中国银行业开放对经济增长的影响研究——基于空间杜宾模型的分析*

欧阳峣,陈 妍

(湖南师范大学 商学院,湖南 长沙 410081)

一、引言

2001年以来,中国持续推进金融服务业的对外开放水平,不断扩大其规模和范围。如逐步拓展外资银行的经营领域,允许外资金融机构作为战略合作伙伴参与中资银行的股权重组,以及参与大型商业银行的股份制改造等。然而2008年国际金融危机爆发后,监管机构为避免跨境金融风险的传递,维护中国金融市场的稳定,加强了银行业的风险防范,减缓了银行业对外开放的步伐。伴随着全球经济的复苏,全球金融市场呈现出更加均衡的发展态势,中国银行业也在逐步恢复对外开放的推进速度。截至2021年底,中国金融业总资产已达到382万亿元,其中银行业总资产为345万亿元,占比高达90%,中国金融业中银行业的主体地位凸显。自加入WTO以来,中国政府认真履行承诺,有序推进银行业对外开放。截至2022年5月底,在华外资银行营业性机构919家,资产3.76万亿元。外资银行的迅速成长得益于对外开放的平稳预期和政策的及时调整。2020年4月,中共中央和国务院印发的《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》中提出,要主动有序扩大金融业的对外开放,不断扩大金融市场和银行业的对外开放。中国政府长期坚持对外开放政策,适时和有序地推进金融业开放。

金融具有极端的异质性和不规则性,即有着显著的地理特征。[1]59在思考金融的地域性问题时,我们必须认识到金融空间分布与地区经济发展之间的紧密关系。本文拟采用时空地理加权回归方法,对不同省份银行业对外开放程度和经济增长之间的关系进行估计,并结合经纬度,分析空间的调节作用是如何通过银行业开放来影响区域经济的。本文收集了2005—2021年中国31个省(自治区、直辖市)(1)不包括香港、澳门和台湾。的平衡面板数据,利用空间杜宾模型探究银行业的实际开放程度与经济增长之间的相关性。文中所指的外资银行是指海外银行在东道国境内设立的银行从业机构,不包括外资参股(非控)的东道国商业银行。

本文的边际贡献在于:首先,现有文献较少从省域层面对银行业实际开放度进行度量,一般采用自中国加入WTO后五年内(2001—2006年)分六批逐步取消对外资银行经营人民币业务的地域限制来衡量地区银行业的开放程度[2]114-131,而本文则从省域层面对银行业实际开放度进行考虑。其次,国内外现有文献大都研究不同国家间金融开放程度对经济增长的促进作用,研究一国内部不同区域的金融开放水平对经济影响差异的文献较少,且忽略了空间影响因素和银行业开放的空间溢出效应。但从实际情况来看,不同地区的金融开放和经济增长之间并不是彼此独立的,因此本文采用空间计量方法考虑银行业开放的空间溢出效应。最后,现有文献一般更多关注金融业开放对经济增长的影响,而金融业既包括银行业,也包括保险业、信托业、证券业和租赁业等,银行业开放作为金融业开放的重点被单独考虑得较少,因此,本文将着重考察银行业开放对经济增长的影响。本文余下的部分安排为:第二部分为文献综述和理论分析;第三部分介绍样本数据与变量选择;第四部分是实证设计;第五部分分析和讨论实证结果;第六部分是机制分析;第七部分给出结论及相应的政策建议。

二、文献综述和理论分析

银行业对外开放对本国经济到底产生怎样的影响,以往学者的研究结论并不统一。一些新兴市场国家通过银行业的开放提升了国际竞争能力,也有一些自身经济发展水平不高的国家因银行业对外开放使得本地银行业的经营成本增加,金融风险增大。若一个国家本身银行业的稳健度和本国经济发展水平都较高,则扩大银行业的开放有益于本国银行业的发展,能提高资源配置效率。按照Degryse et al.(2012)的“绩效假说”,外资银行通过最大限度地发挥其经营与实践方面的优势,降低经营成本,进而在东道国实现更高效的运营。[3]2949-2959依据“投资组合构成假说”,因为外资银行和东道国的企业之间存在信息不对称,相较于东道国的银行,外资银行更注重本地企业的“硬信息”,倾向于对运营状况较好、违约风险较小的公司提供服务,因此外资银行的进入将有助于增加能力较好的非国有企业获得长期贷款的机会,从而减轻非国有企业的融资限制和优化资源配置。若东道国银行业的基础薄弱且存在高风险积累,则银行业的开放会给本国银行业带来风险冲击。另外对发达国家与发展中国家来说,外资银行的进入所产生的影响或许会有很大差异,对发展中国家来说,外资银行的运行效率更高,因此的确能对东道国信贷情况产生明显的影响,但在银行业比较发达的国家,外资银行入驻对东道国信贷情况影响较小。根据Wu et al.(2010)的研究,在渗透率越高的经济体中,外资银行的进入越能够更有效地优化资源配置效率,从而促进经济增长。[4]166-192Gormley(2010)指出,对于印度来说,外资银行的进入并没有对本地企业的银行信贷分配产生显著的影响。[5]26-51因此,银行业对外开放存在较强的异质性,单纯复制别国经验无法对中国银行业的开放产生实质启示,需要根据中国的国情和银行业的发展状况,深入研究对外开放所带来的影响,并进行相应的制度设计。从理论上说,银行业开放对经济增长的影响路径如下。

第一,银行业开放通过破解发展中国家的金融抑制而提升银行业效率和可获得性。高效的金融行业具备信息生产与信息分析、项目监控与公司监管、风险分散与风险管理以及交易平滑等职能。然而,大多数发展中国家及转型经济体中普遍存在着金融抑制现象,表现为政府对金融体系的过度管制和干预,导致金融体系长期陷入低效率状态,经济发展困难重重。因此,推行金融自由化政策与引进外资银行,是发展中国家提升其银行业发展效率的重要手段。[6]688-702外资银行的进入既可以给东道国直接注入境外资金,也会将其拥有的先进技术、管理技能、金融产品或服务等溢出到东道国银行业。随着外资银行的进入,一个国家的会计、审计及信用评级制度将会得到进一步完善,从而提升企业信息的质量与流动性,提高东道国银行业的运营效率。同时,外资银行的进入将打破本地银行对市场的垄断,降低企业的借款利息等费用,提高本地银行业运营效率。[7]886-901

第二,金融业开放可以缓解企业融资约束从而促进实体经济发展。对实体经济来说,银行贷款是企业获得外部资金的首要途径。随着外资银行的进入,本地银行业的竞争更加激烈,使得其不得不扩大对中小企业的信贷服务,这大大提升了中小企业的贷款规模,为企业创新注入了强劲的动力。[8]175-192,[9]76-94因此,外资银行的进入可以为中国实体经济提供一种低信贷融资成本的途径,[10]66-76较好地缓解公司的融资约束问题。

第三,金融业开放和经济增长之间存在不确定性和复杂性的双重效应。外资银行的进入有可能给一国的经济增长带来负效应,Detragiache et al.(2008)运用“撇脂”模型论证了若外资银行没有搜集公司“软”信息的优势,则会采取“撇脂”策略,增加本地银行的经营成本并使企业的融资情况变差。[11]2123-2160即外资银行通过筛选高质量的客户,将信贷市场中的低质量客户留给东道国本地银行,这导致了本地银行的运营风险和成本上升。而本地银行为转移成本会向低质量的客户收取更高的风险溢价,这导致了低质量客户的融资成本增加。当本地银行面临的外部监管环境恶化时,“撇脂”现象可能加剧。若风险水平过高,为了缓解逆向选择的问题,东道国本地银行可能会减少对低质量客户的贷款额度,实施信贷分配。因此,外资银行的进入可能会占据本地银行的资源,导致本地银行业面临潜在成本与风险。[12]16-21,87同时,外资银行的进入使得本地银行业竞争更加激烈,对本地银行业效率的影响呈现出复杂的双重性特征。一方面,外资银行的进入将极大地推动国内银行业的竞争,提升本地银行业的运行效率[13]64-79,进一步完善银行监管系统;同时推动银行对企业信息的挖掘,减少银行与企业之间的信息不对称,提升企业贷款效率。[14]72-88另一方面,激烈的银行业竞争会刺激本地银行业的过度冒险经营行为,降低本地银行业的资源配置效率。

综上,现有文献大多从微观层面探讨外资银行进入对中国银行业效率和企业融资成本等方面的影响,鲜有文献直接考察外资银行的进入对中国经济增长产生的效应。学界普遍忽视了银行业开放与经济增长之间的空间关联性和外溢性,以及区域金融要素的差异对于二者关系的影响。空间计量模型综合考虑了时间和空间的交互效应,并揭示了研究对象在空间上的相关性,[15]134-148,159为研究银行业开放对经济增长的空间外溢性提供了科学的方法支持。因此,本文用外资银行资产占比来衡量银行业开放程度,将地理空间机制纳入考察之中,系统地分析外资银行进入所形成的经济增长效应。

三、样本数据与变量选择

本文以中国31个省(自治区、直辖市)为研究对象,选取样本时期为2005—2021年,采用空间杜宾模型进行实证研究,并用手动计算和插值相结合的方法填补少量缺失值。变量具体介绍如下。

(一)被解释变量

本文被解释变量为经济发展水平。参照董骥和李增刚(2019)的研究[16]70-79,选取2005年为基期的实际人均国内生产总值的自然对数(lnGDP)来衡量经济发展水平。

(二)解释变量

本文解释变量为银行业实际开放度。采用外资银行资产占银行业总资产的比值作为银行业实际开放水平的衡量指标(lnForit)。[17]13-28

(三)控制变量

我们借鉴陶雄华和谢寿琼(2017)[18]10-20的研究,选取以下控制变量,具体见表1:

表1 控制变量

(四)数据来源

本文相关数据来源于《区域金融运行报告》、《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》、Wind数据库、各省统计年鉴、国家统计局网站以及各省统计局网站。为了消除异方差,模型中对有关变量值取自然对数。表2报告了各变量的描述统计结果。

表2 各变量的描述性统计

四、实证设计

(一)空间权重矩阵的构建

空间模型通过引入空间权重矩阵来刻画各省之间的关联,本文选择空间距离矩阵来进行分析,即以两地之间的距离来衡量两地之间关系的重要程度。这是因为距离越近的地区其活动来往更频繁,地区之间的关联度更大。后文采用了空间邻接矩阵进行稳健性验证。

(二)各省域金融开放的空间格局分析

为了分析中国相邻省份区域经济之间是否存在空间自相关,先从全局空间自相关和局部空间自相关两方面来进行检验。

1.全局空间相关性分析

本文对中国区域经济的全局Moran’s I指数进行求解,结果表明所有年份的实际人均GDP均在1%的显著性水平上拒绝不存在空间自相关的原假设,说明区域经济呈现出显著的空间自相关特征,验证了对样本数据使用空间计量模型的合理性。

2.局部空间自相关分析

本文以Moran’s I散点图作为局部空间自相关的分析方法。由图1可知,大部分省份区域经济均位于“高高聚集”的第一象限和“低低聚集”的第三象限,表示中国区域经济存在较为明显的空间正相关性。

(三)空间计量模型构建与选择

本文构建了三种空间计量模型,分别为空间误差模型、空间滞后模型以及空间杜宾模型,参考Elhorst(2014)[19]389-405的检验思路,采用空间杜宾模型进行回归分析,并通过LR检验判断双固定效应为合适的模型。因此,本文构建双固定效应空间杜宾模型对银行业开放的空间外溢性进行研究,具体模型形式设定如下:

lnGDPit=β0+ρWlnGDPit+β1lnForit

+βkControlkit+λ1WlnForit+λkWControlkit+μi+ξt+εit

(1)

其中,lnGDPit为t时期样本i区域经济发展水平;W为空间权重矩阵;Controlkit为控制变量;ρ表示待估计的区域经济空间滞后项系数;β为待估计的区域经济不同层次及解释变量的参数;λ为待估计的解释变量空间滞后系数;μi为空间固定效应;ξt为时间固定效应;εit为随机误差,服从标准正态分布。

五、实证结果

(一)估计结果

本文使用偏微分方法,把各解释变量对经济增长的影响系数分解为直接效应、间接效应以及总效应,[20]10-15具体回归结果如表3。其中直接效应表示本地的解释变量对本地被解释变量的影响程度,间接效应表示周围地区的解释变量对本地被解释变量的影响程度。

表3 各解释变量的效应分解结果

从直接效应来看,银行业实际开放度的回归系数显著为正,意味着外资银行资产占比会对本区域经济产生影响。当外资银行规模相对增大时,有利于本地区域经济增长,即银行的开放更有利于区域经济发展。

从间接效应来看银行业实际开放度对区域经济呈现显著的正向空间溢出效应。其原因可能为:银行开放程度能吸引FDI,各地区通过FDI,在提升自身技术创新能力与优化产业结构的同时,还能带动地区之间的人才流动、技术交流、资本流通和产业关联等,从而推动邻近省份经济发展。银行开放能够有效带动了本地区与邻近地区经济增长,缓解地区经济发展不平衡现象。另外,银行开放程度能促进银行的发展模式创新,催生多元化的银行产品与服务,打破地区间资本市场的传统界限,实现金融资源在省际的流动与共享,在一定程度上促进了其他省份经济的增长。从表3可以看出,直接效应显著性没有间接效应大,说明我们应该关注银行业开放在不同区域间的空间依赖性。

(二)稳健性检验

为保证基准估计结果的稳健性,本文通过以下几种方式展开检验。

1.更换空间矩阵的稳健性检验

本文以空间邻接矩阵来替换空间距离矩阵进行回归分析,结果如表4所示。通过对比表3和表4可知,各解释变量的直接效应、间接效应以及总效应系数均未发生较大改变,说明本文从空间距离矩阵角度进行研究的结果稳健。

表4 更换空间矩阵的稳健性检验

2.更换样本大小的稳健性检验

为了多角度检验模型的稳健性,本文从样本大小的视角来进行稳健性检验。考虑到金融危机对中国银行业开放带来的冲击,从总样本中剔除了2009年相关数据。如表5所示,结果依然稳健。

表5 更换样本大小的稳健性检验

3.增加控制变量的稳健性检验

张阳和雷良海(2002)认为,区域经济增长与宏观税负水平之间呈现出不均衡性,[21]56-59因此,本文增加了税负水平这一控制变量进行稳健性检验。具体而言,本文采用税收收入与地区生产总值的比值表征税负水平。增加控制变量后的估计结果如表6所示,结论具有稳健性。

表6 增加控制变量的稳健性检验

4.更换人力资本指标的稳健性检验

Romer(1986)开创性地研究了知识溢出对经济增长的促进作用,认为区域人力资本存量产生的知识溢出是影响经济增长的重要因素。[22]1002-1037人力资本有多种测算方法[23]2177-2188,常用的有人均受教育年数、中等学校入学率及教育投入等,考虑数据可得性,我们用劳动力增长率作为新的人力资本发展指标,并将其折算成真实值后取对数。估计结果如表7所示,结果依然稳健。

表7 更换人力资本指标的稳健性检验

六、机制分析

对外资银行管制的撤销增加了企业对外直接投资(FDI)倾向、增加了海外公司设立数量并提升了对外直接投资速度。[24]148-160自改革开放以来,中国吸收和利用的外商直接投资对中国的经济增长产生了深刻的影响。理论研究普遍认为FDI能对东道国的经济增长产生积极的作用,[25]679-693杨波和任飞(2022)的研究表明FDI存在显著的空间溢出效应。[26]1-17为检验这一机制,本小节选择外商直接投资额与地区GDP比值作为FDI的代理变量。通过构建空间计量模型(2)(3)来检验银行业开放通过吸引FDI来促进邻近区域经济增长。Fdiit表示省份i在t期的外商直接投资,其余变量与模型(1)一致。估计结果如表8所示。

Fdiit=β0+β1lnForit+βkControlkit

+λ1WlnForit+λkWControlkit+μi+ξt+εit

(2)

lnGDPit=β0+ρWlnGDPit+β1lnForit

+βkControlkit+λ1WlnForit+λkWControlkit+μi+ξt+εit

(3)

从模型(2)的估计结果可以发现银行业开放对FDI的直接效应具有显著的正向作用,且在1%的统计水平下显著。而银行业开放对FDI的间接效应不显著。这主要是由于本地外资银行只会吸引本行政区域内的外商直接投资。首先,外资银行在中国的经营运作和为其母国客户进行的对华投资咨询等业务的开展,有效提升了外国企业对华投资的信心;其次,外资银行的蓬勃发展为外商投资企业带来了更广泛的金融服务;最后,外资银行为中国金融市场带来了更多外部资金的进入通道,其所具有的广泛国际联系和庞大的分支机构为外商投资企业提供了更加多元化的融资渠道,从而推动了外商直接投资的发展。

影响机制检验表明,银行业的实际开放可通过拓宽外商直接投资渠道促进区域经济增长。一方面,中国通过银行业开放吸引FDI投资于本地,通过积累资本,可以填补现实存在的储蓄缺口,从而直接促进经济增长;同时外商直接投资通过引进高新技术和引进国外人才等多种方式提升了当地技术水平,通过技术扩散效应[27]189-211促进经济增长。[28]176-193另一方面,FDI会产生制度变迁效应[29]107-130。随着银行业的开放和在吸引FDI的过程中,跨国企业所带来的更加完善的制度要素和特征,必然会对我国原有的制度产生冲击,继而引发制度变革,对周边地区的经济增长产生积极的外部效应和空间溢出效应,并且各地区通过银行业开放发展FDI,在提升自身技术创新能力与优化产业结构的同时,还利用地区之间的人才流动、技术交流、资本流通、产业关联等提升省际的连通性,进一步传递先进技术、管理经验,从而推动邻近省份经济增长,缓解地区发展不平衡。

表8 银行业开放对区域经济增长的机制检验

七、结论及政策启示

本文以2005—2021年中国31个省级行政区域的平衡面板数据,利用空间杜宾模型探究了银行业的实际开放程度如何通过空间溢出效应促进中国的经济增长。研究发现:首先,银行业开放有助于经济增长。中国各省份的银行业开放水平对本地经济发展在总体上具有显著的促进作用,对本省的经济发展的直接效应具有显著的正向影响。其次,银行业开放对邻近区域经济增长的影响具有空间溢出效应。本省的银行业开放对周边省份的经济发展的溢出效应显著为正。最后,银行业开放通过提升外商直接投资渠道促进经济增长。机制检验发现银行业开放会通过拓宽资金融通渠道,吸引外商直接投资来推动经济的增长。基于上述研究结论,本文的政策启示如下:

第一,各省份应充分发挥银行业开放的空间溢出效应。地方政府应当全面考虑本省和周边地区的发展战略,积极构建区域协作平台,加强交流与合作,以最大限度地利用周边地区的资源要素,有效促进本省经济的增长,利用银行业开放的正外部效应促进邻近区域的经济增长,推动中国整体经济水平的提高。合理运用银行业开放的溢出效应,布局外资银行网点,实现银行业资源的充分共享和有效互补,促进共同发展。

第二,银行业开放为中国经济增长引入资金,应进一步通过推动银行业开放促进地区经济增长。资本的注入和技术与制度的不断创新,是一个国家经济增长的根本动力。外资银行在中国的发展,不仅为中国经济增长注入了必要的资本,同时也在一定程度上填补了中国储蓄的不足,优化了中国资源配置,促进了经济发展水平的提升。为了促进银行业市场的流动性,我们需要制定更具有开放性的政策,如放宽准入限制,扩大外资银行引入规模,健全银行业对外开放的法律法规等来优化外商直接投资环境,稳步提高银行业开放程度,增加中国银行业的竞争力和稳健性,并进一步通过银行业开放吸引并利用国际资本,促进我国实体经济增长。