本文關(guān)鍵詞：銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

一、銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系

大量的實證研究發(fā)現(xiàn),銀行業(yè)的發(fā)展有助于促進經(jīng)濟增長。然而,關(guān)于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,已有研究尚未得出一致的結(jié)論�，F(xiàn)有文獻著重于考察銀行業(yè)集中度對銀行業(yè)的經(jīng)濟績效的影響,部分研究認為,壟斷性銀行業(yè)結(jié)構(gòu)會導致貸款供給不足和較高的貸款利率;有些研究則認為,具有市場壟斷力的銀行更有動力建立和維護長期銀企關(guān)系、從而有利于提高小企業(yè)的信貸可得性。相關(guān)實證研究應用發(fā)達經(jīng)濟的數(shù)據(jù)或者跨國數(shù)據(jù)樣本,著眼于檢驗上述兩個方面的理論假說的合理性,而這些實證研究的結(jié)果是相互沖突的。林毅夫等(2006)則從另一個角度考察銀行業(yè)結(jié)構(gòu)及其對經(jīng)濟增長的影響,強調(diào)銀行業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu),即不同規(guī)模的銀行在銀行體系中的相對重要性。他們認為,在現(xiàn)代的發(fā)展中國家,最優(yōu)的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)應當以區(qū)域性的中小銀行為主體;而在現(xiàn)代的發(fā)達經(jīng)濟中,大銀行和金融市場應當在金融體系中發(fā)揮主導作用。本文力圖對這一理論假說進行實證檢驗。在現(xiàn)階段的中國,勞動密集型中小企業(yè)具有比較優(yōu)勢,是支持中國經(jīng)濟增長的主力軍;銀行業(yè)方面,在每個地區(qū),區(qū)域性中小金融機構(gòu)與四大國有銀行的地方分支機構(gòu)相互競爭。如果林毅夫等(2006)提出的“最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)”理論假說成立,則在中國現(xiàn)階段,提高中小金融機構(gòu)的重要性有利于經(jīng)濟增長。本文運用中國28個省區(qū)在1985—2002年期間的面板數(shù)據(jù),考察了各個省區(qū)的銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。文章將銀行業(yè)結(jié)構(gòu)定義為中小銀行的市場份額,度量指標為四大國有商業(yè)銀行之外的其他金融機構(gòu)的貸款余額占各個省區(qū)的全部金融機構(gòu)貸款余額的比重。在控制了影響中國各地區(qū)經(jīng)濟增長的其他主要因素后,運用雙向固定效應模型的計量結(jié)果發(fā)現(xiàn),中小銀行的市場份額與經(jīng)濟增長率之間具有顯著的正向關(guān)系。為了進一步考察二者之間的正向關(guān)系是否體現(xiàn)了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟增長的因果關(guān)系,我們利用1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革的政策因素構(gòu)造了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的工具變量。運用雙向固定效應模型和工具變量方法的估計結(jié)果顯示,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長有顯著的正向影響。為了確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性,本文進一步考慮了其他解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題,并運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行了重新估計,估計結(jié)果再次支持我們的理論假說。本文的實證研究有助于拓展已有文獻對銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的討論。已有文獻著重于分析“銀行業(yè)集中度”,本文則強調(diào)“銀行業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)”,二者各有側(cè)重,又有相互重疊的方面。我們認為,銀行業(yè)集中度是銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的一個重要方面,但是從銀行業(yè)對整個經(jīng)濟增長的影響角度看,銀行業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)可能是更為重要的維度。本文與關(guān)于小企業(yè)融資的文獻相關(guān),但本文的研究視角不同。關(guān)于小企業(yè)融資的文獻重點考察小企業(yè)的融資來源以及銀行業(yè)并購如何影響小企業(yè)的信貸可得性。我們的研究則著眼于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與整個經(jīng)濟的增長。對處于不同經(jīng)濟發(fā)展階段的國家,由于其要素稟賦結(jié)構(gòu)存在差異,具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)不同,小企業(yè)在整個經(jīng)濟中的重要性不同,因而其最優(yōu)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)也會不同。只有當勞動密集型的中小企業(yè)對整個經(jīng)濟的增長具有主導作用時,以中小銀行為主體的銀行體系才是有效的。本文的研究視角和結(jié)論也會增加對中國金融體系的了解。最近幾年來,關(guān)于中國金融體系的研究興趣日益濃厚,主要原因在于,中國經(jīng)濟的快速增長與金融體系的低效率同時并存,成為關(guān)于金融發(fā)展的實證文獻的一個無法忽視的例外。已有研究把中國銀行業(yè)的低效率的原因歸結(jié)為國有銀行的主導地位和國有銀行在貸款方面的所有制偏向。根據(jù)本文的計量結(jié)果,國有銀行的所有制偏向并不是造成中國銀行業(yè)低效率的唯一因素,銀行業(yè)不合理的規(guī)模結(jié)構(gòu)也是一個重要的原因。下文包括六部分,第二部分簡述“最優(yōu)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)”的理論邏輯,并導出本文所要檢驗的假說;第三部分討論影響中國各地區(qū)經(jīng)濟增長與收斂的各種因素,并設(shè)定本文的基本計量模型;第四部分是數(shù)據(jù)說明;第五部分說明銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的識別方式,并報告基本的計量結(jié)果;第六部分用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行穩(wěn)健性檢驗;最后一部分對全文進行簡要總結(jié)。

二、銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長:理論假說

1•相關(guān)文獻:銀行業(yè)集中度

關(guān)于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,現(xiàn)有研究著重于考察銀行業(yè)的競爭程度對銀行體系的經(jīng)濟績效的影響�；诋a(chǎn)業(yè)組織理論的傳統(tǒng)智慧認為壟斷的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)不利于經(jīng)濟增長。例如,在Guzman(2000)的模型中,相對于競爭性銀行,壟斷性銀行向儲蓄者支付較低的利率,從而降低了儲蓄率,更易導致信貸配給;如果不存在信貸配給,壟斷性銀行則會索取更高的貸款利率;因此,壟斷性銀行業(yè)結(jié)構(gòu)不利于資本積累和經(jīng)濟增長。Dewatripont和Maskin(1995)則從再談判角度考察了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)問題,認為競爭性銀行能夠?qū)杩钇髽I(yè)形成更強的預算約束,因此有利于為風險較高的新企業(yè)提供融資。而有些研究則著眼于考察銀行與借款者之間的信息不對稱問題,認為壟斷性銀行業(yè)結(jié)構(gòu)更便于克服信貸交易中的逆向選擇和道德風險問題。例如,Petersen和Rajan(1995)認為,具有較強的市場壟斷力的銀行更易與借款者形成長期銀企關(guān)系,有更多的契約工具對借款者進行甄別并降低其道德風險,從而可能使更多的投資項目得到信貸支持;而銀行業(yè)的競爭會阻礙這種對借貸雙方有利的長期銀企關(guān)系的形成。關(guān)于銀行業(yè)集中度的實證研究得出了非常不同的結(jié)論。有些研究發(fā)現(xiàn),較低的銀行業(yè)集中度有利于新企業(yè)的創(chuàng)建和小企業(yè)的成長,從而對經(jīng)濟增長有正的影響(如BlackandStrahan,2002;CetorelliandStrahan,2006)。Becketal(2004)對74個國家的企業(yè)層面的數(shù)據(jù)進行了分析,發(fā)現(xiàn)較高的銀行業(yè)集中度對企業(yè)融資具有阻礙作用,而且這種阻礙作用對小企業(yè)更為明顯。然而,有的研究得出了相反的結(jié)論,發(fā)現(xiàn)較高的銀行業(yè)集中度有利于提高當?shù)匦∑髽I(yè)的信貸可得性和新企業(yè)的成長(如PetersenandRajan,1995;JacksonandThomas,1995)。BonaccorsidiPatti和Dell’Ariccia(2004)分析了意大利的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)銀行集中度與新企業(yè)創(chuàng)建之間的關(guān)系是非線性的,在一定范圍內(nèi),銀行業(yè)壟斷程度的增加對新企業(yè)創(chuàng)建具有正向效應,但超過該范圍后,銀行業(yè)壟斷程度的進一步增加對新企業(yè)創(chuàng)建具有負的影響。不可否認,銀行業(yè)的競爭程度是銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的一個重要方面。但是,考慮銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,不僅需要考慮具有一定結(jié)構(gòu)的銀行業(yè)本身的特性,而且需要分析實體經(jīng)濟的特性及其對金融服務(wù)需求的性質(zhì),而上述關(guān)于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的理論假說沒有對后者給予充分的重視。其中,基于銀行的信息搜集和事后監(jiān)督功能的理論假說對于信息相對不透明的中小企業(yè)更為重要。如果中小企業(yè)對于整個經(jīng)濟的增長是非常重要的,則依據(jù)該假說可以推論,較高的銀行業(yè)集中度有利于經(jīng)濟增長;否則,即使較高的銀行業(yè)集中度有利于小企業(yè)融資和新企業(yè)進入,對于整個經(jīng)濟增長的影響也難以確定。然而,關(guān)于較高的銀行業(yè)集中度是否有利于小企業(yè)成長和新企業(yè)進入,上述實證研究也得出了不同的結(jié)論。這些分析說明,考慮銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與整個經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,銀行業(yè)集中度可能不是一個最重要的維度。

2•本文的理論假說:銀行業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)

與前述文獻的分析角度不同,林毅夫等(2006)強調(diào)銀行業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟增長的重要性,提出了“最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)”的理論假說。他們認為,在現(xiàn)代的低收入國家,區(qū)域性的中小銀行應當成為金融體系的主要組成部分;而在現(xiàn)代的發(fā)達國家,大銀行和金融市場應當在金融體系中發(fā)揮主導作用。其主要邏輯可以概括如下。處于不同經(jīng)濟發(fā)展階段的國家具有不同的要素稟賦結(jié)構(gòu),這決定了其實體經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有系統(tǒng)性差異,而不同的產(chǎn)業(yè)具有不同的風險特性、融資需求和信息特征。因此,處于不同經(jīng)濟發(fā)展階段的實體經(jīng)濟對于金融服務(wù)的需求存在顯著差異。在現(xiàn)代的低收入國家,勞動密集型產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢(林毅夫,2002)。而勞動密集型產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)一般規(guī)模較小,①其產(chǎn)品市場和所用技術(shù)都比較成熟,企業(yè)風險主要來自企業(yè)家風險。②由于中小企業(yè)相對信息不透明,融資規(guī)模較小,區(qū)域性的中小銀行在為其提供融資服務(wù)方面具有比較優(yōu)勢。因此,區(qū)域性中小銀行應當成為發(fā)展中國家金融體系的主要組成部分。在現(xiàn)代的發(fā)達經(jīng)濟中,雖有大量的中小企業(yè),但在國民經(jīng)濟中居于主導地位的是資金需求量大的資本密集型企業(yè)、具有很高的技術(shù)創(chuàng)新風險和產(chǎn)品創(chuàng)新風險的創(chuàng)新型企業(yè)。有效的金融體系應當包括能夠為大企業(yè)提供短期大規(guī)模融資服務(wù)的大銀行,和能夠有效分散技術(shù)創(chuàng)新風險和產(chǎn)品創(chuàng)新風險的股票市場。當然,發(fā)達經(jīng)濟中仍然存在一定數(shù)量的勞動密集型中小企業(yè),因此為其服務(wù)的中小金融機構(gòu)也會在一定范圍內(nèi)存在。上述邏輯的一個重要環(huán)節(jié)是銀行業(yè)中存在的基于規(guī)模的專業(yè)化分工,即大銀行主要向大企業(yè)提供貸款而小銀行主要給小企業(yè)貸款。③這種分工主要基于兩個因素。首先從風險分散的角度看,資產(chǎn)規(guī)模較大的大銀行有能力向資金需求規(guī)模大的大型企業(yè)提供信貸和其他金融服務(wù);而資產(chǎn)規(guī)模較小的中小銀行難以提供大額貸款。同時,在克服信息不對稱的方式和能力方面,大銀行更適于監(jiān)督大企業(yè),而中小銀行則在監(jiān)督小企業(yè)方面具有相對優(yōu)勢。這是因為,大企業(yè)一般都具有完整的、經(jīng)過審計的財務(wù)報表等易于傳遞的“硬”信息,具有一定的成長歷史和信用記錄,擁有一定規(guī)模的可抵押資產(chǎn),銀行向大企業(yè)提供貸款所需要的信息相對容易獲得,抵押要求也較易得到滿足。但是,中小企業(yè)常常缺乏完整的、經(jīng)過審計的財務(wù)報表等“硬”信息,信用記錄較短,缺乏可用于抵押的資產(chǎn),銀行對中小企業(yè)的貸款決策常常只能依賴關(guān)于企業(yè)主的個人品質(zhì)和經(jīng)營能力等難以傳遞的“軟”信息。在小銀行中,信息的生產(chǎn)者往往就是貸款決策的制定者,銀行內(nèi)部的信息傳遞鏈條很短,信貸決策者能夠較為有效地將有關(guān)借款者的“軟”信息用于信貸決策;由于收集借款者“軟”信息的努力易于得到回報,信息生產(chǎn)者有激勵去收集這類信息。而在大銀行中,復雜的組織結(jié)構(gòu)使得信息生產(chǎn)者與貸款決策者往往是分離的,銀行內(nèi)部的信息傳遞鏈條較長,信息生產(chǎn)者向信貸決策者準確傳遞“軟”信息的難度很大,因此信貸決策者難以依賴這些“軟”信息進行決策,信息生產(chǎn)者收集“軟”信息的努力難以得到高層管理者的認可和回報,因而大銀行的職員收集客戶“軟”信息的激勵就會很弱;而諸如借款企業(yè)的財務(wù)報表、抵押品的價值等“硬”信息則易于觀察、易于由信息生產(chǎn)者向貸款決策者傳遞,信息傳遞過程中的信息損失也會較小,因此大銀行的高層信貸決策者通常依賴這類信息進行決策,①大銀行職員收集客戶“硬”信息的激勵就會較強。所以大銀行更適合向信息相對透明、易于提供“硬”信息的大企業(yè)貸款,而在向中小企業(yè)提供貸款方面缺乏信息優(yōu)勢。而小銀行能夠提供較強的收集潛在借款者的“軟”信息的激勵,而且小銀行一般是區(qū)域性的,便于同臨近區(qū)域內(nèi)的中小企業(yè)建立長期的銀企關(guān)系,因此,小銀行在高度依賴“軟”信息的中小企業(yè)融資中具有比較優(yōu)勢。自改革開放以來,中國的經(jīng)濟總量大幅增長,人均收入水平也有了很大提高,但是相對于發(fā)達國家,勞動力相對豐裕而資本相對稀缺仍然是中國的要素稟賦結(jié)構(gòu)的基本特征,在今后很長的時期內(nèi),勞動密集型產(chǎn)業(yè)仍是符合中國比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè),中小企業(yè)對于中國的經(jīng)濟增長仍然具有非常重要的作用。因此,作為前述“最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)”理論假說的一個直接推論,中國在現(xiàn)階段的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)應該是以區(qū)域性中小銀行為主的銀行體系來主導的。本文擬用中國28個省區(qū)在1985—2002年期間的面板數(shù)據(jù)對這一推論進行實證檢驗。

三、基本計量模型的設(shè)定

1•中國各地區(qū)的經(jīng)濟增長與收斂

關(guān)于中國各地區(qū)的經(jīng)濟增長與收斂問題,已有很多實證研究,如蔡和都陽(2000)、Dayal-Gulati和Husain(2000)等。這些研究識別出影響中國各地區(qū)經(jīng)濟增長與收斂的一些重要因素,主要包括私有化程度、外商直接投資、人力資本積累、政府規(guī)模等。林毅夫和劉明興(2003)認為,政府的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略也是影響中國各地區(qū)經(jīng)濟增長績效差異的一個重要因素。其基本邏輯是,影響一個經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長績效的關(guān)鍵因素是產(chǎn)業(yè)和技術(shù)結(jié)構(gòu)的選擇是否與本地的要素稟賦結(jié)構(gòu)相適應。中國改革之前的趕超發(fā)展戰(zhàn)略損害了經(jīng)濟增長,改革后快速持續(xù)的經(jīng)濟增長得益于政府逐步放棄了傳統(tǒng)的趕超戰(zhàn)略,逐漸通過市場力量推動經(jīng)濟系統(tǒng)走上遵循比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的路徑。在這個過程中,各個省份出現(xiàn)了很大差異,東部省份迅速納入到遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展軌道上來,而中西部地區(qū)依然受到較多的政府干預,這是造成中國各個地區(qū)的經(jīng)濟增長績效差異的一個重要原因。

2•銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長

大量的實證研究發(fā)現(xiàn),銀行業(yè)的發(fā)展①對于經(jīng)濟增長有顯著的正向影響(KingandLevine,1993;Levine,Loayza,andBeck,2000;BeckandLevine,2004)。然而,關(guān)于中國的銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證研究則發(fā)現(xiàn),上述正向關(guān)系在中國的數(shù)據(jù)樣本中難以成立。Allenetal(2006)對中國金融體系進行了詳細的分析,認為中國的金融體系龐大但缺乏效率,支撐中國經(jīng)濟快速增長的企業(yè)依賴于其他渠道獲得融資。Boyreau-Debray(2003)用1990—1999年間的分省面板數(shù)據(jù)考察中國銀行業(yè)的發(fā)展對于各省經(jīng)濟增長的影響。該文發(fā)現(xiàn),中國銀行體系的儲蓄規(guī)模和國有銀行的信貸規(guī)模與經(jīng)濟增長之間具有負向關(guān)系。作者認為這種負向關(guān)系存在的原因是國有銀行在中國銀行業(yè)中的主導地位和國有銀行的所有制偏向,即國有銀行傾向于貸款給國有企業(yè),而國有企業(yè)的效率很低。因此,在控制了國有工業(yè)企業(yè)比重后,上述兩個度量銀行業(yè)規(guī)模的指標不再顯著。中國的銀行體系規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的負向關(guān)系在Ljungwall和Li(2007)的實證結(jié)果中也得到體現(xiàn)。

3•銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長

如前文所述,根據(jù)“最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)”理論,中國在現(xiàn)階段的金融結(jié)構(gòu)應當以區(qū)域性的中小銀行為主。然而,在現(xiàn)實中,具有龐大的組織規(guī)模的四大國有銀行在整個銀行體系中長期居于主導地位。自1990年以來,四大國有銀行在整個銀行業(yè)中的市場份額逐步下降,其他中小金融機構(gòu)的市場份額逐步上升。1985年,四大國有銀行存款余額在全部金融機構(gòu)存款余額中的比重為93•2%,相應的貸款比重為94•2%;1990年,存款比重仍為83•1%,貸款比重為85•8%;至2002年,存款比重和貸款比重分別下降為65•7%和61•2%。②根據(jù)“最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)”理論的預期,中國銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的上述變化是向其最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的趨近,有利于促進其經(jīng)濟增長。四大國有商業(yè)銀行和其他中小金融機構(gòu)的市場份額及其變化在不同地區(qū)之間也存在差異,這為我們考察中國各地區(qū)的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系提供了一個難得的機會。③根據(jù)前文關(guān)于現(xiàn)階段中國最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的討論,本文所要檢驗的假說為:在中國現(xiàn)階段,中小金融機構(gòu)的市場份額上升有利于促進經(jīng)濟增長。

4•基本計量模型的設(shè)定

基于上述討論,我們把銀行業(yè)結(jié)構(gòu)變量引入通常的經(jīng)濟增長模型,將基本的計量模型設(shè)定為:git=β1•BSit+β2•FDit+Φ•Xit+αt+μi+ξit(1)其中,git是被解釋變量,在數(shù)據(jù)中用各地區(qū)的真實人均GDP的增長率grjgdpit來表示。αt和μi分別用于控制時間效應和地區(qū)效應。FDit為各地區(qū)的銀行體系相對于實體經(jīng)濟的規(guī)模,用于反映各地區(qū)的金融深化程度,具體度量指標為各地區(qū)全部金融機構(gòu)貸款余額與GDP的比例floanit。Xit為其他控制變量,包括文獻已經(jīng)識別出的影響中國各地區(qū)經(jīng)濟增長績效的主要因素:rsoeit,國有工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)值的比重;gfdiit,外商直接投資與GDP的比例;exportit,出口額占GDP的比重,與gfdiit一起用于反映對外開放程度;glabit,勞動力增長率;finvrit,固定資本形成總額占GDP的比重;fcgdpit,政府消費占GDP的比重;edusit,中等學校和高等學校在學人數(shù)占全部人口的比例,用于反映人力資本投資;lnrjgdp-1it,上期末的真實人均GDP的對數(shù)值,用于控制經(jīng)濟增長中的收斂效應;tciit,上期的技術(shù)選擇指數(shù),用于度量林毅夫(2002)所提出的“經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略”④。在上述計量模型中,BSit表示地區(qū)i在時間t的銀行業(yè)結(jié)構(gòu),在數(shù)據(jù)中用各地區(qū)的中小金融機構(gòu)的市場份額smallit來表示,具體度量指標為四大國有商業(yè)銀行之外的其他金融機構(gòu)的貸款余額占各地區(qū)全部金融機構(gòu)貸款余額的比重�？紤]到中國銀行體系的特殊性,我們認為,這個度量指標能夠較好地反映本文前面討論的銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)。首先,除了四大國有商業(yè)銀行外,其他金融機構(gòu)的規(guī)模都很小;①其次,四大國有銀行基本按照行政區(qū)劃設(shè)置分支機構(gòu),而其他金融機構(gòu)多為地方性金融機構(gòu),因此,在各個地方性金融市場上,四大國有商業(yè)銀行的分支機構(gòu)與當?shù)氐闹行〗鹑跈C構(gòu)相互競爭。β1是本文最感興趣的系數(shù),前面的理論假說意味著β1>0。然而,識別銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響,需要解決銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性問題。根據(jù)對現(xiàn)實的觀察和數(shù)據(jù)資料,經(jīng)濟增長比較快、人均收入水平比較高的省份,中小金融機構(gòu)的市場份額也比較高,而經(jīng)濟增長率較低、人均收入水平較低的省份,中小金融機構(gòu)的市場份額也較低。然而,這種相關(guān)性的因果關(guān)系方向卻難以確定。本文前述的討論認為,在中國現(xiàn)階段,較高的中小銀行市場份額有利于經(jīng)濟增長;但是反向的因果關(guān)系方也非�？赡�,除四大國有商業(yè)銀行之外的其他商業(yè)銀行會選擇到經(jīng)濟增長比較快、經(jīng)濟發(fā)展水平比較高的地區(qū)設(shè)立分支機構(gòu),這些地區(qū)產(chǎn)生的金融需求也會誘使各種地方性金融機構(gòu)的出現(xiàn)和擴張,因此在經(jīng)濟增長比較快、經(jīng)濟發(fā)展水平比較高的地區(qū),中小金融機構(gòu)的市場份額會比較高。因此,如何尋找合適的工具變量識別銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長率之間的因果關(guān)系將是檢驗前述假說的關(guān)鍵。四、數(shù)據(jù)說明本文所用的數(shù)據(jù)樣本是中國28個省區(qū)在1985—2002年期間關(guān)于前述各個變量的數(shù)據(jù)。②具體而言,相關(guān)的分省金融數(shù)據(jù)來自各年度的《中國金融年鑒》,分省經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)來自《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、《全國各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計資料匯編1949—1989》、以及各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》等。技術(shù)選擇指數(shù)(tci)來自北京大學中國經(jīng)濟研究中心發(fā)展戰(zhàn)略組計算整理的數(shù)據(jù)。為了避免年度數(shù)據(jù)可能存在的波動性,我們將樣本期分為6個區(qū)間,③分別為1985—1987年、1988—1990年、1991—1993年、1994—1996年、1997—1999年、2000—2002年。每個變量在各個區(qū)間的觀測值為該變量在相應區(qū)間內(nèi)三年的平均值。是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

五、模型的識別和估計結(jié)果

1•基本的雙向固定效應模型

在模型(1)中,μi和αt分別表示地區(qū)效應和時間效應�？紤]到中國各個地區(qū)的差異和改革過程的階段性,我們應當運用固定效應模型而不是隨機效應模型。對模型(1)進行Hausman檢驗得到的P-value為0•0000,顯示固定效應模型更為合適。那么,是否需要同時控制地區(qū)固定效應和時間固定效應?或者只需要控制地區(qū)固定效應?雙向固定效應模型更具有一般性,但也會降低估計的自由度。對模型(1)進行雙向固定效應估計,然后檢驗時間變量的聯(lián)合顯著性,得到的P-value為0•0000。因此,雙向固定效應模型應該較為合適。對雙向固定效應模型(1)進行直接估計的主要結(jié)果放在中,表中所有的估計模型都應用Robust協(xié)方差矩陣。第一列顯示的是只包括銀行業(yè)結(jié)構(gòu)small的估計結(jié)果;第二列加入了文獻已經(jīng)識別出的主要控制變量,包括外商直接投資與GDP的比例gfdi、出口額占GDP的比重export、勞動力增長率glab、固定資本形成總額與GDP的比例finvr、政府消費占GDP的比重fcgdp、上期中等學校和高等學校在學人數(shù)占全部人口的比例①edus-1、上期末的真實人均GDP的對數(shù)值lnrjgdp-1;第三列則加入反映銀行業(yè)規(guī)模的變量floan。在前三列的估計結(jié)果中,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)變量small的系數(shù)都顯著為正。如果銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長率之間的關(guān)系可以解釋為因果關(guān)系,則該系數(shù)意味著,中小銀行的市場份額上升有利于經(jīng)濟增長,從而與本文的理論假說一致。其他解釋變量的顯著性與文獻基本一致,上期末的真實人均GDP的系數(shù)顯著為負,表明存在條件收斂效應;上期的中等以上學校在學率edus-1和本期的外商直接投資gfdi的系數(shù)也顯著為正;同時,銀行業(yè)的規(guī)模floan與經(jīng)濟增長率之間具有顯著的負向關(guān)系。已有文獻用國有銀行的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來解釋銀行業(yè)規(guī)模的系數(shù)顯著為負的實證結(jié)果。

有人認為,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)變量small顯著為正的結(jié)果可能也與國有銀行的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)有關(guān)。由于四大國有銀行的貸款行為受到較多的政府干預,其大部分貸款流向效率較低的國有企業(yè)②,因此,四大國有銀行的市場份額的下降和其他金融機構(gòu)市場份額的上升,可能使得更多的非國有企業(yè)得到信貸支持。為了考察銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)的重要性,需要剔除銀行的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對估計結(jié)果的影響,為此,我們引入反映國有企業(yè)在經(jīng)濟中的重要性的變量:國有工業(yè)總產(chǎn)值在整個工業(yè)總產(chǎn)值中的比重rsoe。如果中國銀行業(yè)的低效率主要是因為國有銀行對國有企業(yè)的貸款偏向和國有企業(yè)的低效率,則包括了國有工業(yè)比重rsoe后,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)指標應該不再顯著,銀行業(yè)規(guī)模的指標應該為正、或者至少不顯著。第4列是引入國有企業(yè)比重rsoe后的估計結(jié)果,其中當期的國有工業(yè)比重rsoe并不顯著,對整個模型的估計也沒有顯著影響。一個潛在的可能是,當期的國有工業(yè)比重具有內(nèi)生性,如果其他因素導致的非國有部門的增長越快,則當期的經(jīng)濟增長率會越高,同時當期的國有工業(yè)比重也會較低。所以,我們用上期末的國有工業(yè)企業(yè)比重rsoe-1進行重新估計(第5列)。估計結(jié)果支持上述分析,上期末國有工業(yè)比重rsoe-1顯著為負,與文獻中的結(jié)論一致。但是,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)small的系數(shù)仍然顯著為正,銀行業(yè)規(guī)模變量floan的系數(shù)也仍然顯著為負,且系數(shù)的大小沒有顯著變化。這表明,在導致中國銀行業(yè)低效率的因素中,不僅包括國有銀行貸款的所有制偏向,還有其他因素在起作用。我們認為,不合理的銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)制約了銀行體系擴張對經(jīng)濟增長的作用。但是,反映經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的變量技術(shù)選擇指數(shù)tci在所有的估計結(jié)果中都不顯著。這一點與林毅夫和劉明興(2003)的分析不一致。我們猜測,各地的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略對經(jīng)濟增長的影響可能體現(xiàn)在其他變量中,例如國有工業(yè)比重、外商直接投資的規(guī)模、銀行業(yè)結(jié)構(gòu)等。①

2•工具變量方法

在的估計結(jié)果中,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)small與經(jīng)濟增長率顯著正相關(guān),但是這種正向相關(guān)性不一定反映了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟增長率的影響,二者之間可能存在另一個方向的因果關(guān)系。本文嘗試用1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革這一政策因素來構(gòu)造工具變量,以克服銀行業(yè)結(jié)構(gòu)可能存在的內(nèi)生性問題。

(1)1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革

為了說明這一方法的邏輯,我們簡略回顧中國金融體制改革的歷程,進而分析1994年國有銀行商業(yè)化改革對各地區(qū)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的可能影響。中國金融體制改革的起點是計劃經(jīng)濟時期形成的“大財政、小金融”體制格局和中國人民銀行獨家壟斷的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)。1978年改革開放之后的金融體制改革可以分為兩個階段。1979—1994年之間,中國的金融體制改革主要體現(xiàn)為金融組織規(guī)模的擴張和經(jīng)濟貨幣化程度的提高,但資金的配置方式?jīng)]有發(fā)生根本性的變化。1979—1984年期間,四大國有專業(yè)銀行得以恢復或設(shè)立,打破了人民銀行獨家壟斷的傳統(tǒng)金融體制格局。在20世紀80年代中后期,又組建了交通銀行、中信實業(yè)銀行等股份制商業(yè)銀行。期間,農(nóng)村信用社恢復運營,并在各地開辦城市信用社,其他非銀行金融機構(gòu)也開始出現(xiàn)并發(fā)展起來,四大國有專業(yè)銀行的市場份額有所下降,但銀行業(yè)結(jié)構(gòu)仍然高度集中。與之相伴隨,貨幣規(guī)�？焖僭鲩L,經(jīng)濟的貨幣化程度迅速提高。1979—1994年期間的快速貨幣化和銀行業(yè)結(jié)構(gòu)之間具有內(nèi)在的關(guān)聯(lián)。中國的經(jīng)濟改革是從微觀層面開始的,改革前期中央政府并沒有主動放棄計劃經(jīng)濟期間的趕超戰(zhàn)略。1979年開始改革以后,尤其是1985年全面實行“撥改貸”以后,隨著放權(quán)讓利改革的推行,國民收入的分配向民間部門和地方傾斜,中央政府的財政收入占國民收入的比重持續(xù)下降,難以滿足國有經(jīng)濟部門的投資需求,于是中央政府通過銀行體系的超貸增加貨幣供給、并通過對國有專業(yè)銀行的控制獲取貨幣化收益、對全社會的儲蓄進行控制(張杰,1998)。但貨幣化的空間是有限的,為了應對快速貨幣化所導致的通貨膨脹壓力,中央政府對信貸資金采取限額管理,即人民銀行根據(jù)國務(wù)院批準的綜合信貸計劃,分別核定各專業(yè)銀行和各地區(qū)的貸款增加額的最高限額,由各專業(yè)銀行總行和人民銀行分行雙線控制,并以專業(yè)銀行為主,各專業(yè)銀行總行將人民銀行核定的貸款限額指標進一步分解到各個地區(qū)的分行監(jiān)督執(zhí)行。這樣,這期間四大國有銀行和其他金融機構(gòu)的比例結(jié)構(gòu)和各個地區(qū)的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)在很大程度上決定于由中央政府通過人民銀行實行的信貸限額控制。在這樣的體制背景下,同時經(jīng)營政策性業(yè)務(wù)和商業(yè)性業(yè)務(wù)的四大國有專業(yè)銀行面臨著嚴重的預算軟約束,信貸規(guī)模和機構(gòu)擴張往往成為其追求的目標,而信貸風險控制沒有得到充分的關(guān)注。

而且,由于國有專業(yè)銀行承擔向國有企業(yè)注資和支持政府確定的重點建設(shè)項目的政策性任務(wù),相對于其他金融機構(gòu),國有專業(yè)銀行在向人民銀行爭取貸款限額、獲取再貸款方面擁有更強的談判力量,這是為什么1987年前后就成立了8家其他商業(yè)銀行,但國有專業(yè)銀行的市場份額卻能長期保持很高的一個重要原因。①另外,人民銀行和四大國有專業(yè)銀行在國內(nèi)的組織機構(gòu)設(shè)置與我國的行政區(qū)劃一致,這使得地方政府對于人民銀行和各國有銀行的地方分支機構(gòu)具有相當大的影響力。這種組織機構(gòu)的設(shè)置對各個地區(qū)的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生了重要的影響。在國有經(jīng)濟比重較大、重點建設(shè)項目較多的中西部地區(qū)和東北地區(qū),地方政府與國有專業(yè)銀行的分支機構(gòu)有更強的談判條件向人民銀行要求更高的貸款限額和信貸資金支持。因此這些地區(qū)的四大國有銀行的市場份額會高于東部地區(qū)。②銀行和地方政府強烈的擴張沖動造成貨幣的持續(xù)快速增長,形成巨大的通貨膨脹壓力,國家控制國有專業(yè)銀行以獲取貨幣化收益的空間日益縮小,但控制的成本卻在不斷增長。在這種背景下,中央政府在1994年啟動國有銀行商業(yè)化改革、并伴隨以分稅制改革以擴大中央政府的財政能力,就成為順理成章的結(jié)果。1994年開始的國有銀行商業(yè)化改革主要包括兩個方面:首先是成立三家政策性銀行,將四大國有專業(yè)銀行承擔的一部分政策性業(yè)務(wù)化轉(zhuǎn)給政策性銀行辦理,并允許各專業(yè)銀行超出其原有領(lǐng)域進行交叉經(jīng)營,以促進銀行業(yè)的競爭,推動國有專業(yè)銀行向自主經(jīng)營、自負盈虧的商業(yè)銀行轉(zhuǎn)化;二是要求四大國有專業(yè)銀行開始實行以法人為單位的資產(chǎn)負債比例管理和資產(chǎn)風險管理。部分政策性業(yè)務(wù)的剝離、從信貸規(guī)模管理向資產(chǎn)負債比例管理的政策變革對各地的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)會產(chǎn)生深刻的影響。首先,改革后銀行的貸款數(shù)量受制于其存款數(shù)量，，,因而國有商業(yè)銀行的貸款市場份額會下降,而其他商業(yè)銀行和金融機構(gòu)的貸款市場份額會上升。其次,這種影響在不同的省份之間是不同的。對于在1994年之前貸存比很高、高度依賴中央銀行再貸款來支撐貸款擴張的地區(qū),國有銀行分支機構(gòu)的擴張能力將會由于受制于存款規(guī)模從而下降更多,其他金融機構(gòu)的市場空間會增加,因此其他金融機構(gòu)在這些地區(qū)的市場份額會有更為顯著的上升。第三,國有商業(yè)銀行的趨利性增強。盡管政策性銀行的成立不能完全剝離國有商業(yè)銀行的政策性業(yè)務(wù),但其商業(yè)性業(yè)務(wù)的比例大大上升,而且實行資產(chǎn)負債比例管理和資產(chǎn)風險管理也開始硬化國有商業(yè)銀行的預算約束。這樣國有商業(yè)銀行開始具有一些真正的“銀行”功能,趨利性的增強會促使國有商業(yè)銀行從贏利性和風險控制角度來配置信貸資金,其盲目擴張信貸規(guī)模的沖動會有所降低。同時,以法人為單位實行資產(chǎn)負債比例管理,使得各國有商業(yè)銀行的總行在各個地方分支機構(gòu)之間調(diào)撥資金的能力增加。這樣,各國有商業(yè)銀行內(nèi)部的資金可能更多地向經(jīng)濟發(fā)展較快的地區(qū)流動。這一政策變革對其他地方性金融機構(gòu)的影響較小。由于銀行業(yè)改革的漸進性,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是一個緩慢的過程。改革的外生性和漸進性使得本文可以由此構(gòu)造銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的工具變量。

(2)1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革對銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

為了驗證上述邏輯判斷,下面首先檢驗1994年啟動的銀行業(yè)改革是否影響了各地的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)。應用下面的計量模型:smallit=θ1•reform-ldrit+θ2•tciit-1+Θ•Yit+ii+tt+εit(2)在(2)式中,smallit是各個省區(qū)中小金融機構(gòu)的貸款市場份額,ii用于控制地區(qū)固定效應,tt用于控制時間固定效應。reform-ldrit反映1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革對于各地銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的影響程度,定義為reform-ldr=reform*ldratio-1。其中,reform是反映1994年開始的國有銀行商業(yè)化改革的虛變量,對于1994年和以后年份,reform等于1;對于1993年及之前的年份,reform等于0。ldratio-1是各個省區(qū)在上期末的銀行業(yè)貸存比例。如果上期末的銀行業(yè)貸存比例ldratio-1越高,意味著四大國有銀行對于中央銀行再貸款的依賴性越強,則國有銀行商業(yè)化改革對于該地區(qū)的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的影響會越大。因此,我們預期,θ1>0。式中tciit-1是上期末的技術(shù)選擇指數(shù),用于反映政府的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略。在1985年實行“撥改貸”以后,政府的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略在一定程度上依賴國有銀行的信貸發(fā)放予以實施,因而對銀行業(yè)結(jié)構(gòu)可能會有間接的影響。這種影響在1994年之前會較強,推行趕超性戰(zhàn)略的地區(qū)可以用支持國有企業(yè)發(fā)展或者承擔國家重點建設(shè)項目的名義,影響四大國有銀行的分支機構(gòu)的貸款發(fā)放,并向人民銀行要求更高的信貸額度,因而四大國有銀行的市場份額會較大。而在1994年,四大國有銀行的趨利性增強,地方政府控制國有銀行分支機構(gòu)的能力降低,政府發(fā)展戰(zhàn)略對于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的影響會有所下降。Yit為其他控制變量,主要包括:國有工業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)值的比重rsoe、外商直接投資與GDP的比例gfdi、出口額占GDP的比重export、政府消費占GDP的比重fcgdp等。運用雙向固定效應方法對模型(2)進行估計,并應用Robust方差矩陣,概括了基本的估計結(jié)果。第1列只用了改革變量reform-ldr,第2列加入tci-1,第3列則加入了其他控制變量。1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革對于各地區(qū)的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的確具有顯著的正向影響。改革以后,在上期末銀行體系貸存比例較高的地區(qū),中小金融機構(gòu)的市場份額上升的幅度較大。另外,上期末的技術(shù)選擇指數(shù)tci-1也顯著為負。因此,我們可以用改革變量reform-ldr和上期末的技術(shù)選擇指數(shù)tci-1作為銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的工具變量。①(3)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長:工具變量方法現(xiàn)在用reform-ldr和上期末的技術(shù)選擇指數(shù)tci-1作為銀行業(yè)結(jié)構(gòu)small的工具變量,對雙向固定效應模型(1)進行重新估計,估計中應用Robust方差矩陣,概括了主要的估計結(jié)果。比較與,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)仍然顯著為正。這一結(jié)果可以解釋為,中小金融機構(gòu)的市場份額的上升有利于促進經(jīng)濟增長,因此與前文提出的理論假說相一致。其他控制變量的系數(shù)與中的結(jié)果基本相似,真實人均GDP的滯后值lnrjgdp-1的系數(shù)顯著為負,外商直接投資與經(jīng)濟增長率顯著正相關(guān),上期末的銀行業(yè)規(guī)模floan-1和國有工業(yè)比重rsoe-1都與經(jīng)濟增長顯著負相關(guān)。

六、穩(wěn)健性檢驗:動態(tài)面板數(shù)據(jù)

本文前面部分用中小金融機構(gòu)的貸款市場份額來度量銀行業(yè)結(jié)構(gòu),并利用1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革的政策因素構(gòu)造了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的工具變量,對計量模型(1)進行了估計,估計結(jié)果與理論假說相一致。這一部分對前面的估計結(jié)果做進一步的穩(wěn)健性檢驗②,主要是考慮其他解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題,運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行重新估計。在增長方程(1)中,解釋變量銀行業(yè)的規(guī)模floan,國有工業(yè)比重rsoe,人力資本投資edus,都可能依賴當期或以前的經(jīng)濟增長率和經(jīng)濟發(fā)展水平,因而可能具有內(nèi)生性。在前面的估計中,我們分別用這三個變量的上期期末值(floan-1和rsoe-1)或者上期平均值(edus-1)代替當期值,但是這種方法仍然難以完全克服這些變量可能存在的內(nèi)生性。另外,其他控制變量,如外商直接投資gfdi、固定資產(chǎn)投資率finvr、勞動力增長率glab,都可能依賴當期或以前的經(jīng)濟增長率和經(jīng)濟發(fā)展水平,從而可能具有一定的內(nèi)生性。為了檢驗前述估計結(jié)果的穩(wěn)健性,我們運用ArellanoandBond(1991)和ArellanoandBover(1995)發(fā)展的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型做進一步的分析。將計量模型修改為:yit=δ1•yit-1+δ2•BSit+δ3•FDit+Ψ•Zit+ηi+eit(3)其中,yit為省份i在第t期的真實人均GDP的對數(shù)值lnrjgdpit,yit-1為省份i在第t-1期的真實人均GDP的對數(shù)值lnrjgdpit-1;BSit和FDit分別為銀行業(yè)結(jié)構(gòu)和銀行業(yè)規(guī)模,Zit為其他控制變量。ηi為地區(qū)固定效應,eit為殘差項。對模型(3)做一階差分,消除地區(qū)固定效應ηi,得到:yit-yit-1=δ1(yit-1-yit-2)+δ2(smallit-smallit-1)+δ3(floanit-floanit-1)+Ψ(Zit-Zit-1)+(eit-eit-1)(4)這里使用Arellano-Bond估計方法,用被解釋變量和前定變量①的滯后值、以及嚴格外生變量的差分作為差分方程(4)中的解釋變量的工具變量。因此,估計中對于前定變量和嚴格外生變量的處理會影響工具變量的選擇。增加前定變量的數(shù)目會很快增加工具變量的數(shù)目,在小樣本情況下,過多的工具變量可能導致GMM估計量不準確。列出了對模型(4)進行估計的one-step結(jié)果。②的第1列是只將floan和small作為前定變量的估計結(jié)果,并將國有工業(yè)比重取為上期期末值rsoe-1,中等學校和高等學校在學人數(shù)比例為上期平均值edus-1,其他變量為當期平均值。第2列增加國有工業(yè)比重rsoe為前定變量;第3列增加外商直接投資gfdi為前定變量,第4列增加中等和高等學校在學人數(shù)比例edus為前定變量,第5列則將勞動力增長率glab和固定資本形成率finvr也作為前定變量處理。在所有的回歸中,改革變量reform-ldr和技術(shù)選擇指數(shù)tci-1都作為附加的工具變量處理。另外,所有的回歸都包括了時間虛變量。Arellano-Bond估計方法假定差分方程(4)的殘差項不存在二階自相關(guān)和工具變量有效。這兩個假定中的任何一個被拒絕,都表示估計結(jié)果不能接受。報告了對第一個假定進行檢驗的統(tǒng)計量:AR(2)TestP-value。除了第1列外,后面4列都顯示這一假定沒有被拒絕。同時,對工具變量進行檢驗的SarganTest的結(jié)果顯示,在所有回歸中,工具變量的選擇都是有效的。在所有的估計結(jié)果中,銀行業(yè)結(jié)構(gòu)變量small的系數(shù)都顯著為正,反映中小銀行市場份額的上升對于經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響,從而與前面提出的理論假說一致。其他變量的系數(shù)符號也與前面的估計結(jié)果一致。

七、結(jié)論

本文運用中國28個省份在1985—2002年間的樣本數(shù)據(jù),考察了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。根據(jù)“最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)”理論,本文認為,中國在現(xiàn)階段的最優(yōu)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)應當以區(qū)域性中小銀行為主體,因此,四大國有商業(yè)銀行市場份額的下降和中小金融機構(gòu)市場份額的上升意味著中國實際的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)向最優(yōu)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的趨近,因而會提高信貸資金的配置效率,促進經(jīng)濟增長。文中銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的度量指標為四大國有商業(yè)銀行之外的其他金融機構(gòu)貸款余額占各個省區(qū)全部金融機構(gòu)貸款余額的比例。為了克服銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性問題,文章利用1994年啟動的國有銀行商業(yè)化改革的政策因素構(gòu)造了銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的工具變量。運用工具變量方法和雙向固定效應模型的估計結(jié)果顯示,中小金融機構(gòu)市場份額的上升對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響,從而與本文的理論假說相一致。文章進一步考慮其他解釋變量可能存在的內(nèi)生性,并用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行重新估計,估計結(jié)果再次顯示,中小金融機構(gòu)市場份額的上升對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響。本文另一個有趣的結(jié)果是,反映銀行業(yè)規(guī)模的變量與經(jīng)濟增長率之間顯著負相關(guān)。這一結(jié)果與關(guān)于中國金融體系分析的其他實證研究的結(jié)論一致。多數(shù)研究用國有銀行在中國銀行業(yè)中的主導地位和國有銀行的所有制偏向來解釋這一負向關(guān)系。然而,在本文的實證研究中,即使控制了國有工業(yè)企業(yè)的比重,銀行業(yè)規(guī)模變量的系數(shù)仍然顯著為負。據(jù)此,我們認為,造成中國銀行體系低效率的原因,不僅在于國有銀行的所有制偏向,而且在于不合理的銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu),因為組織規(guī)模龐大的四大國有銀行在為符合中國比較優(yōu)勢的勞動密集型中小企業(yè)提供融資服務(wù)方面缺乏優(yōu)勢。金融體系能否有效地發(fā)揮動員儲蓄、配置資金和分散風險的功能,不僅在于其總體規(guī)模的大小,更在于其結(jié)構(gòu)是否適應實體經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在要求。本文和其他實證研究對中國的銀行體系的分析為此提供了證據(jù)。這一判斷對有關(guān)“金融發(fā)展”的實證研究的含義在于,如何度量“金融發(fā)展”是非常重要的。實證研究中經(jīng)常運用的“銀行業(yè)規(guī)�！笨赡懿皇嵌攘俊般y行業(yè)發(fā)展”的一個好的指標,構(gòu)造一個更為全面的度量指標可能需要同時考慮銀行業(yè)的規(guī)模和結(jié)構(gòu)。另外,本文的實證研究結(jié)果具有明顯的政策含義,為中國銀行業(yè)改革的未來走向提供了一定的參考信息。

  本文關(guān)鍵詞：銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。