银行业发展中地方政府经济职能的作用

李义超 王翔

摘 要：基于全国29个省市区1995—2009年间的面板数据，就银行业发展中地方政府经济职能的作用分地区展开了计量分析。结论表明：地方政府经济职能对银行业发展的作用影响是结构性的，以财政支出衡量的财政政策和以第三产业增加值来衡量的政府产业政策，对银行业发展有显著作用；而以国有经济投资衡量的政府投资政策和以政府行政管理费支出衡量的政府干预市场的经济职能，对银行业发展的作用不显著。在此基础上，为地方政府在银行业发展中积极发挥正面作用，努力减少负面影响提出了相应的建议。

关键词：地方政府 经济职能 银行业发展 面板数据

中图分类号：F830.2文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2012）11-013-03

一、引言

国内外理论界一直不乏对地方政府与金融发展的研究。Naughton Barry（1995）研究发现中国南方及沿海地区的经济快速发展背后是当地政府强有力的参与和主导，他认为在支持乡镇和私营企业的发展上，地方政府提供的金融保证起到了决定性的作用。Pagano和Volpin（2002）的研究发现，政府干预和金融监管因素在企业融资、银行业和证券市场三个方面存在着对金融的影响，解释了不同国家金融发展差异的原因。David. Berman（2003）发现在推进经济民营化和推动地区经济发展的比较优势方面，地方政府扮演的是与中央政府的政策讨价者和本地经济走势的指挥者双重角色。周立、巴曙松（2005）认为地方政府对银行信贷等金融领域的干预和控制必然导致金融资源配置的低效率。文斌、伍艳（2009）通过时间序列分析法，运用回归分析和格兰杰因果检验对我国区域金融发展与地方政府职能关系进行了实证分析，结果发现我国四大区域金融发展与地方政府职能存在着一定的相关性。

目前国内的研究主要倾向于金融发展对经济的影响，而探索金融发展本身影响因素的文献不多，尤其是从政府经济职能转变为视角的切入研究以银行业为代表性的金融业的发展更是空白。本文主要研究政府经济职能对银行业发展的影响，这在国内的理论界还很少涉及，本研究能丰富这方面的研究现状。

笔者认为，目前我国银行业发展处于关键时期，我们应该认真梳理和总结我国地方政府在银行业发展中职能转变所取得的经验并用来推广，指出它所存在的问题并加以解决。所以，对目前我国地方政府在银行业发展中职能转变所存在的问题及其原因进行较为全面的分析，具有十分重大的理论意义和现实意义。

二、实证研究

（一）变量定义

1.银行业发展变量。银行业规模指标（BANKA）用银行业年末存贷款总额占名义GDP的比重来表示，即Goldsmith提出的金融相关化率，反映银行总资产占GDP的比重。

另一个是代表银行业人力资本的指标（BANKP），本文用年度每万人总就业人员中银行业从业人员的数量来衡量，该指标通过银行从业人员比重侧面反映了银行业的社会影响力和社会责任，从另一个侧面代表了银行业的发展。

2.政府经济职能指标。模型中的解释变量有六个，本文借鉴李凯（2008）对政府经济职能变量的选取，考虑本文需要选择变量如下：

财政支出占GDP比重（EXP），本文指标选取从政府政策角度入手进行考虑，因为这种视角更利于在较长的历史时期内考虑我国政府经济职能的变化。

国有经济固定资产投资占GDP比重（FA），该指标反映政府根据一定时期内的经济和社会情况，并以社会实际需求为指导原则的财政政策实施情况。

第三产业增加值占GDP比重（TI），产业结构的优化程度决定了经济效率的高低和未来前景的乐观与否。

行政管理费占财政总支出比重（AE），该指标可以表征政府是否正在推行低成本高效能的建设，反映其执行经济职能的执行成本的变化。

城镇登记失业率（UR），中国政府对失业率的控制有着其他国家难以超越的能力，政府可以通过干预手段解决特定时期高企的失业率。

城镇农村人均收入比（IR），反映政府从全社会的整体利益出发，对城镇和农村居民收入和财富分配进行法定调整，保证社会稳定协调发展的经济职能。

3.控制变量。本文在模型中加入了六个控制变量，具体包括：法律环境指数（LAW），用万人律师比例来表示。外商投资（FDI），用实际利用外资额占名义GDP的比重来表示。经济对外依存度（OPEN），用进出口总额与名义GDP之比来表示。技术进步（TEC），用专利技术人员数占总人口的比重来表示。教育水平（EDU），用中等及中等以上学校在校学生数与总人口数之比来表示。城镇化水平（URB），用非农人口占总人口的比重来表示。

（二）模型设定

笔者采用如下计量模型对政府经济职能与银行业发展的数量关系展开计量分析：

BANKAit=ai+■βjXjit+■VxCoritroljit+εit（2.1）

BANKPit=ai+■βjXjit+■VxCoritroljit+εit（2.2）

BANKA和BANKP分別表示银行业资产规模指标和银行业人力指标；X为一组解释变量，包括EXP、FA、TI、AE、UR和IR。是一系列的控制变量，包括LAW、FDI、OPEN、TEC、EDU和URB；α、β和γ是待估参数；ε是特异性误差；i和t是各省市和时间标示变量；j和k是解释变量和控制变量的序号。

（三）数据说明

由于地方政府财政收支的压力在1994年的分税制改革前后发生显著的变化，这使得地方政府在行使经济职能上发生了较大的变化。因此，笔者选取分税制改革后1995—2009年中国29个省份的相关数据进行实证检验。本文数据主要来自历年的各省统计年鉴和统计公报，部分数据来自《中国金融统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》。参考的数据库有中国统计局数据库和各省统计局数据库。

（四）模型估计及选择

1.F检验。相对于混合估计模型来说，可以通过F检验来判断是否有必要建立个体固定效应模型（张晓峒，2007）。

H0：对于不同横截面模型截距项相同（建立混合估计模型）；

H1：对于不同横截面模型的截距项不同（建立个体固定效应模型）。

F统计量定义为：

F= （2.3）

其中，SSEySSEu分别表示约束模型（混合估计模型的）和非约束模型（个体固定效应模型的）的残差平方和。非约束模型比约束模型多了（N—1）个被估参数。需要指明的是：当模型中含有k个解释变量时，F统计量的分母自由度是（NT—N—k）。将混合回归模型与个体固定效应模型的残差平方和代入式（2.3），得：

F= =19.01705（2.4）

F=19.01705>F0.05（18，410）=1.83（2.5）

因此拒绝原假设，说明固定效应模型更合理。

2.Hausman检验。面板数据分析中，除了固定效应模型外，还有随机效应模型，到底是选择固定效应模型，还是随机效应模型来分析，一般利用Hausman检验来决定。

H0：建立随机效应模型更合适；

H1：建立固定效应模型更合适。

对随机效应的回归结果做Hausman检验，利用检验得到的卡方值及相应的概率，决定是拒绝原假设还是接受原假设。拒绝原假设则应建立固定效应模型，反之，则应该采用随机效应模型来进行估计。

首先，估计个体固定效应模型及随机效应模型，进行Hausman检验，检验结果见下表：

然后，估计时期固定效应模型及随机效应模型，进行Hausman检验，检验结果见表2。

以上两表结果表明，两种情况下这两个模型都是采用固定效应模型来进行估计更为合理。

（五）面板数据模型估计及结果

笔者利用eviews6.0分析全国29个省份数据，相关变量的回归结果整理如下：

两个模型的都具有较强的整体解释力，尤其以固定效应模型的解释力最强，因此下文分析主要以固定效应模型的数据结果为基础。上述12个指标中，只有EXP在六个模型中都是1%水平下显著，而且系数也比较大，这说明了财政支出对银行业规模的壮大和人力资本的增强有着非常明显的促进作用，这与皮天雷（2010）所得的结论是一致的。

FA除了在两个时期固定效应模型中显著外，在其他四个模型中的显著性很低，而且系数都为负，这很好的说明了国有经济固定资产投资对银行业的发展是不利的，因为对于低效率国有经济的过多投资会挤出民营经济，而民营经济的活跃性与银行业的规模是有着很大的关系，因此银行业的发展需要多元经济的共同引导，而不是国有经济一枝独大。

TI在六个模型中只有一个是5%水平下显著，其余都是1%水平下显著，而且在个体固定效应模型中，TI的系数数值大小居于所有指标之首，这也充分说明了第三产业增加值对银行业资产负债规模和人力规模有着很强的促进作用。

AE对BANKA没有显著作用，而对BANKP的作用在1%水平下显著，这表明行政管理费占财政总支出比重对银行业资产负债的规模作用为负，但不显著，不能作为可靠结论。这同皮天雷（2010）和宋艳伟（2008）得出的结论有相似之处。而AE对银行业人力规模的扩大却是显著为负，这可能由于政府过多的行政干预使社会人力资本流动不畅，阻碍了人力资本向银行业的流动。

城镇登记失业率指标UR对BANKA的三个模型都不显著，但是对BANKP却表现出较高水平的显著性。城镇登记失业率与银行业资产负债规模相关性不大也在情理之中。而有趣的是，城镇登记失业率竟然与银行业的从业人数在5%水平下显著，符号竟然是正的，这说明了失业率越高而银行从业人数比率也越高。这可能的原因是：失业率变高往往是经济不景气时期，非国有企业的失业率增加，而具有社会稳定职责的国有企业的失业人数变化不大，因此作为以国有企业为主体的银行业的从业人数变化不大，而从业人数比率却上升了。

另一个解释变量IR对BANKA和BANKP分别在1%水平下和5%水平下显著，两者系数符号皆为负。数据结果也符合之前的分析，因为随着地区收入差距的扩大，财富集中在少数地区，不利于银行业规模的扩大，地区收入差距容易造成产权保护的不足，不利于债权人权利的保护，也不利于银行业务的扩大。

三、研究结论与建议

根据以上分析，笔者可以得出以下结论：（1）以财政支出占GDP比重来衡量的政府实施财政政策的经济职能，对银行业总资产和人力资本规模总体是显著。（2）以国有经济固定资产投资占GDP比重来衡量的政府拉动投资的经济职能，对银行业发展总体不显著。（3）以第三产业增加值占GDP比重来衡量的政府实施产业政策的经济职能，对银行业发展总体表现很显著。（4）以行政管理费占财政总支出比重来衡量的政府干预市场的经济职能，对银行业发展表现不显著，尤其对银行业人力资本还有显著的负向作用。这说明了政府过多的不合理的行政干预会使社会人力资本流动不畅，阻碍了人力资本向银行业的流动。（5）以城镇登记失业率来衡量的政府缓解失业率的经济职能，对银行业发展规模的作用不显著，但对银行业人力资本水平却有显著的正向作用，這说明了银行业这些国企为主的行业的劳动力流动市场化程度不够，当经济低迷时公有制单位自然成为就业率的避风港。（6）以城镇农村人均收入比来衡量的政府调节收入分配的经济职能，对银行业发展规模和人力资本水平的提高的作用显著为负。这说明随着地区收入差距的扩大，财富集中在少数地区，不利于银行业规模的扩大，也不利于银行业务的扩大。

针对上文得出的实证结论，笔者认为政府在制定银行业发展政策上，应充分考虑以下几个方面：（1）加快地方政府职能的转变，确立政府与市场的有效边界，政府经济职能要从“无所不为”、“全职全能”的政府向“有所为、有所不为”的公共服务型政府转变。（2）调整国有经济布局，放宽民营经济的市场准入，实现投资主体的多元化； 放宽对民营经济投资的市场准入，放松垄断性行业的投资限制。（3）加大对第三产业的投入力度，推进产业结构升级，积极拓宽融资渠道， 不断加大对第三产业的投资力度。（4）破解农村金融抑制，缩小城乡收入差距，扶持农村金融发展是缩小城乡收入差距的有效途径。（5）提高银行业从业人员素质，促进人力资本流动，才能促进区域银行业的发展，保证区域经济社会协调发展。

[基金项目：本研究获浙江省高校人文社会科学重点研究基地（金融学）的资助。]

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（作者简介：李义超，浙江工商大学金融学院教授，金融研究所副所长，研究方向：公司金融、金融发展、农村金融；王翔，浙江工商大学硕士生，研究方向：货币银行、金融发展 浙江杭州 310018）（责编：若佳）