了隐患，这引发了学者对两者关系的重新审视[13][14][15]。一些学者开始认识到金融发展对经济增长的边际贡献会随着金融发展程度的提高而减少，并且当超过某一门槛值(金融过度发展)后，金融发展可能会对经济增长产生负面影响。另外，也有一些研究基于企业微观数据探讨了企业金融化对经济增长的影响，结果发现企业金融化对经济增长存在显著的负向作用[16][17]。

第二类是关于金融监管的效果研究。大部分学者主要关注金融监管对金融部门的影响。Furlong和Keeley(1989)证明了资本要求会对商业银行风险产生抑制作用[18]。Blum(1999)则认为金融监管会提高商业银行的风险承担能力[19]。吴栋和周建平(2006)基于我国14家商业银行的面板数据进行实证检验，结果发现资本监管显著降低了我国商业银行的风险[20]。杨敏和梁银鹤(2020)同样发现资本监管引起的资本充足率提高降低了商业银行的风险承担[21]。对于金融监管的信贷影响，王擎和吴玮(2012)、杨柳等(2020)均发现，资本监管对我国商业银行的信贷扩张具有明显的抑制效应[22][23]。陈伟平和张娜(2018)研究表明，商业银行在面临资本监管时会减少表内贷款的发放[24]。还有少数学者考察了金融监管对实体企业或整体经济的影响。黄海涛等(2020)以地区金融监管支出占金融业增加值的比重作为金融监管的衡量指标，检验了金融监管对实体企业金融化的影响,结果发现金融监管通过股权制衡和信息透明的公司治理环境对实体企业的金融化水平有明显的抑制作用[25]。马思超和彭俞超(2019)以银监会公务员招聘人数占比作为金融监管的衡量指标，同样得出加强金融监管促进了实体企业的“脱虚向实”[26]。王灿和喻平(2020)认为金融监管和经济增长之间存在“倒U型”关系，即随着金融监管规则的不断完善，经济增长率随之增加，而过于严厉的金融监管会阻碍经济增长[27]。

部分文献虽然考察了金融监管对实体企业或整体经济的影响，但或者是局限于实体企业金融化的研究范畴，或者是仅考察了金融监管对经济增长的直接作用，并没有系统揭示其作用机制。为此，本文从以下三个方面对现有文献进行扩展：一是建立理论模型，从金融风险抑制效应与融资影响效应的双重视角，阐述金融监管对中国实体经济增长的影响与机制；二是考虑到各地区金融效率的差异，论证了金融效率在金融监管影响中国实体经济增长中的调节作用，证明了金融监管应保持与金融效率的“适配性”；三是基于2009～2018年中国内地31个省份的面板数据，检验了金融监管对中国实体经济增长的影响、内在机制以及金融效率在其中起到的调节作用，在此基础上，提出了提高我国金融监管强度以及增强金融对实体经济支持作用的政策建议。

二、理论模型

本文在一般均衡框架下，将金融监管纳入Romer(1990)的内生增长模型[28]，分析金融监管对实体经济增长的影响及作用机制。

(一)基础模型

本文构建的内生增长模型包含家庭、最终产品、中间产品以及研发等四个部门。

1.家庭

代表性家庭将收入用于消费和储蓄，其中消费可以给家庭带来正效用。家庭的效用函数表示为：

(1)

其中，ct为即期家庭消费总量，u(ct)为即期家庭消费的效用，ρ为贴现率，ρ值越大表示家庭未来消费折算到即期的效用值越小。通过求解家庭的优化问题可以得到消费水平的运动方程为：

(2)

其中，r代表市场利率；σ(σ≥0)表示相对风险厌恶系数，代表家庭将其消费在不同时期进行转移的意愿。当σ=1时，消费水平的运动方程表示为：

(3)

2.最终产品部门

假设劳动力仅在最终产品部门和研发部门寻找工作，即在最终产品部门和研发部门配置了所有劳动力。借鉴Romer(1990)[28]的研究，假定最终产品部门利用劳动力和中间产品进行生产，其中最终产品部门雇佣的劳动力总数为LY，中间产品的投入量为xi，i∈[0,+∞)，最终产品部门的产出为Y，假设最终产品部门具有规模报酬不变的柯布-道格拉斯生产函数特征，即0<α<1，因此最终产品部门的生产函数为：

(4)

其中，最终产品部门雇佣的劳动力LY和中间产品投入量xi均服从边际报酬递减规律。最终产品生产部门利润最大化问题可表示为：

(5)

因此，最终产品部门劳动力的工资水平和中间产品的价格满足以下条件：

(6)

(7)

3.中间产品部门

中间产品部门由多家具有垄断势力的厂商构成。这些厂商可以从银行获得资本，也可以从研发部门获取最新的知识技术，从而利用知识技术的独占性和排他性成为垄断性的中间厂商。本文假定中间产品部门的厂商每生产1个单位的中间产品需要以利息成本c租借1单位资本，因此中间产品部门的厂商通过选择生产相应的中间产品实现利润Vi最大化：

(8)

将式(7)代入式(8)，并求解一阶条件，可以得到中间产品部门厂商的利息成本和利润函数分别为：

(9)

(10)

4.研发部门

研发部门雇佣的劳动力和经济中的知识技术存量会影响知识生产，根据Romer(1990)[28]，知识生产函数设定为：

(11)

(二)金融监管

在考虑金融监管的金融风险抑制及融资规模变动双重效应后，研发部门面临如下预算约束方程：

(12)

研发部门将最新的知识技术出售给中间产品部门。根据Romer(1990)[28]的设定，研发部门生产的知识技术的价格PA与中间产品部门生产所获利润Vi的贴现值相等，即：

(13)

对式(13)两边同时求一阶导，可以得到中间产品部门的边际收益与边际成本(获得知识所付出的利息)相等的函数表达式：

V(t)=r(t)PA

(14)

(三)一般均衡分析

当经济处于平衡增长路径时，由于产品之间的对称性，最终产品部门中每种中间产品的投入量xi均相等，即：

(15)

当资本市场和产品市场同时达到均衡时，最终产品部门的资本供给总量与中间产品部门对资本的需求量相同，即：

(16)

将式(15)代入式(4)可以得到总产出函数：

(17)

在平衡增长路径下，Y、A、K和C等变量的增长率均相同，设为g：

(18)

根据式(3)、式(4)、式(6)、式(10)、式(12)、式(14)、式(15)和式(18)，可得：

(19)

由式(11)与式(18)，可得：

g=δLA

(20)

结合最终产品部门和研发部门配置了所有劳动力L=LY+LA的基本假设以及式(18)、式(20)，可以得出经济增长率g的表达式为：

(21)

由式(21)对ω求导，可得：

(22)

假设1：当金融监管促进了实体经济融资规模的扩张，则金融监管与实体经济增长之间存在正相关关系；当金融监管抑制了实体经济融资规模的扩张，则金融监管与实体经济增长率之间存在“倒U型”关系。

假设2：金融监管通过金融风险抑制与融资规模变动两种机制影响实体经济增长。

假设3：当金融监管促进了实体经济融资规模的扩张，则金融效率正向调节金融监管与实体经济增长之间的正相关关系；当金融监管抑制了实体经济融资规模的扩张，则金融效率负向调节金融监管与实体经济增长率之间的“倒U型”关系。

三、实证模型构建与数据来源

借鉴王灿和喻平(2020)[27]的研究，本文构建如下计量模型：

(23)

其中，i和t分别表示地区和时间。μi和νt分别表示地区固定效应和年份固定效应。εit表示随机扰动项。Growthit表示i地区t时期的实体经济增长率，以除金融业与房地产业之外的GDP增长率衡量。γit表示i地区t时期的金融监管水平，借鉴唐松等(2020)[29]的研究，采用金融监管支出占当地金融业增加值的比重作为地方金融监管的代理变量。CVit表示控制变量向量，具体包括：资本存量增长率(K)，以永续盘存法计算的资本存量增长率表示；劳动力增长率(L)，以劳动力就业总数的增长率表示；技术进步率(T)，以专利申请授权数量的增长率度量；进出口占比(open)，以进出口总额与GDP的比值衡量；外商直接投资(fdi)，利用外商企业直接投资总额与GDP的比值衡量；政府规模(G)，以政府支出占GDP的比值衡量。

另外，中国实体经济增长很可能受到前期经济增长状况的影响，因此本文在式(23)右侧加入实体经济增长率的滞后一期，回归方程变为：

(24)

考虑到动态面板模型能够更好地捕捉模型的动态特征，使估计更有效率，本文在模型估计中主要选择式(24)进行估计。

本文所使用的数据均来自历年《中国统计年鉴》与《中国金融年鉴》。变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量描述性统计

四、估计结果及分析

(一)基本估计结果

表2呈现了金融监管对中国实体经济增长影响的估计结果。其中第(1)列为只包含主要自变量的固定效应回归结果，第(2)列为包含主要自变量和所有控制变量的固定效应回归结果，第(3)列是利用γ的滞后一期、滞后两期作为γ的工具变量，采用工具变量-广义矩估计法进行回归的结果，第(4)列为构建动态面板模型的系统-GMM估计结果。

从表2的估计结果可以看出，γ的估计系数均在5%的水平下显著为正，γ2的估计系数均至少在10%的水平下显著为负，说明金融监管强度和中国实体经济增长之间存在“倒U型”关系。以第(4)列为例，当γ的值小于6.10%时，金融监管有利于中国实体经济增长，而当γ的值大于6.10%时，金融监管会抑制中国实体经济增长。统计显示，样本期间内我国各省份的金融监管支出占金融业增加值的比重仅为0.0118，远小于金融监管强度和中国实体经济增长的“倒U型”关系临界值，说明现阶段金融监管强度有利于中国实体经济增长。对于其他控制变量来说，资本存量增长率、技术进步率对中国实体经济增长的影响结果显著为正，说明资本深化、技术进步是当前影响中国实体经济增长的重要因素。政府规模对中国实体经济增长的影响结果显著为负，说明政府支出规模增大会对中国实体经济产生挤出作用。上述结果验证了本文的假设1。

表2 金融监管对中国实体经济增长影响的估计结果

(二)影响机制分析

1.中介效应模型的设定

前文的理论分析表明金融监管对实体经济增长率的影响主要通过金融风险抑制效应与融资规模变动效应发挥作用。但事实究竟如何，还需要进一步就其影响机制进行验证。本文选取社会融资规模占名义GDP的比例(FD)和区域金融风险(Risk)作为中介变量，金融监管(γ)作为核心解释变量，将检验融资规模变动效应和金融风险抑制效应的中介效应模型设定如下：

Growthit=α0+α1Growthit-1+β1γit+β3CVit+μi+νt+εit

(25)

FDit(Riskit)=α0+α1FDit-1(Riskit-1)+β1γit+β3CVit+μi+νt+εit

(26)

Growthit=α0+α1Growthit-1+β1γit+β2FDit(Riskit)+β3CVit+μi+νt+εit

(27)

其中，区域金融风险(Risk)借鉴陈守东等(2020)[30]的方法选取保险市场、股票市场、债券市场、信贷市场和房地产市场的主要指标构建指标体系进而计算得到。

2.中介效应模型的估计结果与检验

表3呈现了金融监管对中国实体经济增长的影响渠道检验结果。表3第(1)列对应式(25)的回归结果，结果表明，金融监管的估计系数为正且通过10%的显著性水平检验，说明金融监管有利于中国实体经济增长。第(2)列对应式(26)的检验结果，结果发现，金融监管的估计系数为负且通过5%的显著性水平检验，说明金融监管对中国实体经济增长存在融资规模收缩效应。此外，本文还发现在第(3)列加入中介变量社会融资规模占名义GDP的比例(FD)之后，金融监管的估计系数仍显著为正，但较第(1)列明显降低，这说明金融监管通过融资规模收缩进而对中国实体经济增长产生了负向影响。第(4)、(5)列的检验结果表明，金融监管存在明显的金融风险抑制效应，并且通过金融风险抑制效应缓解了企业的产出损失，从而有利于中国实体经济增长。结合第(1)、(3)、(5)列的实证结果，可以得出金融风险抑制效应要强于融资规模收缩效应。上述结果验证了本文的假设2。

表3 中介效应检验

(三)金融效率调节作用的估计结果

为进一步考察金融效率的调节作用,在式(23)、式(24)的基础上加入金融效率(fin)以及金融效率与金融监管的交互项。基于稳健性考虑，金融效率采用两个指标来衡量：一是借鉴鲁志国和赵培阳(2020)[31]的方法，采用金融机构贷款总额与金融机构存款总额的比值表示，估计结果见表4(1)、(2)；二是选取金融业增加值作为产出指标，金融业固定资产投资额与金融业就业人员总数作为投入指标，采用数据包络分析(DEA)计算得到，估计结果见表4(3)、(4)。结果显示，金融监管二次项与金融效率交互项的系数为正且显著，金融监管一次项与金融效率交互项的系数显著为负，均与表4中金融监管及金融监管平方项的相应系数符号相反，说明金融效率负向调节金融监管与中国实体经济增长之间的“倒U型”关系，假设3得到验证。

表4 金融效率调节金融监管与中国实体经济增长关系的估计结果

(四)稳健性检验

1.指标替换

第一，替换实体经济增长的度量方式。第二产业增长率是文献中度量实体经济增长的常用指标，出于稳健性考虑，我们选择第二产业增长率作为实体经济增长的替代变量，对基准模型重新进行估计。表5(1)结果显示，γ的估计系数显著为正，γ2的估计系数显著为负，与基准模型的结果完全一致。第二，替换金融监管的度量方式。借鉴马思超和彭俞超(2019)的做法，利用各省份银监局公务员招聘人数与当期全国公务员招聘人数之比作为金融监管的替代变量[26]，对基准模型重新进行估计，表5(2)结果与前文基本一致。

2.工具变量法

上文中，我们利用基于动态面板模型的系统-GMM估计方法在一定程度上缓解了金融监管与实体经济增长之间可能存在的内生性问题。基于稳健性考虑，本文还利用工具变量法进一步缓解内生性问题。利用各省份与北京、上海、深圳三大金融监管中心的距离与年份的乘积作为金融监管的工具变量，并采用两阶段最小二乘法进行回归。表5(3)结果显示，弱工具变量检验F统计量的值为17.29，说明不存在弱工具变量问题。此外，金融监管的系数仍显著为正，金融监管平方项的系数依然显著为负，再次表明了金融监管对中国实体经济增长存在“倒U型”影响。

表5 稳健性检验一

3.联立方程组模型

上文中，我们利用基于动态面板模型的系统-GMM估计方法以及工具变量法在一定程度上缓解了金融监管与实体经济增长之间可能存在的内生性问题，但中介变量社会融资规模占名义GDP的比例(FD)和区域金融风险(Risk)与实体经济增长之间也会受到内生性问题的困扰。基于中介效应模型的逐步回归方法忽视了这种内生关系，可能导致实证结果的不一致，而联立方程组模型是分析多个变量之间是否存在间接效应的重要研究方法。由此，将实体经济增长(Growth)、社会融资规模占名义GDP的比例(FD)和区域金融风险(Risk)三个变量视为内生变量构造联立方程组，并采用三阶段最小二乘法对方程组进行估计，具体方程组如下(1)联立方程组的识别需要在各方程组中加入不同的外生变量，因而此处融资规模方程与区域金融风险方程的控制变量与表4中介效应检验不同。：

(28)

(29)

(30)

式(28)为融资规模方程，本文将社会融资规模占名义GDP的比例(FD)视为受金融监管、实体经济增长与金融效率等变量影响的内生变量；式(29)为区域金融风险方程，本文将区域金融风险(Risk)视为受金融监管、实体经济增长与金融发展等变量影响的内生变量，金融发展(F)以金融业增加值与GDP的比值衡量；式(30)为实体经济增长方程。三阶段最小二乘法的估计结果如表6所示。

从表6可以看出，在融资规模方程中，金融监管的系数显著为负；在区域金融风险方程中，金融监管的系数同样显著为负；而在实体经济增长方程中，社会融资规模占名义GDP的比例(FD)的系数显著为正，区域金融风险(Risk)的系数显著为负。上述实证结果均与中介效应模型的估计结果类似，印证了金融监管通过金融风险抑制与融资规模收缩两种机制影响中国实体经济增长的结论。

表6 稳健性检验二

五、结论与启示

本文基于2009～2018年中国内地31个省份的面板数据，检验了金融监管对中国实体经济增长的影响和内在机制。研究结果表明：金融监管强度和中国实体经济增长之间存在“倒U型”关系，但目前的金融监管强度还未达到“最优水平”,从而在总体上促进了中国实体经济增长。此外，金融监管要与金融效率相适应，当金融效率较低时，金融监管的强度应当适度提高，而当金融效率较高时，金融监管的强度应当适度降低。金融监管强度对中国实体经济增长的影响主要通过金融风险抑制效应与融资规模收缩效应发挥作用，并且金融风险抑制效应大于融资规模收缩效应。

本文的研究对于提高我国金融监管强度以及增强金融对实体经济支持作用具有一定的参考意义。第一，进一步加强金融监管强度，特别是排查金融机构的各类风险，着力防范化解重点领域的金融风险，避免金融风险给实体经济造成损失。第二，金融监管要与金融效率相适应，在制定金融监管相关政策时，要考虑到不同地区、不同金融机构的效率差异，摒弃“一刀切”的监管模式。对金融效率较低的地区和金融机构，金融监管的强度应适度提高，反之，应适当降低对金融效率较高地区和金融机构的监管强度。第三，鉴于金融监管所产生的融资规模收缩效应，应在确保金融系统良性运转的基础上，重视金融监管在约束银行贷款发放中的影响。在防范金融风险的同时，进一步优化金融监管制度，提高金融机构的运营效率，降低金融机构的服务成本，形成金融发展和金融监管的良性互动，提升金融服务实体经济的能力及效率。