孫英杰 林春

摘要：基于我國(guó)2006-2015年31個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)，使用動(dòng)態(tài)面板模型的GMM估計(jì)，檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)、政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：財(cái)政分權(quán)與地區(qū)不良貸款規(guī)模呈正相關(guān)，即財(cái)政分權(quán)水平較高的地區(qū)會(huì)導(dǎo)致不良貸款的增加；分權(quán)下政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款的作用也存在顯著差異，中部地區(qū)的政府干預(yù)行為會(huì)抑制不良貸款的增加，而東、西部地區(qū)的政府干預(yù)行為則相反。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)；政府干預(yù)行為；不良貸款；系統(tǒng)矩估計(jì)

中圖分類號(hào)：F812.2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：10037217（2018）04008806

一、引言及文獻(xiàn)綜述

截至2017年末，我國(guó)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)負(fù)債保持穩(wěn)定增長(zhǎng)，其資產(chǎn)和負(fù)債額分別為252萬(wàn)億元和233萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)8.7%和8.4%。同時(shí)，風(fēng)控能力也得到了有效的提升，不良貸款余額由2016年末的2.2萬(wàn)億元下降為1.71萬(wàn)億元，相應(yīng)的不良貸款率也由1.91%下降為1.74%。由此可以看出，我國(guó)銀行業(yè)運(yùn)行態(tài)勢(shì)總體上是較為穩(wěn)健的。而鑒于當(dāng)下新常態(tài)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不確定性，金融機(jī)構(gòu)所面臨的貸款展期和違約問(wèn)題凸顯，若得不到及時(shí)合理的處置，就會(huì)加劇金融市場(chǎng)波動(dòng)，導(dǎo)致金融系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)上升。因此，如何有效地防控和化解不良貸款，提升金融系統(tǒng)的抗風(fēng)險(xiǎn)防范能力，對(duì)“十三五”規(guī)劃下實(shí)現(xiàn)金融業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和戰(zhàn)略意義。

回顧改革開(kāi)放的40年，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得的成就舉世矚目。但這種粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的背后也帶來(lái)了一系列負(fù)面問(wèn)題，如銀行不良貸款劇增、不良貸款清收困難等，給當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成了較大的壓力。那么，如何來(lái)化解這種壓力？以及造成這種壓力背后的緣由？國(guó)外的相關(guān)研究表明，不良貸款背后的信用風(fēng)險(xiǎn)與經(jīng)濟(jì)周期性密切相關(guān)[1]，即經(jīng)濟(jì)上行會(huì)使信用較低的借款者容易獲得貸款，而經(jīng)濟(jì)下行卻會(huì)使信用較低的借款者經(jīng)營(yíng)狀況惡化或者破產(chǎn)，以致造成了大量不良貸款的累積。Stiglitz&Weiss;（1981）則認(rèn)為銀行受地方政府干涉下所發(fā)放的政治關(guān)聯(lián)貸款也是造成不良貸款產(chǎn)生的重要原因之一[2]。尤其是在法律法規(guī)不健全以及市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系不完善的新興市場(chǎng)國(guó)家和轉(zhuǎn)軌國(guó)家，為擁有控制諸多資源的政府提供了更大的可能性[3]。同時(shí)，縱容這種政府行為的后果堪憂，阻礙了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)資源的有效配置，造成銀行經(jīng)營(yíng)績(jī)效低下和不良貸款的累積等系列問(wèn)題的產(chǎn)生，抑制了社會(huì)生產(chǎn)力和增長(zhǎng)力[4]。與國(guó)外相比，國(guó)內(nèi)研究比較豐富。對(duì)于我國(guó)不良貸款的產(chǎn)生，王一江和田國(guó)強(qiáng)（2004）[5]認(rèn)為深層次原因在于政府制度安排下特殊的政府與銀行之間關(guān)系，這與李光輝（2008）得出地區(qū)金融資源配置受其地方政府行為限制和約束的結(jié)論不謀而合[6]。巴曙松等（2005）認(rèn)為地方政府的介入破壞了銀企之間建立的自由信貸契約，導(dǎo)致銀行信貸配置的低效率，甚至產(chǎn)生不良貸款[7]。高鶴（2006）認(rèn)為分權(quán)下的地方政府與集權(quán)下的銀行結(jié)合會(huì)導(dǎo)致巨額的不良資產(chǎn)，并使得這些不良資產(chǎn)也表現(xiàn)出明顯的區(qū)域特征[8]。白俊和孟慶璽（2015）認(rèn)為地方政府通過(guò)影響銀行的信貸資金配置來(lái)進(jìn)一步削弱貨幣政策的實(shí)施效果[9]。孫光林等（2017）認(rèn)為由政府干預(yù)所造成的金融資源配置扭曲是地區(qū)不良貸款發(fā)生的直接原因。由此可以看出，地方政府相關(guān)行為對(duì)其不良貸款的產(chǎn)生具有重要影響[10]。

綜上所述，政府相關(guān)行為將成為分析地區(qū)不良貸款產(chǎn)生原因的最有力抓手。地方政府相關(guān)行為是基于所擁有權(quán)利的依托下才得以行使的，而這種權(quán)利的賦予也主要是通過(guò)中央的財(cái)政分權(quán)改革來(lái)完成的?；诖吮尘跋?，嘗試通過(guò)理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合的方式，考察財(cái)政分權(quán)以及分權(quán)下政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款的影響。以期獲得更為有價(jià)值的結(jié)論，為我國(guó)“十三五”規(guī)劃下加速推進(jìn)金融體制改革建言獻(xiàn)策。

二、理論分析及研究假設(shè)

1.財(cái)政分權(quán)為政府干預(yù)提供了經(jīng)濟(jì)權(quán)利。

在世界范圍內(nèi)，財(cái)政的分權(quán)化趨勢(shì)越來(lái)越明顯。分權(quán)是很多大國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必由之路[11]，我國(guó)作為發(fā)展中的大國(guó)，也更是如此。自1994年分稅制改革以來(lái)，地方政府的稅收權(quán)利和支出責(zé)任范圍不斷擴(kuò)大，從協(xié)助中央政府管理地區(qū)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)橐粋€(gè)能夠自由選擇的獨(dú)立行為主體，能夠自行決定和影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行。相對(duì)于分權(quán)化改革之前的高度集權(quán)體制，這種“權(quán)責(zé)下放、財(cái)源上提”的財(cái)政“包干制”給予了地方政府強(qiáng)烈的財(cái)政激勵(lì)，使地方政府必須通過(guò)自己的努力來(lái)實(shí)現(xiàn)事權(quán)與財(cái)權(quán)的統(tǒng)一，在這樣的制度框架下，地方政府更加向利益主體身份傾斜，在不斷的競(jìng)爭(zhēng)發(fā)展中通過(guò)干預(yù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展來(lái)實(shí)現(xiàn)其政治目標(biāo)。長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)政府自上而下的垂直管理體系以及屬地化分級(jí)管理模式，也為地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了可操作空間。當(dāng)?shù)胤秸畽?quán)利不受或較少受到約束時(shí)，政府官員擁有很大的自由裁量權(quán)，這使得其對(duì)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)資源擁有巨大的支配權(quán)，加之地方政府和上級(jí)監(jiān)管部門之間存在著嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，使得監(jiān)管具有很大的難度和時(shí)滯性。因此，在權(quán)利集中和約束有限的條件下以及政府競(jìng)爭(zhēng)發(fā)展的要求下，政府具有充分干預(yù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能力[12]。

2.政績(jī)考核賦予了地方政府干預(yù)銀行信貸決策的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)。在中國(guó)自上而下的“標(biāo)桿競(jìng)爭(zhēng)”中，GDP仍是歷屆政府和官員政績(jī)考核的核心指標(biāo)。長(zhǎng)期以來(lái)，這種導(dǎo)向?qū)⑹沟玫胤秸賳T認(rèn)為GDP增長(zhǎng)的快慢與其政績(jī)的好壞存在著直接的聯(lián)系，導(dǎo)致地方政府官員更傾向于通過(guò)行政手段來(lái)獲得短期政績(jī)，以確保其地位的穩(wěn)固或者獲得升遷機(jī)會(huì)。這就使得地方政府官員更青睞于通過(guò)招商引資、技術(shù)引進(jìn)等手段發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)，而忽視了對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有長(zhǎng)期重要影響的技術(shù)創(chuàng)新、結(jié)構(gòu)調(diào)整等活動(dòng)。尤其在實(shí)施財(cái)政分權(quán)改革之后，地方政府的財(cái)權(quán)和事權(quán)存在不匹配現(xiàn)象，在財(cái)權(quán)事權(quán)的雙重壓力下和發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)的迫切需求下，地方政府不得不調(diào)動(dòng)一切經(jīng)濟(jì)資源來(lái)為高稅收以及國(guó)有控股高的企業(yè)提供經(jīng)濟(jì)保護(hù)[13]。金融中介是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要融資渠道，也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“發(fā)動(dòng)機(jī)”[14]。因此，地方政府為了發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)，勢(shì)必會(huì)通過(guò)正式和非正式的形式干預(yù)銀行的信貸決策，以此來(lái)為企業(yè)發(fā)展提供更好的資金支持，同時(shí)，這在一定程度上也為不良貸款的產(chǎn)生提供了可能。

3.政企未完全分離以及國(guó)有銀行的政治負(fù)擔(dān)為地區(qū)不良貸款的增加提供了可能性。在中國(guó)市場(chǎng)化改革進(jìn)程的40年中，地方政府與轄區(qū)內(nèi)國(guó)有企業(yè)實(shí)際上并沒(méi)有完全實(shí)現(xiàn)政企分離?；谶@樣的背景下，地方政府通過(guò)直接或間接的手段干預(yù)企業(yè)和銀行間的信貸關(guān)系，使其形成一種穩(wěn)定的良性貸款關(guān)系，即形成了地方政府推動(dòng)型關(guān)系融資制度。一方面，政府會(huì)直接對(duì)銀行的信貸決策施加影響。政府會(huì)根據(jù)其轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，扶持或偏好某產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并通過(guò)自身偏好影響銀行信貸資源的投向，而這種信貸資金的投向并沒(méi)有考慮經(jīng)濟(jì)利益最大化原則，可能存在較高的金融風(fēng)險(xiǎn)和較低的回報(bào)率，這就有可能造成了銀行信貸資產(chǎn)質(zhì)量的下降和金融資源的錯(cuò)配，為地區(qū)不良貸款的形成提供了前提條件。另一方面，政府會(huì)通過(guò)協(xié)助、默許轄區(qū)內(nèi)企業(yè)逃、廢債的行為間接掠奪商業(yè)銀行的金融資源[7]。由于金融體系具有極強(qiáng)的外部性，中央政府以國(guó)家信用為商業(yè)銀行提供了隱性擔(dān)保，這就使得國(guó)有銀行成為地方政府的“第二財(cái)政”。國(guó)有銀行與地方國(guó)有企業(yè)之間的預(yù)算軟約束，使得國(guó)有銀行承擔(dān)了大量國(guó)有企業(yè)轉(zhuǎn)嫁的社會(huì)成本。一旦國(guó)有企業(yè)出現(xiàn)虧損后，地方政府會(huì)向國(guó)有銀行施加壓力，默許或者支持國(guó)有企業(yè)“借新還舊”，以推遲債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的暴露。然而，這種治標(biāo)不治本的方式一旦超過(guò)某一臨界點(diǎn)，隱藏的不良貸款就會(huì)被暴露出來(lái)，進(jìn)一步加劇了地區(qū)金融的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。

綜上所述，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：在財(cái)政分權(quán)的背景下，地方政府更加熱衷于干預(yù)地方企業(yè)和銀行之間的信貸關(guān)系來(lái)保證本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這一過(guò)程會(huì)導(dǎo)致地區(qū)不良貸款的增加，因此，財(cái)政分權(quán)與地區(qū)不良貸款存在緊密的聯(lián)系。

假設(shè)2：錦標(biāo)賽式的政績(jī)考核強(qiáng)化了地方政府間的干預(yù)行為，地方政府利益的介入扭曲了信貸資源配置結(jié)構(gòu)，產(chǎn)生了大量的低效或無(wú)效的信貸決策，進(jìn)而會(huì)造成地區(qū)不良貸款的增加。因此，地方政府的過(guò)度干預(yù)將會(huì)加劇地區(qū)不良貸款的產(chǎn)生。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證假設(shè)1和假設(shè)2，建立如下基本模型：

lnLPit=α+β1lnFDit+β2lnGOVit+β3lnMTit+β4lnCSit+β5lnENit+β6lnINit+εit（1）

其中i為省份，t為時(shí)期，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，LP代表地區(qū)不良貸款，F(xiàn)D代表財(cái)政分權(quán)，GOV代表政府干預(yù)行為，MT代表市場(chǎng)化程度，CS代表信貸期限結(jié)構(gòu)，EN代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，IN代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

考慮到地區(qū)不良貸款的形成是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過(guò)程，可能會(huì)受到上一年地區(qū)不良貸款的影響。因此，為避免上面模型設(shè)定的遺漏，進(jìn)一步引入其地區(qū)不良貸款的滯后項(xiàng)，將模型（1）修正如下：

lnLPit=α+β0lnLPit-1+β1lnFDit+β2lnGOVit+β3lnMTit+β4lnCSit+β5lnENit+β6lnINit+εit（2）

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.被解釋變量。

隨著我國(guó)分權(quán)式改革的推進(jìn)，地方政府的經(jīng)濟(jì)自由度越來(lái)越大，這就造成了在財(cái)政分權(quán)背景下，地方政府為了實(shí)現(xiàn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而不斷對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行干預(yù)的現(xiàn)象。地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)尤其是銀行大多扮演“第二財(cái)政”的角色，政府通過(guò)干預(yù)國(guó)有銀行貸款政策對(duì)地方企業(yè)進(jìn)行財(cái)政扶持，扭曲了該地區(qū)金融資源配置結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致銀行呆賬、壞賬攀升，資產(chǎn)質(zhì)量下降，最終形成了大量的不良貸款。對(duì)于文中不良貸款（LP）的衡量，這里主要借鑒譚勁松等（2012）[12]的做法，采用各地區(qū)商業(yè)銀行不良貸款率來(lái)表示。

2.解釋變量。

關(guān)于財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的衡量，學(xué)者們通常從以下三個(gè)角度來(lái)衡量：收入角度[15]、支出角度[16]和財(cái)政自主度角度[17]。鑒于收入和支出角度衡量的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)沒(méi)有考慮到轉(zhuǎn)移支付和預(yù)算外收支等問(wèn)題，為了保證回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性和科學(xué)性，本文從自有收入角度來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)，即地方收入自給率（FD）=各地區(qū)本級(jí)自有財(cái)政收入/（該地區(qū)自有財(cái)政收入+中央轉(zhuǎn)移支付），該指標(biāo)越高，表明該地區(qū)單純依靠自身能力滿足收入需求的能力越強(qiáng)，反之則越弱。

關(guān)于政府干預(yù)指標(biāo)的衡量，學(xué)者們通常從以下兩個(gè)層面：企業(yè)層面，通常采用政府持有國(guó)有上市公司股權(quán)性質(zhì)[18]、以及企業(yè)最終控制人[19]等；宏觀層面，通常采用政府干預(yù)指數(shù)[20]、地方財(cái)政預(yù)算收支[21]等。鑒于本文所研究的是地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)行為的干預(yù)以及數(shù)據(jù)的可獲得性，故采用地方財(cái)政一般預(yù)算支出與當(dāng)?shù)谿DP的比值來(lái)作為衡量政府干預(yù)（GOV）的指標(biāo)。

3.控制變量。

市場(chǎng)化程度（MT）：在開(kāi)放的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，利率市場(chǎng)化會(huì)加大銀行收入波動(dòng)性和風(fēng)險(xiǎn)性，引起不良貸款風(fēng)險(xiǎn)的增加。因此，將其作為控制變量，采用樊綱等（2011）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?；谝延惺袌?chǎng)化指數(shù)得分?jǐn)?shù)據(jù)運(yùn)用回歸方法得到外插值2006-2015年的數(shù)據(jù)[22]。

信貸期限結(jié)構(gòu)（CS）：金融機(jī)構(gòu)貸款期限的長(zhǎng)短，不僅會(huì)影響金融資本的使用效率，還會(huì)影響金融資本回收的安全性。即貸款期限越長(zhǎng)，金融資本的使用效率就會(huì)變得越低，相應(yīng)發(fā)生不良貸款的可能性就會(huì)變得越大。因此，將其作為控制變量，采用各地區(qū)中長(zhǎng)期貸款與其短期貸款的比率來(lái)衡量。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（EN）：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)活力是相對(duì)較差的，故企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益也會(huì)因此受到很大的影響，進(jìn)而導(dǎo)致該地區(qū)企業(yè)貸款的還款能力有所下降，并以此促成不良貸款發(fā)生的可能性。由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)地區(qū)不良貸款的產(chǎn)生會(huì)有著重要的影響。因此，將其作為控制變量，采用各地人均可支配收入與全國(guó)人均可支配收入比值來(lái)衡量。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IN）：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化與不良貸款之間存在著密切的關(guān)聯(lián)性。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的合理化調(diào)整，第二產(chǎn)業(yè)占比逐漸下降，第三產(chǎn)業(yè)占比逐漸上升，這使得由第二產(chǎn)業(yè)信貸產(chǎn)生的不良貸款比重有所回落，進(jìn)而會(huì)抑制地區(qū)不良貸款發(fā)生的可能性。因此，將其作為控制變量，采用各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重來(lái)衡量。

本文所使用的面板數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。

（三）估計(jì)結(jié)果與分析

本文采用系統(tǒng)GMM估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，其能很好地解決解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題和短面板數(shù)據(jù)的局限性，具體結(jié)果見(jiàn)表1和表2。結(jié)果表明：AR（1）均小于0.05，AR（2）均大于0.05，回歸方程的誤差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)的假設(shè)；Hansentest均大于0.1，說(shuō)明工具變量是有效的。因此，模型設(shè)定較為合理有效。

1.全國(guó)層面結(jié)果分析。

從表1全國(guó)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，方程（1）和方程（2）將財(cái)政分權(quán)和政府干預(yù)行為分別作為解釋變量，考察二者對(duì)地區(qū)不良貸款的影響。結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)和政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款具有較強(qiáng)的解釋力，二者均在1%的水平上顯著為正。方程（3）同時(shí)將財(cái)政分權(quán)和政府干預(yù)行為作為解釋變量，未加入控制變量，考察二者對(duì)地區(qū)不良貸款的聯(lián)合作用，結(jié)果顯示二者對(duì)地區(qū)不良貸款的影響仍然是非常顯著的。為了避免其他因素對(duì)模型的影響，在方程（4）中加入了控制變量，結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)不良貸款的回歸系數(shù)為11.1628，并在10%水平上顯著，這說(shuō)明財(cái)政分權(quán)每提高1%，地區(qū)不良貸款就會(huì)增加約11.1628個(gè)百分點(diǎn)，即降低財(cái)政分權(quán)水平可以有效抑制地區(qū)不良貸款發(fā)生的可能性，這與譚勁松等（2012）[13]得出的觀點(diǎn)不謀而合，也驗(yàn)證了假設(shè)1。政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款的回歸系數(shù)為0.0128，并在1%水平上顯著，這說(shuō)明政府干預(yù)行為每提高1%，地區(qū)不良貸款就會(huì)增加約0.0128個(gè)百分點(diǎn)，增加政府干預(yù)行為將加大地區(qū)不良貸款累積的數(shù)量，故假設(shè)2得到了驗(yàn)證。隨著分權(quán)化趨勢(shì)日益明顯，政治博弈和經(jīng)濟(jì)博弈在地方政府間愈演愈烈，這使得地方政府更加熱衷于干預(yù)地方國(guó)有企業(yè)和國(guó)有銀行之間的信貸關(guān)系，以此來(lái)為其轄區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供資金支持。而政府的利益介入是建立在發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)的政治目標(biāo)基礎(chǔ)上的，并沒(méi)有考慮接受信貸資金企業(yè)的經(jīng)營(yíng)水平和盈利狀況，這就造成了銀行信貸風(fēng)險(xiǎn)的增加。當(dāng)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)不善或無(wú)法償債時(shí)，地方政府便會(huì)向銀行施壓，默許或者支持國(guó)有企業(yè)“借新還舊”“逃、廢債”等行為，以致促成不良貸款累積增加的可能性。

2.地區(qū)層面結(jié)果分析。

從表2地區(qū)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，東、中和西部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)與地區(qū)不良貸款的回歸系數(shù)分別為33.0726、25.6830和51.1867，并分別在1%、5%和1%的水平上顯著為正，這說(shuō)明財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)不良貸款存在顯著的促進(jìn)作用，即財(cái)政分權(quán)與地區(qū)不良貸款存在緊密的聯(lián)系，假設(shè)1進(jìn)一步得到了驗(yàn)證。從回歸系數(shù)來(lái)看，西部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)不良貸款的作用最大，東部地區(qū)次之，中部地區(qū)作用最小。這可能是因?yàn)槲覈?guó)西部地區(qū)大多處于資源較為貧瘠的地帶，沒(méi)有良好的資源稟賦優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開(kāi)資金的支持，該地區(qū)政府要想實(shí)現(xiàn)“有目的”的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，就不得不干預(yù)銀行的信貸決策，以此為地區(qū)企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造條件。但是這種政府趨于短期利益的干預(yù)行為，往往會(huì)造成銀行信貸資產(chǎn)質(zhì)量的下降和金融資源的錯(cuò)配，加之國(guó)有企業(yè)資金回籠慢、投資回報(bào)率低等問(wèn)題的存在，使得國(guó)有企業(yè)貸款很難償還，最終造成了西部地區(qū)不良貸款處于持續(xù)增加的惡性循環(huán)態(tài)勢(shì)。

從表2地區(qū)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，東、西部地區(qū)的政府干預(yù)行為與地區(qū)不良貸款的回歸系數(shù)分別為0.0152和0.0440，并均在1%的水平上顯著為正，這說(shuō)明東西部地區(qū)政府的過(guò)度干預(yù)會(huì)導(dǎo)致該地區(qū)不良貸款的增加，假設(shè)2得到了再次的驗(yàn)證。而中部地區(qū)的政府干預(yù)行為與地區(qū)不良貸款的回歸系數(shù)為-0.0713，并在5%水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明了該地方政府的干預(yù)行為會(huì)抑制本地區(qū)不良貸款累積的上升，顯然，這與假設(shè)2相悖。究其原因可能如下：中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“不均衡”決定了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異性，包括不同的資源稟賦條件、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、財(cái)政實(shí)力以及政策環(huán)境等等，從而導(dǎo)致地方政府對(duì)于銀企信貸決策干預(yù)程度和力度的差別。而中部地區(qū)作為重工業(yè)的核心地區(qū)，國(guó)有大中型企業(yè)居多，銀企之間聯(lián)系的基礎(chǔ)相對(duì)較好，這為地方政府間的競(jìng)爭(zhēng)創(chuàng)造了良好的條件。故該地方政府通過(guò)直接或間接的干預(yù)手段也就成為了促進(jìn)銀企合作的良性“催化劑”，使其企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力得到了進(jìn)一步的提升，因此有效地降低了該地區(qū)不良貸款發(fā)生的概率風(fēng)險(xiǎn)。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為了保證檢驗(yàn)結(jié)果的科學(xué)性和準(zhǔn)確性，進(jìn)一步從支出角度[16]構(gòu)建財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，探討財(cái)政分權(quán)、政府干預(yù)行為與地區(qū)不良貸款之間的關(guān)系，具體結(jié)果見(jiàn)表3。支出角度的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)=人均地方本級(jí)財(cái)政支出/（人均地方本級(jí)財(cái)政支出+中央本級(jí)人均財(cái)政支出）。結(jié)果表明，財(cái)政分權(quán)和政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款均具有顯著的作用。具體如下：財(cái)政分權(quán)與全國(guó)及地區(qū)的不良貸款均存在緊密的聯(lián)系；全國(guó)及東、西部地區(qū)政府的過(guò)度干預(yù)會(huì)導(dǎo)致不良貸款的增加，而中部地區(qū)政府的干預(yù)行為導(dǎo)致不良貸款的下降。誠(chéng)然，這與上面的結(jié)論基本上是吻合的，故本文得到的結(jié)論是較為穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與政策啟示

化解金融風(fēng)險(xiǎn)和確保金融秩序穩(wěn)定是“十三五”規(guī)劃的首要目標(biāo)之一?；诖吮尘跋?，選擇我國(guó)2006-2015年31個(gè)省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，使用動(dòng)態(tài)面板模型的GMM估計(jì)，檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)、政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：財(cái)政分權(quán)與地區(qū)不良貸款規(guī)模呈正相關(guān)，即財(cái)政分權(quán)水平較高的地區(qū)會(huì)導(dǎo)致不良貸款的增加；分權(quán)下政府干預(yù)行為對(duì)地區(qū)不良貸款的作用也存在顯著差異，中部地區(qū)的政府干預(yù)行為會(huì)抑制不良貸款的增加，而東、西部地區(qū)的政府干預(yù)行為則相反。

基于上述結(jié)論，得出如下政策啟示：（1）各級(jí)地方政府應(yīng)明確劃分其政治職能和范圍，確立政府和國(guó)有企業(yè)之間的正確關(guān)系，將政府的職能和企業(yè)的職能區(qū)分開(kāi)，在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中實(shí)現(xiàn)國(guó)有資產(chǎn)所有權(quán)與經(jīng)濟(jì)權(quán)的分離，實(shí)現(xiàn)企業(yè)的自我發(fā)展、自負(fù)盈虧和自主經(jīng)營(yíng)。（2）由于各地區(qū)資源稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同，各級(jí)地方政府之間的干預(yù)行為也應(yīng)存在差異性，不能盲目和過(guò)多地干預(yù)銀企之間的信貸決策，使政府在利益介入中做到適時(shí)、適度和適量，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制的導(dǎo)向作用，實(shí)現(xiàn)企業(yè)和銀行的有效資源配置，提高貸款質(zhì)量。（3）摒棄以GDP掛帥的發(fā)展模式，將地區(qū)資產(chǎn)質(zhì)量、地區(qū)長(zhǎng)期發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)情況以及企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展水平等指標(biāo)納入到政府官員績(jī)效考核的輔助指標(biāo)中，促使地方政府官員從全局的角度審視地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，避免因干預(yù)不當(dāng)而導(dǎo)致地區(qū)發(fā)展出現(xiàn)嚴(yán)重資源錯(cuò)配的現(xiàn)象。

參考文獻(xiàn)：

[1]WilliamsonSD.Financialintermediation，businessfailures，andrealbusinesscycles[J].JournalofPoliticalEconomy，1987，95（6）：1196-1216.

[2]StiglitzJE，WeissA.Creditrationinginmarketswithimperfectinformation[J].AmericanEconomicReview，1981，71（3）：393-410.

[3]AllenF，QianJ，QianM.Law，finance，andeconomicgrowthinChina[J].JournalofFinancialEconomics，2005，77（1）：57-116.

[4]SuzukiY，MiahMD，YuanJ.China'snon-performingbankloancrisis：theroleofeconomicrents[J].Asian-pacificEconomicLiterature，2008，22（1）：57-70.

[5]王一江，田國(guó)強(qiáng).不良資產(chǎn)處理、股份制改造與外資戰(zhàn)略——中日韓銀行業(yè)經(jīng)驗(yàn)比較[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（11）：28-36.

[6]李志輝.中國(guó)銀行業(yè)的發(fā)展與變遷[M].上海：上海人民出版社，2008.

[7]巴曙松，劉孝紅，牛播坤.轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)金融體系中的地方治理與銀行改革的互動(dòng)研究[J].金融研究，2005（5）：25-37.

[8]高鶴.中國(guó)銀行業(yè)不良資產(chǎn)生成機(jī)制：基于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的分析框架[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2006（12）：1-9.

[9]白俊，孟慶璽.地方政府干擾了貨幣政策的有效性嗎[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2015（9）：59-69.

[10]孫光林，王雪標(biāo)，王穎.政府過(guò)度干預(yù)對(duì)商業(yè)銀行不良貸款率的影響機(jī)理[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2017（1）：15-23.

[11]丁騁騁，傅勇.地方政府行為、財(cái)政金融關(guān)聯(lián)與中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)——基于中國(guó)式分權(quán)背景的分析[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2012（6）：87-97.

[12]譚勁松，簡(jiǎn)宇寅，陳穎.政府干預(yù)與不良貸款——以某國(guó)有商業(yè)銀行1988-2005年的數(shù)據(jù)為例[J].管理世界，2012（7）：29-43.

[13]白重恩，杜穎娟，陶志剛，等.地方保護(hù)主義及產(chǎn)業(yè)地區(qū)集中度的決定因素和變動(dòng)趨勢(shì)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（4）：29-40.

[14]張軍，金煜.中國(guó)的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測(cè)：1987-2001[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（11）：34-45.

[15]劉建民，胡小梅.財(cái)政分權(quán)、空間效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)——基于SDM模型的經(jīng)驗(yàn)研究[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2017，38（1）：116-121.

[16]安彥林，李齊云.財(cái)政分權(quán)與地方政府公共文化服務(wù)供給[J].廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2017（3）：68-75.

[17]林春，孫英杰.財(cái)政分權(quán)背景下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量地區(qū)差異——基于系統(tǒng)GMM及門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)[J].財(cái)經(jīng)論叢，2017（12）：33-42.

[18]唐雪松，周曉蘇，馬如靜.政府干預(yù)、GDP增長(zhǎng)與地方國(guó)企過(guò)度投資[J].金融研究，2010（8）：99-112.

[19]劉行.政府干預(yù)的新度量——基于最終控制人投資組合的視角[J].金融研究，2016（9）：145-160.

[20]王玨，駱力前，郭琦.地方政府干預(yù)是否損害信貸配置效率？[J].金融研究，2015（4）：99-114.

[21]陸銘，歐海軍.高增長(zhǎng)與低就業(yè)：政府干預(yù)與就業(yè)彈性的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2011（12）：3-31.

[22]樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各省區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年度報(bào)告[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

（責(zé)任編輯：漆玲瓊）