林春，遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036

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中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素及收斂性研究
——基于省際面板數(shù)據(jù)分析

林春，遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036

文章采用DEA-Malmquist指數(shù)法估算我國(guó)2000年-2014年的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率，并對(duì)其進(jìn)行相關(guān)的評(píng)價(jià)分析，在此基礎(chǔ)上，對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)論：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平和市場(chǎng)化程度均對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率提高產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)外開(kāi)放程度和社會(huì)消費(fèi)水平卻對(duì)其產(chǎn)生顯著的抑制作用。根據(jù)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的趨勢(shì)特征，對(duì)其進(jìn)行相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)東、中和西部地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率均存在絕對(duì)β收斂和條件β收斂。最后，依據(jù)實(shí)證結(jié)論提出政策啟示。

金融業(yè)； 全要素生產(chǎn)率； 影響因素； 收斂性

深化金融體制改革，提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率，是“十三五”規(guī)劃對(duì)金融業(yè)改革和發(fā)展的總體要求。同時(shí)，實(shí)現(xiàn)全面的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高金融供給質(zhì)量、效率，也是決定當(dāng)下新常態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和速度的保證。要想提高金融業(yè)的服務(wù)效率必須從提升其自身的全要素生產(chǎn)率著手，這與劉世錦(2015)[1]3-5所提出的攀登效率高地——全面持續(xù)地提高要素生產(chǎn)率遙相呼應(yīng)?！疤岣呷厣a(chǎn)率”被首次納入2015年的政府報(bào)告中，并將其作為經(jīng)濟(jì)考核的指揮棒，這也足以印證當(dāng)前國(guó)家對(duì)其質(zhì)量發(fā)展的重視程度。

一、文獻(xiàn)回顧與綜述

全要素生產(chǎn)率的提升將成為新常態(tài)下中國(guó)實(shí)現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的主軸導(dǎo)向，也是保持中高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所依賴的路徑。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前沿陣地和捍衛(wèi)當(dāng)下質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主力軍，其全要素生產(chǎn)率的提高備受學(xué)者和專家們的關(guān)注。全要素生產(chǎn)率(TFP)最早由學(xué)者Tinbergen(1942)[2]37-48提出，后來(lái)又被Solow(1957)[3]312-320稱為“索羅余值”，作為衡量單位總投入的總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標(biāo)。國(guó)外有關(guān)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究主要集中在其微觀主體——銀行，Nakane & Weintraub(2004)[4]2259-2289研究了巴西所經(jīng)歷重組和并購(gòu)的銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，并得出國(guó)有銀行的效率略低于私人銀行的結(jié)論，同時(shí)私有化提高了銀行業(yè)的生產(chǎn)率水平。為了進(jìn)一步研究銀行業(yè)改革和銀行績(jī)效之間的關(guān)系，Brissimis et al.(2008)[5]2674-2683選擇了十個(gè)新加入歐盟國(guó)家的銀行為研究樣本，通過(guò)對(duì)效率、全要素生產(chǎn)率和凈息差等指標(biāo)分析并給予兩者問(wèn)題的佐證。結(jié)果表明，銀行業(yè)改革和競(jìng)爭(zhēng)對(duì)銀行效率提高具有積極的促進(jìn)作用，而全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)受改革的影響是顯著的。Ataullah(2006)[6]189-202研究1992年-1998年印度和巴基斯坦的商業(yè)銀行生產(chǎn)率，得出的結(jié)論是：兩國(guó)的政府政策目標(biāo)是銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵；國(guó)有部分銀行因缺乏應(yīng)用新技術(shù)和存在較高的不良貸款率而阻礙了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，相比之下，實(shí)施效率改善和技術(shù)創(chuàng)新的外資銀行，其全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)更樂(lè)觀。這點(diǎn)同Yasemin & Suleyman(2013)[7]139-159所測(cè)算的土耳其銀行2004年-2009年的全要素生產(chǎn)率來(lái)評(píng)估該銀行業(yè)的績(jī)效表現(xiàn)得出的結(jié)論一致。Sufian(2009)[8]1273-1291研究馬來(lái)西亞伊斯蘭銀行2001年-2004年期間的生產(chǎn)力變化，結(jié)果表明，馬來(lái)西亞伊斯蘭銀行的生產(chǎn)率水平，早些年同外資銀行相比是下降的，但近幾年有所改善，并略高于外資銀行。受經(jīng)濟(jì)全球化的“侵襲”，銀行全要素生產(chǎn)率會(huì)受到怎樣影響呢？Sufian & Habibullah(2014)[9]821-852給出了一個(gè)答案，他們選取了馬來(lái)西亞銀行業(yè)1998年-2007年的數(shù)據(jù)樣本，對(duì)影響因素進(jìn)行了全面的實(shí)證分析，得出的結(jié)論是：貿(mào)易、資本賬戶限制和文化接近對(duì)銀行全要素生產(chǎn)率的提高具有積極的影響，而人際關(guān)系、信息流動(dòng)和政治全球化卻似乎產(chǎn)生了消極影響?？梢?jiàn)，學(xué)者們雖然采用不同國(guó)家對(duì)銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分析研究，但其結(jié)論是一致的，即肯定了提升銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率的必要性。

國(guó)內(nèi)關(guān)于金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究相比國(guó)外要晚些，通過(guò)對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理與回顧，大致可分為兩類：一類是基于金融業(yè)微觀主體——銀行業(yè)的全要素生產(chǎn)率研究；另一類是基于金融業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率研究，但相對(duì)較少。銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高是其績(jī)效增長(zhǎng)和核心競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵因素，產(chǎn)權(quán)對(duì)銀行效率的提升存在重要的啟示作用(2010)[10]54-60。關(guān)于采用Malmquist指數(shù)法對(duì)銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算及分解的研究主要有：蔡躍洲和郭梅軍(2009)[11]52-65選擇11家上市商業(yè)銀行2004年-2008年的數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，得出的結(jié)論是自2004年以后的該樣本銀行的全要素生產(chǎn)率是略微下降的，而股改對(duì)銀行效率的提升存在積極影響，這點(diǎn)同后來(lái)張健華和王鵬(2010)[12]128-140基于10年大數(shù)據(jù)樣本的166家銀行(包括國(guó)有、股份制和城商行)的全要素生產(chǎn)率研究的結(jié)論保持了一致性。為其所得結(jié)論的全面性考慮，王兵和朱寧(2011)[13]32-45、吳江濤(2012)[14]151-154、姜永宏和蔣偉杰(2014)[15]62-79等又納入不良貸款約束再次驗(yàn)證了商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)狀況，發(fā)現(xiàn)較未納入之前全要素生產(chǎn)率有所下降、有效控制不良貸款率對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極影響。在此基礎(chǔ)上，學(xué)者們又進(jìn)一步探討了商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率的影響因素及收斂性檢驗(yàn)。其中，得出影響因素正面促進(jìn)的有ATM和POS投資(2008)[16]29-35、資產(chǎn)市場(chǎng)份額、GDP增長(zhǎng)率和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率(2009)[17]93-104、進(jìn)出口總額和貨幣供應(yīng)量(2012)[18]101-106以及管制變革和適度開(kāi)放(2014)[19]57-68等；負(fù)面抑制的有資產(chǎn)費(fèi)用率、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和全部國(guó)有及規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)銷售收入利潤(rùn)增長(zhǎng)率(2009)[17]93-104、戰(zhàn)略引資和市場(chǎng)集中度(2011)[20]135-157、利率市場(chǎng)化(2015)[21]50-62以及市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和所有權(quán)結(jié)構(gòu)不合理(2014)[19]57-68等。而對(duì)其收斂檢驗(yàn)得出的結(jié)論是：商業(yè)銀行[22]30-34[23]146-159、中小銀行(2014)[24]63-79、農(nóng)村商業(yè)銀行(2015)[25]71-79等全要素生產(chǎn)率均存在一致的收斂特征。從銀行業(yè)延伸到對(duì)整個(gè)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的把握，現(xiàn)有金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究如下：戴偉和張雪芳(2015)[26]97-101得出我國(guó)金融業(yè)效率整體偏低，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)出下降的態(tài)勢(shì)。劉飛(2007)[27]6-9和馬正兵(2015)[28]62-70進(jìn)一步從區(qū)域(東、中和西部)的角度得出東部的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率較好而中西部較差的結(jié)論。受市場(chǎng)化改革的啟發(fā)，呂健(2013)[29]64-80對(duì)市場(chǎng)化與金融業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系進(jìn)行了論證，得出結(jié)論是：除2002年-2006年以外，其他考察期間的市場(chǎng)化對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升均有促進(jìn)作用，并將技術(shù)效率作為兩者的傳導(dǎo)路徑。因此，綜上所述，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率提升對(duì)金融業(yè)的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

通過(guò)對(duì)已有相關(guān)文獻(xiàn)的回顧與梳理，不難發(fā)現(xiàn)有關(guān)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究更多地集中于商業(yè)銀行方面，而針對(duì)金融業(yè)整體的研究卻是屈指可數(shù)。其中，包括戴偉和張雪芳(2015)[26]97-101、劉飛(2007)[27]6-9、馬正兵(2015)[28]62-70、呂健(2013)[29]64-80等學(xué)者對(duì)金融業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率研究也更多地局限于對(duì)其省級(jí)層面的估算和評(píng)價(jià)，其考察區(qū)間段也相對(duì)較短。而對(duì)于探討各因素是如何影響金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，以及地區(qū)間金融業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的未來(lái)趨勢(shì)特征，似乎并沒(méi)有給出滿意的答案?；诖吮尘跋?，筆者嘗試尋找上面問(wèn)題的答案，先是對(duì)中國(guó)2000年-2014年31個(gè)省(市、自治區(qū))的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估算和評(píng)價(jià)；其次，從影響因素的角度探討其增長(zhǎng)狀況的差異性；最后，依據(jù)其增長(zhǎng)的趨勢(shì)特征進(jìn)行相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)。以期為新常態(tài)下提高金融業(yè)全要素生產(chǎn)率服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率建言獻(xiàn)策。

二、中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的估算

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

針對(duì)使用DEA-Malmquist指數(shù)方法測(cè)算金融業(yè)全要素生產(chǎn)率，關(guān)鍵就是對(duì)其投入與產(chǎn)出指標(biāo)的選擇，若指標(biāo)選擇不恰當(dāng)，就會(huì)嚴(yán)重影響其測(cè)算結(jié)果。本文借鑒張健華(2003)[30]11-25、鄭錄軍和曹廷求(2005)[31]91-101、粟芳和初立蘋(píng)(2015)[32]150-162等人對(duì)商業(yè)銀行效率的研究，并結(jié)合中國(guó)金融業(yè)自身發(fā)展的特點(diǎn)，將金融業(yè)從業(yè)人員作為勞動(dòng)投入，而資本投入根據(jù)以往的行業(yè)全要素生產(chǎn)率研究，都是采用固定資產(chǎn)投資來(lái)衡量，但金融業(yè)的發(fā)展并不單純依靠固定資本投入，還應(yīng)考慮其他資金投入。存款可以反映一個(gè)地區(qū)的金融資源，但作為銀行的負(fù)債業(yè)務(wù)并不適合作為資本投入；貸款作為銀行的主要資產(chǎn)，既是金融機(jī)構(gòu)的主要盈利來(lái)源，又可以直接反映地區(qū)貨幣投放規(guī)模，所以考慮將貸款作為資金投入比較恰當(dāng)[33]94-101[34]105-114。綜合以上，本文將金融業(yè)固定資產(chǎn)投資(2012)[35]48-56和貸款量作為資本投入。對(duì)于產(chǎn)出指標(biāo)選擇，借鑒已有文獻(xiàn)研究的思考[26]97-101[28]62-70[36]91-97，并考慮涵蓋銀行、保險(xiǎn)和證券等總體產(chǎn)出的綜合反映，這里擬選取金融業(yè)增加值(億元)作為產(chǎn)出指標(biāo)變量。鑒于價(jià)格變化對(duì)研究結(jié)果可能會(huì)造成的分析偏差，先將各地區(qū)金融業(yè)增加值指數(shù)轉(zhuǎn)換為以1998年為基期的價(jià)格指數(shù)，再對(duì)各地區(qū)金融業(yè)增加值的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格平減，使得研究更具可比性和精準(zhǔn)性。以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于2000年-2015年的《中國(guó)金融年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省、市統(tǒng)計(jì)年鑒、國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等。

(二)測(cè)算結(jié)果分析

從圖1可以看出，在2001年-2014年，中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)狀況并未出現(xiàn)持續(xù)的上升或下降，整個(gè)考察區(qū)間的全要素生產(chǎn)率指數(shù)均大于1，說(shuō)明我國(guó)金融業(yè)整體狀況發(fā)展得不錯(cuò)。但隨著內(nèi)在自身發(fā)展束縛和外在經(jīng)濟(jì)下行等諸多因素的困擾，我國(guó)現(xiàn)階段的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率總體增長(zhǎng)趨勢(shì)有所回落，這也驗(yàn)證了我國(guó)金融發(fā)展模式并沒(méi)有得到“質(zhì)量”的提升和完善，一直以擴(kuò)大規(guī)模為主的粗放型經(jīng)營(yíng)模式占據(jù)半壁江山的局面沒(méi)有改變，這也是近年來(lái)中央政府全面深化金融改革、提升金融新活力的原因所在。金融業(yè)全要素生產(chǎn)率又進(jìn)一步分解成金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，其理論上是由兩者共同驅(qū)動(dòng)促進(jìn)增長(zhǎng)的結(jié)果。但圖1所示的金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率的走勢(shì)并沒(méi)有同金融業(yè)全要素生產(chǎn)率完全保持一致的趨勢(shì)，在某些年份依然會(huì)存在失衡的“體征”，兩者的二維動(dòng)態(tài)作用顯現(xiàn)乏力。但是金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在決定作用有所改變，由前期的技術(shù)效率轉(zhuǎn)變?yōu)楹笃诘募夹g(shù)進(jìn)步，可謂是發(fā)展態(tài)勢(shì)良好。因此，提升金融業(yè)全要素生產(chǎn)率是實(shí)現(xiàn)新常態(tài)下金融可持續(xù)發(fā)展的必然歸宿。

圖1 中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成趨勢(shì)圖

圖2 全國(guó)及各地區(qū)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率變化趨勢(shì)圖

鑒于完善上述分析的全面性和透徹性，本文進(jìn)一步從地區(qū)角度來(lái)探討金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展?fàn)顩r(圖2)。在整個(gè)考察期內(nèi)，2001年-2005年各地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率波動(dòng)及差異較大，這也體現(xiàn)了我國(guó)金融改革初期的地區(qū)適應(yīng)程度不同的反饋效果，其他區(qū)間大致呈平穩(wěn)狀態(tài)。其中，2001年-2005年，東部和中部地區(qū)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率變化較大，西部地區(qū)基本與全國(guó)走勢(shì)趨于一致性；繼2006年-2007年，東部、中部和西部地區(qū)與全國(guó)增長(zhǎng)趨勢(shì)收斂為一致性；到2008年-2012年，西部地區(qū)受國(guó)家政策扶持效果作用明顯，給予了該地區(qū)較好的金融發(fā)展環(huán)境，其金融業(yè)全要素生產(chǎn)率得到了有效的提升空間，整體情況要好于東部和中部地區(qū)；2012年之后，受全球經(jīng)濟(jì)再次衰退負(fù)面環(huán)境的沖擊，金融業(yè)發(fā)展也不免陷入“陰霾”的窘態(tài)，東部地區(qū)因得益于短期有效金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整，故該地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率狀況要好于中西部地區(qū)，但各地區(qū)在向全國(guó)靠攏的態(tài)勢(shì)不可阻擋。因此，地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的高低，不應(yīng)該停留在完全依賴于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和落后的感官認(rèn)識(shí)，應(yīng)該設(shè)身處地的從各地區(qū)的金融發(fā)展環(huán)境出發(fā)，切勿盲目導(dǎo)向引流，樹(shù)立正確的金融發(fā)展觀念，實(shí)現(xiàn)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率全面、高效的質(zhì)量提升。

三、中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素分析

(一) 變量選擇與模型設(shè)定

鑒于上述對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率估算及評(píng)價(jià)分析完成的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步采用各因素對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并綜合已有的文獻(xiàn)研究，擬選擇指標(biāo)如下：

對(duì)外開(kāi)放程度(DO)：各地區(qū)進(jìn)出口總額與GDP的比值。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(LE)：取各地區(qū)人均可支配收入的自然對(duì)數(shù)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。

政府干預(yù)程度(DG)：各地區(qū)財(cái)政支出與GDP的比值。

城鎮(zhèn)化水平(LU)：各地區(qū)城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎怠?/p>

社會(huì)消費(fèi)水平(LC)：取各地區(qū)人均消費(fèi)性支出的自然對(duì)數(shù)作為社會(huì)消費(fèi)程度。

市場(chǎng)化程度(MT)：這里主要采用樊綱等(2011)[37]265-266測(cè)算的市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)表示各地區(qū)市場(chǎng)的發(fā)展程度。限于現(xiàn)有市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)只有2000年-2009年的，筆者基于已有市場(chǎng)化指數(shù)得分?jǐn)?shù)據(jù)運(yùn)用回歸方法得到外插值2010年-2014年的數(shù)據(jù)。

以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于2002年-2015年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省(市、自治區(qū))《統(tǒng)計(jì)年鑒》及國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等。

考慮影響因素對(duì)中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過(guò)程，本文將建立如下回歸模型：

TFPit=λ0+γ0TFPit-1+φ1DOit+φ2LEit+φ3DGit+φ4LUit+φ5LCit+φ6MTit+φit

(1)

EFFCHit=λ0+γ0EFFCHit-1+φ1DOit+φ2LEit+φ3DGit+φ4LUit+φ5LCit+φ6MTit+φit

(2)

TECHit=λ0+γ0TECHit-1+φ1DOit+φ2LEit+φ3DGit+φ4LUit+φ5LCit+φ6MTit+φit

(3)

(二) 描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的最大值為5.8320，最小值為0.1050，說(shuō)明各地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展差距較大。進(jìn)一步觀察金融業(yè)全要素生產(chǎn)率構(gòu)成要素的技術(shù)效率(EFFCH)和技術(shù)進(jìn)步(TECH)指標(biāo)，技術(shù)效率變化較大，而技術(shù)進(jìn)步變化較小，說(shuō)明我國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高在技術(shù)進(jìn)步方面有待于加強(qiáng)。解釋變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和社會(huì)消費(fèi)水平的最大值和最小值之間并沒(méi)有表現(xiàn)出較大的差距性，說(shuō)明了這幾方面在地區(qū)間的發(fā)展差異上在不斷縮小；而對(duì)外開(kāi)放程度、政府干預(yù)程度和市場(chǎng)化程度卻表現(xiàn)出較大的地區(qū)間差距，這里也在提示政府對(duì)于薄弱地區(qū)應(yīng)該給予相關(guān)強(qiáng)度的政策扶持，包括加大招商引資力度、繼續(xù)簡(jiǎn)政放權(quán)、加快市場(chǎng)化改革和激發(fā)市場(chǎng)活力等。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：數(shù)值保留小數(shù)點(diǎn)后四位，四舍五入

(三)實(shí)證分析

本文采用SYS-GMM方法對(duì)上面述模型(1)、(2)和(3)分別進(jìn)行回歸，得到的估計(jì)結(jié)果如表2所示。結(jié)論如下所述。

表2 影響因素估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為T(mén)統(tǒng)計(jì)概率值

對(duì)外開(kāi)放程度(DO)：對(duì)外開(kāi)放程度的系數(shù)為-0.4052，并在10%的顯著水平上，說(shuō)明對(duì)外開(kāi)放進(jìn)程對(duì)金融業(yè)全要素的提高起到了抑制作用。進(jìn)一步從其分解要素來(lái)看，對(duì)外開(kāi)放促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高，卻抑制其技術(shù)效率的改善。其原因是：對(duì)外開(kāi)放的加快帶來(lái)了我國(guó)廣度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)繁榮，促進(jìn)了貿(mào)易自由化、匯率改革以及利率市場(chǎng)化等，但是其隱藏的負(fù)面沖擊效應(yīng)也不小，外資金融企業(yè)進(jìn)入對(duì)國(guó)內(nèi)金融資源的掠奪，干擾國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)秩序，阻礙了國(guó)內(nèi)金融的良性發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(LE)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)為4.5758，并在1%的顯著水平上，體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的內(nèi)生互動(dòng)性，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)金融業(yè)全要素的提高具有顯著的促進(jìn)作用。進(jìn)一步從其分解要素來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高，卻抑制其技術(shù)效率的改善。其原因是：金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心，金融發(fā)展動(dòng)力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反作用力金融業(yè)的發(fā)展，兩者的互動(dòng)作用缺一不可。

政府干預(yù)程度(DG)：政府干預(yù)系數(shù)為0.2489，并在10%顯著水平上，說(shuō)明政府干預(yù)對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著地促進(jìn)作用。進(jìn)一步從其分解要素來(lái)看，政府干預(yù)促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)效率的改善，卻抑制其技術(shù)進(jìn)步的提高。其原因是：政府給予當(dāng)下金融發(fā)展需要所提供的相關(guān)政策，對(duì)于金融業(yè)的瓶頸發(fā)展無(wú)異于雪中送炭，使金融業(yè)獲得了新的活力和動(dòng)力，包括國(guó)家的貨幣政策調(diào)控、普惠金融和政策性金融等多項(xiàng)措施。

城鎮(zhèn)化水平(LU)：城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為1.5861，并在1%的顯著水平上，說(shuō)明提高城鎮(zhèn)化水平對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用。進(jìn)一步從其構(gòu)成分解要素來(lái)看，城鎮(zhèn)化水平促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)效率的改善，卻抑制其技術(shù)進(jìn)步的提高。其原因是：繼續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程仍然是國(guó)家肩負(fù)的歷史使命，一個(gè)國(guó)家的城鎮(zhèn)化水平越高，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越發(fā)達(dá)。近些年，中國(guó)也在不斷地努力推進(jìn)這項(xiàng)使命的完成，城鎮(zhèn)化水平也在逐漸提高，相關(guān)的金融行業(yè)也得到了潛在的發(fā)展福利，改善了金融發(fā)展的生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)金融業(yè)效率的提高。

社會(huì)消費(fèi)水平(LC)：社會(huì)消費(fèi)水平的系數(shù)為-5.6872，并在1%的顯著水平上，說(shuō)明社會(huì)消費(fèi)水平對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的抑制作用。進(jìn)一步從其分解要素來(lái)看，提高社會(huì)消費(fèi)水平、促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)效率的改善，卻抑制其技術(shù)進(jìn)步的提高。其原因是：居民收入差距與社會(huì)消費(fèi)水平大體是成反比例關(guān)系的，隨著地區(qū)間的居民收入差距不斷擴(kuò)大，社會(huì)消費(fèi)水平的消極效應(yīng)也表現(xiàn)得越來(lái)越明顯，弱化了人們對(duì)于金融創(chuàng)新產(chǎn)品的強(qiáng)烈需求，慣性儲(chǔ)蓄的思想依然禁錮，這就導(dǎo)致了當(dāng)前金融供給與社會(huì)消費(fèi)水平發(fā)展的失衡。

市場(chǎng)化程度(MT)：市場(chǎng)化系數(shù)為0.1910，并在1%的顯著水平上，說(shuō)明市場(chǎng)化對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用。這點(diǎn)同呂健(2013)[29]64-80的研究結(jié)論不謀而合。進(jìn)一步從其分解要素來(lái)看，市場(chǎng)化對(duì)金融業(yè)的技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步均有所抑制。其原因是：市場(chǎng)化對(duì)地區(qū)金融發(fā)展至關(guān)重要，地區(qū)的市場(chǎng)化開(kāi)放程度越早，相應(yīng)的資本市場(chǎng)融資能力越強(qiáng)，人們的金融觀念越強(qiáng)烈，其金融業(yè)發(fā)展得越好。

綜上所述，國(guó)家應(yīng)該給予各影響因素的合理性調(diào)節(jié)和調(diào)控，創(chuàng)造適合金融業(yè)發(fā)展的有力軟環(huán)境建設(shè)，實(shí)現(xiàn)金融創(chuàng)新的內(nèi)部驅(qū)動(dòng)活力，努力提升金融業(yè)全要素生產(chǎn)率。

四、中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率收斂性分析

(一)中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率趨勢(shì)特征

從圖3可以看出，在2002年-2014年，全國(guó)及各地區(qū)的金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率并未出現(xiàn)持續(xù)的攀升或回落。其中，全國(guó)金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率分別在2008年和2012年出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，東部地區(qū)金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率分別在2004年、2008年和2011年出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，中部地區(qū)金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率分別在2003年、2008年、2012年和2013年出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，西部地區(qū)金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率分別2002年、2006年和2012年出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。全國(guó)及各地區(qū)金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率出現(xiàn)漲幅最明顯的是在2006年和2010年，其東部和西部地區(qū)也分別作為2006年和2010年增速最快的兩個(gè)地區(qū)。從上面的分析不難發(fā)現(xiàn)，出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)的年份主要集中在2008年和2012年，其中，2008年主要受美國(guó)爆發(fā)次貸危機(jī)所帶來(lái)的“余震效應(yīng)”和2012年全球經(jīng)濟(jì)再次陷入衰退，這些都嚴(yán)重地沖擊了正常的金融演進(jìn)秩序，對(duì)國(guó)內(nèi)金融業(yè)整體發(fā)展造成了直接或間接的負(fù)面影響，對(duì)當(dāng)前深化金融改革提出了更高的挑戰(zhàn)；而2006年中國(guó)金融業(yè)受惠于股權(quán)分置改革、匯率改革以及國(guó)有商業(yè)銀行的股改與上市等諸多方面的利好效應(yīng)，促使金融業(yè)發(fā)展出現(xiàn)了一次井噴式的短暫繁榮。進(jìn)一步從地區(qū)的金融業(yè)TFP增長(zhǎng)與波動(dòng)幅度看，東部地區(qū)增長(zhǎng)最快且波動(dòng)幅度較大，中部地區(qū)增長(zhǎng)緩慢且較穩(wěn)定，西部地區(qū)的狀況介于兩者之間。

圖3 中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)趨勢(shì)圖

東、中和西部地區(qū)金融業(yè)TFP的增長(zhǎng)走勢(shì)基本與全國(guó)保持一致，但地區(qū)間卻呈現(xiàn)較大的差異(表3)，那么這種差異會(huì)隨著時(shí)間推移而縮小嗎？各地區(qū)的收斂模式又有何不同？故此，本文將進(jìn)一步對(duì)各地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)進(jìn)行相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)。

按照新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，會(huì)存在這樣一種形式，經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的地區(qū)受其資本投入報(bào)酬存在邊際遞減規(guī)律的束縛而將增長(zhǎng)的速度拉慢，并逐漸與欠發(fā)達(dá)的地區(qū)的增長(zhǎng)速度縮小差距，這種差距會(huì)隨著時(shí)間的推移最終趨同于一個(gè)平衡增長(zhǎng)路徑，經(jīng)濟(jì)理論把這種現(xiàn)象稱為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂(Barro & Sala-i-Martin，1991[38]223-251；Mankiw et al.，1992[39]407-437)。他們把收斂現(xiàn)象分為兩類：一類是σ收斂；二類是β收斂，按照經(jīng)濟(jì)體收斂的穩(wěn)態(tài)是否相同，β收斂又分為絕對(duì)β收斂和條件β收斂。

(二)σ收斂檢驗(yàn)

借鑒以往的研究經(jīng)驗(yàn)，本文使用標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)來(lái)檢驗(yàn)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率是否存在σ收斂。其中，

根據(jù)以上公式，我們計(jì)算金融業(yè)TFP從2001年-2014年標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)(圖4)。圖4(上)和圖4(下)的變化趨勢(shì)基本一致，在2001年-2006年區(qū)間，全國(guó)及各地區(qū)金融業(yè)TFP呈現(xiàn)了兩次較大的波動(dòng)，分別在2001年-2002年和2004年-2005年呈現(xiàn)發(fā)散，尤其是在2005年末受其股權(quán)分置改革措施的影響，金融業(yè)TFP的攀升創(chuàng)下歷史新高；在2007年-2014年，除2008年-2009年和2013年-2014年呈現(xiàn)短暫發(fā)散以外，其他區(qū)間基本保持在收斂狀態(tài)。因此，從上面的分析得出，對(duì)于各地區(qū)金融業(yè)TFP的收斂性準(zhǔn)確把握仍然值得商榷，故采用β收斂方法對(duì)我國(guó)金融業(yè)TFP的收斂性進(jìn)一步檢驗(yàn)。

圖4 金融業(yè)全要素生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)差(上)和變異系數(shù)(下)變化趨勢(shì)圖

(三)β收斂檢驗(yàn)

1.絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)

金融業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)較差的中西部地區(qū)是否會(huì)趕上東部呢？以及最終三個(gè)地區(qū)是否會(huì)趨同于一條平衡的增長(zhǎng)路徑？絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)幫助我們回答了上面的問(wèn)題。借鑒Barro & Sala-i-Martin(1991)[38]223-251的研究框架，將絕對(duì)β收斂的檢驗(yàn)方程形式設(shè)置為：

ln(TFPi,t+T/TFPi,t)/T

=α+βlnTFPi,t+μi,t

(4)

其中，TFPi,t、TFPi,t+T分別表示各地區(qū)在t期、t+T期的金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率，T為觀察期時(shí)間跨度，α為常數(shù)項(xiàng)，β為收斂系數(shù)，ui,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。若β值為負(fù)值，則表明存在絕對(duì)β收斂。

通過(guò)回歸結(jié)果得出東部條件β收斂回歸系數(shù)為-0.2703，中部條件β收斂回歸系數(shù)為-0.3066，西部條件β收斂回歸系數(shù)為-0.3213，全國(guó)條件β收斂回歸系數(shù)為-0.2768，所有β均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)(表3)。可見(jiàn)，全國(guó)及各地區(qū)金融業(yè)TFP均存在絕對(duì)β收斂。這表明對(duì)于東、中、西部和全國(guó)地區(qū)而言，若將其經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件趨于一致化后，則各地區(qū)之間的金融業(yè)TFP會(huì)隨著時(shí)間推移逐漸縮小，較差地區(qū)(中西部)的金融業(yè)TFP存在追趕較發(fā)達(dá)地區(qū)(東部)的金融業(yè)TFP趨勢(shì)，向一個(gè)平衡的增長(zhǎng)路徑運(yùn)動(dòng)，其收斂速度從快到慢依次排序?yàn)槲鞑?、中部、全?guó)和東部。

表3 中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)(OLS回歸)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量

2.條件β收斂檢驗(yàn)

對(duì)于上述絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)的結(jié)論，引發(fā)我們進(jìn)一步思考各地區(qū)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率是否又會(huì)收斂各自的穩(wěn)定水平呢？下面我們采用條件β收斂檢驗(yàn)回答這個(gè)問(wèn)題。對(duì)于條件β收斂檢驗(yàn)，一般采用Panel Data固定效應(yīng)模型，因?yàn)樗軌蛟O(shè)定界面和時(shí)間固定效應(yīng)，并考慮了不同個(gè)體有不同的穩(wěn)態(tài)值和自身的穩(wěn)態(tài)值隨時(shí)間變化而變化。鑒于Panel Data的固定效應(yīng)項(xiàng)對(duì)應(yīng)著不同地區(qū)各自不同的穩(wěn)態(tài)條件，故此舍棄傳統(tǒng)加入控制變量的檢驗(yàn)方法(Miller & Upadhyay，2002)[40]267-286，再次借鑒Barro & Sala-i-Martin(1991)[38]223-251的研究框架，將條件β收斂的檢驗(yàn)方程形式設(shè)置為：

ln(TFPi,t+1/TFPi,t)

=α+βlnTFPi,t+μi,t

(5)

其中，TFPi,t、TFPi,t+1分別表示各地區(qū)在t期、t+1期的金融業(yè)TFP增長(zhǎng)率；α為常數(shù)項(xiàng)；β為收斂系數(shù)；μi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。若β值為負(fù)值，則表明存在條件β收斂。

通過(guò)回歸結(jié)果得出東部條件β收斂回歸系數(shù)為-1.1604，中部條件β收斂回歸系數(shù)為-1.2144，西部條件β收斂回歸系數(shù)為-1.3624，全國(guó)條件β收斂回歸系數(shù)為-1.2513，所有β均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)(表4)。可見(jiàn)，全國(guó)及各地區(qū)金融業(yè)TFP均存在條件β收斂。這意味著上一期各地區(qū)的金融業(yè)TFP水平越高，其金融業(yè)TFP增長(zhǎng)幅度會(huì)越慢，反之亦然。東、中、西部和全國(guó)的金融業(yè)TFP會(huì)收斂于自身的穩(wěn)定水平。

綜上所述，發(fā)現(xiàn)全國(guó)各地區(qū)金融業(yè)TFP變動(dòng)表現(xiàn)出很強(qiáng)的收斂性。隨著時(shí)間推移，不同地區(qū)的金融業(yè)TFP的離散程度明顯會(huì)減小。各地區(qū)的金融業(yè)TFP不僅會(huì)收斂到自身的穩(wěn)定水平，不同地區(qū)金融業(yè)TFP也會(huì)收斂到相同的穩(wěn)定增長(zhǎng)速度。這點(diǎn)同金融業(yè)的微觀主體-銀行[22]30-34[23]146-159[24]63-79[25]71-79)和所從屬的第三產(chǎn)業(yè)[41]52-58全要素生產(chǎn)率的收斂性的結(jié)論相同。

表4 中國(guó)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率條件β收斂檢驗(yàn)(FE回歸)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量

五、結(jié)論與政策啟示

首先，本文在采用DEA-Malmquist指數(shù)法全面、系統(tǒng)地測(cè)算了我國(guó)2000年-2014年的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率，并對(duì)其進(jìn)行相關(guān)的評(píng)價(jià)分析。其次，采用SYS-GMM方法，對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行了相關(guān)實(shí)證分析，得出的結(jié)論如下：從全要素生產(chǎn)率看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平和市場(chǎng)化程度均對(duì)其產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)外開(kāi)放程度和社會(huì)消費(fèi)水平卻對(duì)其產(chǎn)生顯著的抑制作用。從技術(shù)效率看，政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化和社會(huì)消費(fèi)水平對(duì)其產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)外開(kāi)放、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化卻對(duì)其產(chǎn)生抑制作用，但市場(chǎng)化不顯著。從技術(shù)進(jìn)步看，對(duì)外開(kāi)放和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)其產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平、社會(huì)消費(fèi)水平和市場(chǎng)化卻對(duì)其產(chǎn)生抑制作用，但政府干預(yù)不顯著。最后，依據(jù)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)趨勢(shì)特征，進(jìn)行了相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)東、中和西部地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率均存在絕對(duì)β收斂和條件β收斂。其中，以西部收斂速度最快，中部最慢，說(shuō)明我國(guó)各個(gè)地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率都存在各自的穩(wěn)態(tài)水平，并且都收斂于各自的穩(wěn)定水平。

根據(jù)上面實(shí)證結(jié)論得出如下政策啟示：(1)全面深化金融供給體的結(jié)構(gòu)性改革，實(shí)現(xiàn)金融功能的優(yōu)勢(shì)發(fā)揮和金融結(jié)構(gòu)的再平衡，擺脫以擴(kuò)大規(guī)模的粗放型金融增長(zhǎng)束縛，著實(shí)以提高全要素生產(chǎn)率的質(zhì)量型金融發(fā)展為牽引，全面服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)建設(shè)當(dāng)中。(2)基于“互聯(lián)網(wǎng)+”的大數(shù)據(jù)背景下，通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)金融的空間集聚來(lái)加強(qiáng)資本市場(chǎng)發(fā)展的廣度和寬度，使其市場(chǎng)的運(yùn)作能力和融資能力得到進(jìn)一步增強(qiáng)，發(fā)揮資本市場(chǎng)因金融創(chuàng)新所帶來(lái)的高杠桿倍增作用，實(shí)現(xiàn)資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的無(wú)縫接軌，提升金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。(3)國(guó)家針對(duì)地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展政策也應(yīng)該依據(jù)量體裁衣的原則，對(duì)中西部發(fā)展薄弱地區(qū)要加大對(duì)金融發(fā)展軟硬環(huán)境的建設(shè)，而相對(duì)于較發(fā)達(dá)的東部也要適當(dāng)給予其良性發(fā)展的正確導(dǎo)引，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間金融發(fā)展的動(dòng)態(tài)平衡，以此全面提高金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高倍效率。

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責(zé)任編輯 胡章成

Research on the Influence Factors and Convergence of Total Factor Productivity of Financial Industry in China——Based on the Provincial Panel Data Analysis

LIN Chun

(SchoolofEconomics,LiaoningUniversity,Shenyang110036,China)

Firstly, this article makes use of the DEA-Malmquist index to calculate the total factor productivity of financial industry in China from 2000 to 2014. Secondly, based on the calculation, an empirical analysis is carried on the influence factors of total factor productivity of financial industry in China. And the conclusion shows that the external factors such as the level of economic development, the government intervention, the level of urbanization and the degree of marketization also have an active role while the degree of opening to the outside world and the level of urbanization play an inhibitory role. Thirdly, according to the characteristics of the trend of the total factor productivity of financial industry, this article, through the convergence test, finds that absolute β convergence and conditional β convergence exist in the total factor productivity of financial industry in the eastern, central and western regions. Finally, the feasible policy implications are put forward according to the empirical conclusions.

financial industry; total factor productivity; influence factor; convergence

林春，遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)榻鹑诎l(fā)展理論與政策。

國(guó)家社科基金(14BJY193)

2016-05-13

F830

A

1671-7023(2016)06-0112-09