(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 湖北 武漢 430072)

一、引言

金融發(fā)展對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用。已有文獻(xiàn)認(rèn)為金融資源錯配會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)整體效率的下降。而金融的發(fā)展可以緩解部分企業(yè)面臨的融資約束，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文意圖聚焦區(qū)域金融發(fā)展，也即地方性商業(yè)銀行的發(fā)展對于區(qū)域資源錯配的影響。

金融資源配置過程往往會面臨錯配的問題。資源錯配往往伴隨著融資約束這一問題。由于信息不對稱和所有制歧視等因素的存在，部分企業(yè)面臨著融資約束的問題，金融資源可能會流向低效率的企業(yè)，并導(dǎo)致一些高效率的企業(yè)在其發(fā)展過程中，無法得到必需的金融支持。正是高效率企業(yè)的融資約束的存在，使得資源流向了較低效率的企業(yè)，也就是資源出現(xiàn)了錯配，最終損害了高效率企業(yè)的發(fā)展，并拖累整個經(jīng)濟(jì)體效率的進(jìn)一步提升。

Hopenhayn(2014)認(rèn)為融資約束是有限執(zhí)行(limited enforcement)的一種形式。當(dāng)信貸市場存在信息不對稱時，銀行往往無法完全獲得企業(yè)的信息，因而銀行會有一定概率面臨貸款壞賬的問題，也就是存在金融合同無法完全得到執(zhí)行的問題。當(dāng)信息不對稱程度很高時，銀行要么會處于對合同違約的擔(dān)憂而惜貸，不愿意向企業(yè)放貸，或者只向具有特定特征的企業(yè)(比如國有企業(yè))放貸；要么就會要求更多的抵押品。這兩種情況都會造成特定企業(yè)的融資約束問題。當(dāng)面臨融資約束的企業(yè)為高效率企業(yè)時，資源錯配就出現(xiàn)了。

而金融發(fā)展尤其是銀行的發(fā)展可以直接對企業(yè)的融資約束產(chǎn)生影響。這可能有兩種機(jī)制：提升銀行業(yè)整體的金融合同執(zhí)行水平；提升銀行業(yè)信息發(fā)現(xiàn)水平。第一種可能通過提高事后的壞賬處理水平等措施降低違約帶來的損失；第二種是提升事前銀行獲得的企業(yè)信息的水平。兩種機(jī)制都會減少企業(yè)面臨的融資約束水平進(jìn)而改善資源錯配。

本文為了探討金融發(fā)展對于區(qū)域資源錯配的影響，將商業(yè)銀行分支的擴(kuò)張作為解釋變量，研究其對于區(qū)域資源錯配程度的影響。同時為了厘清影響發(fā)生的具體機(jī)制將商業(yè)銀行分為國有五大商業(yè)銀行、全國性股份制商業(yè)銀行以及本地區(qū)域性商業(yè)銀行三類。一般而言，五大行和全國性股份制商業(yè)銀行往往具有較為完善的風(fēng)控水平，能夠較好地處理壞賬和合同違約情況；而本地區(qū)域性商業(yè)銀行扎根當(dāng)?shù)兀哂懈嗟男畔?yōu)勢，能夠在事前較好地獲取當(dāng)?shù)仄髽I(yè)信息，規(guī)避可能的違約。如果是前一種機(jī)制更多地發(fā)揮作用，那么隨著五大行和全國性股份制商業(yè)銀行分支的擴(kuò)張，區(qū)域資源錯配應(yīng)該得到改善；如果是后一種機(jī)制發(fā)揮作用，那么本地區(qū)域性商業(yè)銀行的擴(kuò)張會減輕區(qū)域資源錯配水平。

文章的結(jié)果表明，五大行分支的擴(kuò)張使得區(qū)域資源錯配程度加深，而本地區(qū)域性商業(yè)銀行的擴(kuò)張則沒有這種效果。這表明區(qū)域銀行的擴(kuò)張對于區(qū)域資源錯配的影響因擴(kuò)張銀行類型而異。同時，區(qū)域銀行的擴(kuò)張對于區(qū)域資源錯配的影響主要的機(jī)制是本地行發(fā)揮信息優(yōu)勢，而非銀行事后的違約和壞賬處理。

本文接下來的安排如下：第二部分是回歸模型和數(shù)據(jù)；第三部分是實(shí)證結(jié)果，包括基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第四部分是結(jié)論。

二、回歸模型與數(shù)據(jù)

本文擬采用OLS模型刻畫區(qū)域金融發(fā)展對于資源錯配程度的效應(yīng)。具體模型如下：

ResAllocationi,t=α+βBanki,t+γXi.t+φi+μt+εi,t

(1)

其中被解釋變量ResAllocationi,t為區(qū)域資源錯配的代理變量，計算方法為：首先計算區(qū)域當(dāng)年所有規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資本的邊際報酬；然后進(jìn)行去趨勢化處理，并計算區(qū)域當(dāng)年各行業(yè)的企業(yè)資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差；以區(qū)域當(dāng)年各行業(yè)增加值的比重作為權(quán)重對上述各行業(yè)資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行加總，最終計算出區(qū)域當(dāng)年資源錯配程度。區(qū)域加權(quán)的資本邊際報酬標(biāo)準(zhǔn)差越大，表明區(qū)域資源配置程度越大。主要解釋變量Banki,t為區(qū)域金融發(fā)展程度的代理變量，具體而言，為區(qū)域銀行這一金融機(jī)構(gòu)的分支數(shù)量。區(qū)域銀行各級分支數(shù)量越多，則該區(qū)域金融發(fā)展程度越高，區(qū)域金融機(jī)構(gòu)競爭程度越高，金融執(zhí)行程度也越高，企業(yè)面臨的金融約束程度也越低?？刂谱兞縓i.t為區(qū)域人均GDP、區(qū)域大學(xué)生數(shù)量占比、區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施水平(主要為人均鋪裝道路面積等變量)、區(qū)域人均GDP的增長率、區(qū)域平均工資、區(qū)域國有經(jīng)濟(jì)成分占比、區(qū)域第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)增加值占比。φi和μt分別刻畫了區(qū)域固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。εi,t為隨機(jī)誤差項。

數(shù)據(jù)為城市-年份的面板數(shù)據(jù)，包含了全國地級市1999年至2007年的數(shù)據(jù)。其中區(qū)域加權(quán)的資本邊際報酬標(biāo)準(zhǔn)差計算方法如上文所述，計算所用的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，企業(yè)的資本邊際報酬為使用op方法計算出來的資本的彈性系數(shù)、企業(yè)的工業(yè)增加值和經(jīng)過指數(shù)平減的資本計算出來后取對數(shù)。企業(yè)的資本邊際報酬衡量了企業(yè)的資本使用效率，如果資本使用效率更高，那么企業(yè)可以使用更少的資本獲取更多的報酬，則企業(yè)的資本邊際報酬就越大。如果計算出的區(qū)域資本邊際報酬標(biāo)準(zhǔn)差越大，那么說明區(qū)域內(nèi)企業(yè)資本邊際報酬差異越大，這表明區(qū)域內(nèi)企業(yè)資本使用效率的差異越大，也即區(qū)域資源錯配程度越大。銀行數(shù)據(jù)來自銀保監(jiān)公布的銀行分支數(shù)據(jù)。本文將各銀行分支根據(jù)其地址進(jìn)行定位后，在區(qū)域上加總，計算各個區(qū)域不同類型銀行各級分支的數(shù)量。銀行類型包括國有五大行(Top5bankbranches)、十二家全國性股份制商業(yè)銀行(12bankbranches)和本地銀行(Localbankbranches)。具體而言，本文采用的是三類銀行在各個地級市所有分支數(shù)量總和，并對其取對數(shù)?？刂谱兞縼碜韵鄳?yīng)年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》，本文對所有控制變量都取對數(shù)。

三、實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)結(jié)果

方程(1)的回歸結(jié)果如表1所示。表1分別展示了以區(qū)域三種類型銀行分支數(shù)量總和的對數(shù)值(區(qū)域總和為0的加1再取對數(shù))作為主要解釋變量后的結(jié)果。五大行分支數(shù)量總和對于區(qū)域資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差有顯著為正的效應(yīng)；12家股份制商業(yè)銀行分支數(shù)量總和對于區(qū)域資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差有顯著為正的效應(yīng)，但是這一效應(yīng)要弱于五大行分支數(shù)量；而本地區(qū)域性商業(yè)銀行對于區(qū)域資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差的作用不顯著。

表1 區(qū)域金融發(fā)展對于資源錯配的影響

注：括號內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤；* p < 0.1,** p < 0.05,*** p < 0.01。

上述回歸結(jié)果表明，五大行分支數(shù)量的增加導(dǎo)致了區(qū)域資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差擴(kuò)大0.07，也就是導(dǎo)致區(qū)域資源進(jìn)一步錯配；而12家商業(yè)銀行的擴(kuò)張同樣導(dǎo)致了區(qū)域資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差擴(kuò)大0.024和區(qū)域資源錯配。相對而言，本地區(qū)域性商業(yè)銀行的擴(kuò)張則沒有這種效果。正如上文所述，銀行分支數(shù)量的擴(kuò)張對于資源錯配的影響因素既包括銀行自身的金融合同執(zhí)行能力等、也包括銀行在當(dāng)?shù)氐男畔?yōu)勢。相對于五大行和全國性股份制商業(yè)銀行，本地區(qū)域性銀行的主要優(yōu)勢在于其在當(dāng)?shù)赜懈玫男畔?yōu)勢，能夠更好地了解區(qū)域內(nèi)企業(yè)的信息，從而避免將信貸發(fā)放向低效率企業(yè)，進(jìn)而起到減輕區(qū)域資源錯配程度的作用。而五大行和全國性股份制商業(yè)銀行的優(yōu)勢在于其擁有更好的金融合同執(zhí)行能力，能夠更好地處理信貸壞賬。表1的結(jié)果表明，相對于執(zhí)行能力，本地區(qū)域性商業(yè)銀行由于擁有信息優(yōu)勢一定程度上抵消了其金融合同執(zhí)行能力的弱點(diǎn)，因而對于區(qū)域內(nèi)企業(yè)的金融約束有一定的緩解，進(jìn)而對于區(qū)域資源錯配的影響較弱，回歸結(jié)果顯示為不顯著。而五大行和全國性股份制商業(yè)銀行的不具有信息優(yōu)勢，在區(qū)域內(nèi)面臨較大的信息不對稱，其相對于本地行的快速擴(kuò)張反而加劇了區(qū)域內(nèi)企業(yè)面臨的金融約束，最終加劇了區(qū)域內(nèi)資源錯配程度，回歸結(jié)果顯示為顯著為正。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸可能會面臨一個反向因果的內(nèi)生性問題。內(nèi)生性源于銀行的區(qū)位選擇可能會與海區(qū)域企業(yè)的特征相關(guān)，進(jìn)而與基準(zhǔn)回歸中的被解釋變量相關(guān)。為了解決這一內(nèi)生性問題，本文選擇去除最新五年新成立的銀行分支和最近五年新成立企業(yè)，以消除最近五年新成立銀行分支可能與最近五年新成立企業(yè)的反向因果效應(yīng)。結(jié)果如表2所示。

表2 去除最近五年新成立銀行分支

穩(wěn)健型檢驗(yàn)的結(jié)果表明，五大行銀行分支數(shù)量的擴(kuò)張仍然會對區(qū)域資本邊際報酬的標(biāo)準(zhǔn)差起顯著為正的作用；全國性股份制商業(yè)銀行的作用不再顯著，但是符號仍然為正；而本地區(qū)域性商業(yè)銀行的作用仍然不顯著。這表明，上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。也就是區(qū)域金融發(fā)展對于區(qū)域資源錯配的影響取決于擴(kuò)張的銀行類型，五大行擴(kuò)張加劇了資源錯配程度，而本地區(qū)域性商業(yè)銀行的擴(kuò)張對于區(qū)域資源錯配沒有顯著影響。同時，五大行和本地行對于資源錯配的影響差異表明銀行擴(kuò)張對于資源錯配的影響機(jī)制主要是通過金融合同執(zhí)行程度和信息優(yōu)勢兩種機(jī)制，但是信息機(jī)制占主導(dǎo)。

四、結(jié)論

本文檢驗(yàn)了區(qū)域金融發(fā)展——區(qū)域銀行分支的擴(kuò)張，對于區(qū)域資源錯配的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)區(qū)域銀行分支的擴(kuò)張對于區(qū)域資源錯配的影響因擴(kuò)張銀行類型而異。具體而言，五大行的擴(kuò)張會顯著惡化區(qū)域資源配置程度，增加資源錯配；而本地區(qū)域性商業(yè)銀行對于區(qū)域資源配置程度沒有顯著影響。為了克服銀行選擇位置時可能受當(dāng)?shù)靥卣饔绊戇@一內(nèi)生性，本文去除了近五年新成立的銀行和企業(yè)以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，上述在基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。同時回歸結(jié)果也厘清了可能的影響機(jī)制。五大行擁有更完備的風(fēng)控和時候壞賬處理水平，而本地行則擁有信息優(yōu)勢。本文的結(jié)果表明，信息優(yōu)勢在銀行擴(kuò)張對于區(qū)域資源配置程度的影響中發(fā)揮更大作用。