銀行業結構與經濟增長思路范文
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大量的實證研究發現,銀行業的發展有助于促進經濟增長。然而,關于銀行業結構與經濟增長之間的關系,已有研究尚未得出一致的結論。現有文獻著重于考察銀行業集中度對銀行業的經濟績效的影響,部分研究認為,壟斷性銀行業結構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系、從而有利于提高小企業的信貸可得性。相關實證研究應用發達經濟的數據或者跨國數據樣本,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果是相互沖突的。林毅夫等(2006)則從另一個角度考察銀行業結構及其對經濟增長的影響,強調銀行業的規模結構,即不同規模的銀行在銀行體系中的相對重要性。他們認為,在現代的發展中國家,最優的銀行業結構應當以區域性的中小銀行為主體;而在現代的發達經濟中,大銀行和金融市場應當在金融體系中發揮主導作用。本文力圖對這一理論假說進行實證檢驗。在現階段的中國,勞動密集型中小企業具有比較優勢,是支持中國經濟增長的主力軍;銀行業方面,在每個地區,區域性中小金融機構與四大國有銀行的地方分支機構相互競爭。如果林毅夫等(2006)提出的“最優金融結構”理論假說成立,則在中國現階段,提高中小金融機構的重要性有利于經濟增長。本文運用中國28個省區在1985—2002年期間的面板數據,考察了各個省區的銀行業規模結構與經濟增長之間的關系。文章將銀行業結構定義為中小銀行的市場份額,度量指標為四大國有商業銀行之外的其他金融機構的貸款余額占各個省區的全部金融機構貸款余額的比重。在控制了影響中國各地區經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果發現,中小銀行的市場份額與經濟增長率之間具有顯著的正向關系。為了進一步考察二者之間的正向關系是否體現了銀行業結構對于經濟增長的因果關系,我們利用1994年啟動的國有銀行商業化改革的政策因素構造了銀行業結構的工具變量。運用雙向固定效應模型和工具變量方法的估計結果顯示,銀行業結構對經濟增長有顯著的正向影響。為了確保估計結果的穩健性,本文進一步考慮了其他解釋變量可能存在的內生性問題,并運用動態面板數據模型進行了重新估計,估計結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結構的討論。已有文獻著重于分析“銀行業集中度”,本文則強調“銀行業的規模結構”,二者各有側重,又有相互重疊的方面。我們認為,銀行業集中度是銀行業結構的一個重要方面,但是從銀行業對整個經濟增長的影響角度看,銀行業的規模結構可能是更為重要的維度。本文與關于小企業融資的文獻相關,但本文的研究視角不同。關于小企業融資的文獻重點考察小企業的融資來源以及銀行業并購如何影響小企業的信貸可得性。我們的研究則著眼于銀行業結構與整個經濟的增長。對處于不同經濟發展階段的國家,由于其要素稟賦結構存在差異,具有比較優勢的產業不同,小企業在整個經濟中的重要性不同,因而其最優銀行業結構也會不同。只有當勞動密集型的中小企業對整個經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論也會增加對中國金融體系的了解。最近幾年來,關于中國金融體系的研究興趣日益濃厚,主要原因在于,中國經濟的快速增長與金融體系的低效率同時并存,成為關于金融發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的低效率的原因歸結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。根據本文的計量結果,國有銀行的所有制偏向并不是造成中國銀行業低效率的唯一因素,銀行業不合理的規模結構也是一個重要的原因。下文包括六部分,第二部分簡述“最優銀行業結構”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經濟增長與收斂的各種因素,并設定本文的基本計量模型;第四部分是數據說明;第五部分說明銀行業結構的識別方式,并報告基本的計量結果;第六部分用動態面板數據模型進行穩健性檢驗;最后一部分對全文進行簡要總結。
二、銀行業結構與經濟增長:理論假說
1•相關文獻:銀行業集中度
關于銀行業結構與經濟增長之間的關系,現有研究著重于考察銀行業的競爭程度對銀行體系的經濟績效的影響。基于產業組織理論的傳統智慧認為壟斷的銀行業結構不利于經濟增長。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,壟斷性銀行業結構不利于資本積累和經濟增長。Dewatripont和Maskin(1995)則從再談判角度考察了銀行業結構問題,認為競爭性銀行能夠對借款企業形成更強的預算約束,因此有利于為風險較高的新企業提供融資。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,認為壟斷性銀行業結構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;而銀行業的競爭會阻礙這種對借貸雙方有利的長期銀企關系的形成。關于銀行業集中度的實證研究得出了非常不同的結論。有些研究發現,較低的銀行業集中度有利于新企業的創建和小企業的成長,從而對經濟增長有正的影響(如BlackandStrahan,2002;CetorelliandStrahan,2006)。Becketal(2004)對74個國家的企業層面的數據進行了分析,發現較高的銀行業集中度對企業融資具有阻礙作用,而且這種阻礙作用對小企業更為明顯。然而,有的研究得出了相反的結論,發現較高的銀行業集中度有利于提高當地小企業的信貸可得性和新企業的成長(如PetersenandRajan,1995;JacksonandThomas,1995)。BonaccorsidiPatti和Dell’Ariccia(2004)分析了意大利的數據,發現銀行集中度與新企業創建之間的關系是非線性的,在一定范圍內,銀行業壟斷程度的增加對新企業創建具有正向效應,但超過該范圍后,銀行業壟斷程度的進一步增加對新企業創建具有負的影響。不可否認,銀行業的競爭程度是銀行業結構的一個重要方面。但是,考慮銀行業結構與經濟增長之間的關系,不僅需要考慮具有一定結構的銀行業本身的特性,而且需要分析實體經濟的特性及其對金融服務需求的性質,而上述關于銀行業結構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督功能的理論假說對于信息相對不透明的中小企業更為重要。如果中小企業對于整個經濟的增長是非常重要的,則依據該假說可以推論,較高的銀行業集中度有利于經濟增長;否則,即使較高的銀行業集中度有利于小企業融資和新企業進入,對于整個經濟增長的影響也難以確定。然而,關于較高的銀行業集中度是否有利于小企業成長和新企業進入,上述實證研究也得出了不同的結論。這些分析說明,考慮銀行業結構與整個經濟增長之間的關系,銀行業集中度可能不是一個最重要的維度。
2•本文的理論假說:銀行業的規模結構
與前述文獻的分析角度不同,林毅夫等(2006)強調銀行業的規模結構對于經濟增長的重要性,提出了“最優金融結構”的理論假說。他們認為,在現代的低收入國家,區域性的中小銀行應當成為金融體系的主要組成部分;而在現代的發達國家,大銀行和金融市場應當在金融體系中發揮主導作用。其主要邏輯可以概括如下。處于不同經濟發展階段的國家具有不同的要素稟賦結構,這決定了其實體經濟的產業結構具有系統性差異,而不同的產業具有不同的風險特性、融資需求和信息特征。因此,處于不同經濟發展階段的實體經濟對于金融服務的需求存在顯著差異。在現代的低收入國家,勞動密集型產業具有比較優勢(林毅夫,2002)。而勞動密集型產業中的企業一般規模較小,①其產品市場和所用技術都比較成熟,企業風險主要來自企業家風險。②由于中小企業相對信息不透明,融資規模較小,區域性的中小銀行在為其提供融資服務方面具有比較優勢。因此,區域性中小銀行應當成為發展中國家金融體系的主要組成部分。在現代的發達經濟中,雖有大量的中小企業,但在國民經濟中居于主導地位的是資金需求量大的資本密集型企業、具有很高的技術創新風險和產品創新風險的創新型企業。有效的金融體系應當包括能夠為大企業提供短期大規模融資服務的大銀行,和能夠有效分散技術創新風險和產品創新風險的股票市場。當然,發達經濟中仍然存在一定數量的勞動密集型中小企業,因此為其服務的中小金融機構也會在一定范圍內存在。上述邏輯的一個重要環節是銀行業中存在的基于規模的專業化分工,即大銀行主要向大企業提供貸款而小銀行主要給小企業貸款。③這種分工主要基于兩個因素。首先從風險分散的角度看,資產規模較大的大銀行有能力向資金需求規模大的大型企業提供信貸和其他金融服務;而資產規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,大銀行更適于監督大企業,而中小銀行則在監督小企業方面具有相對優勢。這是因為,大企業一般都具有完整的、經過審計的財務報表等易于傳遞的“硬”信息,具有一定的成長歷史和信用記錄,擁有一定規模的可抵押資產,銀行向大企業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,中小企業常常缺乏完整的、經過審計的財務報表等“硬”信息,信用記錄較短,缺乏可用于抵押的資產,銀行對中小企業的貸款決策常常只能依賴關于企業主的個人品質和經營能力等難以傳遞的“軟”信息。在小銀行中,信息的生產者往往就是貸款決策的制定者,銀行內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,信息生產者有激勵去收集這類信息。而在大銀行中,復雜的組織結構使得信息生產者與貸款決策者往往是分離的,銀行內部的信息傳遞鏈條較長,信息生產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;而諸如借款企業的財務報表、抵押品的價值等“硬”信息則易于觀察、易于由信息生產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”信息的大企業貸款,而在向中小企業提供貸款方面缺乏信息優勢。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域性的,便于同臨近區域內的中小企業建立長期的銀企關系,因此,小銀行在高度依賴“軟”信息的中小企業融資中具有比較優勢。自改革開放以來,中國的經濟總量大幅增長,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構的基本特征,在今后很長的時期內,勞動密集型產業仍是符合中國比較優勢的產業,中小企業對于中國的經濟增長仍然具有非常重要的作用。因此,作為前述“最優金融結構”理論假說的一個直接推論,中國在現階段的最優金融結構應該是以區域性中小銀行為主的銀行體系來主導的。本文擬用中國28個省區在1985—2002年期間的面板數據對這一推論進行實證檢驗。
三、基本計量模型的設定
1•中國各地區的經濟增長與收斂
關于中國各地區的經濟增長與收斂問題,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經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、政府規模等。林毅夫和劉明興(2003)認為,政府的經濟發展戰略也是影響中國各地區經濟增長績效差異的一個重要因素。其基本邏輯是,影響一個經濟體的經濟增長績效的關鍵因素是產業和技術結構的選擇是否與本地的要素稟賦結構相適應。中國改革之前的趕超發展戰略損害了經濟增長,改革后快速持續的經濟增長得益于政府逐步放棄了傳統的趕超戰略,逐漸通過市場力量推動經濟系統走上遵循比較優勢發展戰略的路徑。在這個過程中,各個省份出現了很大差異,東部省份迅速納入到遵循比較優勢的發展軌道上來,而中西部地區依然受到較多的政府干預,這是造成中國各個地區的經濟增長績效差異的一個重要原因。
2•銀行業發展與經濟增長
大量的實證研究發現,銀行業的發展①對于經濟增長有顯著的正向影響(KingandLevine,1993;Levine,Loayza,andBeck,2000;BeckandLevine,2004)。然而,關于中國的銀行業發展與經濟增長的實證研究則發現,上述正向關系在中國的數據樣本中難以成立。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,支撐中國經濟快速增長的企業依賴于其他渠道獲得融資。Boyreau-Debray(2003)用1990—1999年間的分省面板數據考察中國銀行業的發展對于各省經濟增長的影響。該文發現,中國銀行體系的儲蓄規模和國有銀行的信貸規模與經濟增長之間具有負向關系。作者認為這種負向關系存在的原因是國有銀行在中國銀行業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,而國有企業的效率很低。因此,在控制了國有工業企業比重后,上述兩個度量銀行業規模的指標不再顯著。中國的銀行體系規模與經濟增長之間的負向關系在Ljungwall和Li(2007)的實證結果中也得到體現。
3•銀行業結構與經濟增長
如前文所述,根據“最優金融結構”理論,中國在現階段的金融結構應當以區域性的中小銀行為主。然而,在現實中,具有龐大的組織規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中的市場份額逐步下降,其他中小金融機構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“最優金融結構”理論的預期,中國銀行業結構的上述變化是向其最優金融結構的趨近,有利于促進其經濟增長。四大國有商業銀行和其他中小金融機構的市場份額及其變化在不同地區之間也存在差異,這為我們考察中國各地區的銀行業結構與經濟增長的關系提供了一個難得的機會。③根據前文關于現階段中國最優金融結構的討論,本文所要檢驗的假說為:在中國現階段,中小金融機構的市場份額上升有利于促進經濟增長。
4•基本計量模型的設定
基于上述討論,我們把銀行業結構變量引入通常的經濟增長模型,將基本的計量模型設定為:git=β1•BSit+β2•FDit+Φ•Xit+αt+μi+ξit(1)其中,git是被解釋變量,在數據中用各地區的真實人均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效應。FDit為各地區的銀行體系相對于實體經濟的規模,用于反映各地區的金融深化程度,具體度量指標為各地區全部金融機構貸款余額與GDP的比例floanit。Xit為其他控制變量,包括文獻已經識別出的影響中國各地區經濟增長績效的主要因素:rsoeit,國有工業企業總產值占全部工業總產值的比重;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的對數值,用于控制經濟增長中的收斂效應;tciit,上期的技術選擇指數,用于度量林毅夫(2002)所提出的“經濟發展戰略”④。在上述計量模型中,BSit表示地區i在時間t的銀行業結構,在數據中用各地區的中小金融機構的市場份額smallit來表示,具體度量指標為四大國有商業銀行之外的其他金融機構的貸款余額占各地區全部金融機構貸款余額的比重。考慮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規模結構。首先,除了四大國有商業銀行外,其他金融機構的規模都很小;①其次,四大國有銀行基本按照行政區劃設置分支機構,而其他金融機構多為地方性金融機構,因此,在各個地方性金融市場上,四大國有商業銀行的分支機構與當地的中小金融機構相互競爭。β1是本文最感興趣的系數,前面的理論假說意味著β1>0。然而,識別銀行業結構對經濟增長的影響,需要解決銀行業結構的內生性問題。根據對現實的觀察和數據資料,經濟增長比較快、人均收入水平比較高的省份,中小金融機構的市場份額也比較高,而經濟增長率較低、人均收入水平較低的省份,中小金融機構的市場份額也較低。然而,這種相關性的因果關系方向卻難以確定。本文前述的討論認為,在中國現階段,較高的中小銀行市場份額有利于經濟增長;但是反向的因果關系方也非常可能,除四大國有商業銀行之外的其他商業銀行會選擇到經濟增長比較快、經濟發展水平比較高的地區設立分支機構,這些地區產生的金融需求也會誘使各種地方性金融機構的出現和擴張,因此在經濟增長比較快、經濟發展水平比較高的地區,中小金融機構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結構與經濟增長率之間的因果關系將是檢驗前述假說的關鍵。四、數據說明本文所用的數據樣本是中國28個省區在1985—2002年期間關于前述各個變量的數據。②具體而言,相關的分省金融數據來自各年度的《中國金融年鑒》,分省經濟增長數據來自《新中國五十年統計資料匯編》、《全國各省、自治區、直轄市歷史統計資料匯編1949—1989》、以及各年度的《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》等。技術選擇指數(tci)來自北京大學中國經濟研究中心發展戰略組計算整理的數據。為了避免年度數據可能存在的波動性,我們將樣本期分為6個區間,③分別為1985—1987年、1988—1990年、1991—1993年、1994—1996年、1997—1999年、2000—2002年。每個變量在各個區間的觀測值為該變量在相應區間內三年的平均值。是主要變量的描述性統計結果。
五、模型的識別和估計結果
1•基本的雙向固定效應模型
在模型(1)中,μi和αt分別表示地區效應和時間效應。考慮到中國各個地區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固定效應和時間固定效應?或者只需要控制地區固定效應?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果放在中,表中所有的估計模型都應用Robust協方差矩陣。第一列顯示的是只包括銀行業結構small的估計結果;第二列加入了文獻已經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占全部人口的比例①edus-1、上期末的真實人均GDP的對數值lnrjgdp-1;第三列則加入反映銀行業規模的變量floan。在前三列的估計結果中,銀行業結構變量small的系數都顯著為正。如果銀行業結構與經濟增長率之間的關系可以解釋為因果關系,則該系數意味著,中小銀行的市場份額上升有利于經濟增長,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的系數也顯著為正;同時,銀行業的規模floan與經濟增長率之間具有顯著的負向關系。已有文獻用國有銀行的產權性質來解釋銀行業規模的系數顯著為負的實證結果。
有人認為,銀行業結構變量small顯著為正的結果可能也與國有銀行的產權性質有關。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②,因此,四大國有銀行的市場份額的下降和其他金融機構市場份額的上升,可能使得更多的非國有企業得到信貸支持。為了考察銀行業規模結構的重要性,需要剔除銀行的產權性質對估計結果的影響,為此,我們引入反映國有企業在經濟中的重要性的變量:國有工業總產值在整個工業總產值中的比重rsoe。如果中國銀行業的低效率主要是因為國有銀行對國有企業的貸款偏向和國有企業的低效率,則包括了國有工業比重rsoe后,銀行業結構指標應該不再顯著,銀行業規模的指標應該為正、或者至少不顯著。第4列是引入國有企業比重rsoe后的估計結果,其中當期的國有工業比重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,當期的國有工業比重具有內生性,如果其他因素導致的非國有部門的增長越快,則當期的經濟增長率會越高,同時當期的國有工業比重也會較低。所以,我們用上期末的國有工業企業比重rsoe-1進行重新估計(第5列)。估計結果支持上述分析,上期末國有工業比重rsoe-1顯著為負,與文獻中的結論一致。但是,銀行業結構small的系數仍然顯著為正,銀行業規模變量floan的系數也仍然顯著為負,且系數的大小沒有顯著變化。這表明,在導致中國銀行業低效率的因素中,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,不合理的銀行業規模結構制約了銀行體系擴張對經濟增長的作用。但是,反映經濟發展戰略的變量技術選擇指數tci在所有的估計結果中都不顯著。這一點與林毅夫和劉明興(2003)的分析不一致。我們猜測,各地的經濟發展戰略對經濟增長的影響可能體現在其他變量中,例如國有工業比重、外商直接投資的規模、銀行業結構等。①
2•工具變量方法
在的估計結果中,銀行業結構small與經濟增長率顯著正相關,但是這種正向相關性不一定反映了銀行業結構對于經濟增長率的影響,二者之間可能存在另一個方向的因果關系。本文嘗試用1994年啟動的國有銀行商業化改革這一政策因素來構造工具變量,以克服銀行業結構可能存在的內生性問題。
(1)1994年啟動的國有銀行商業化改革
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年國有銀行商業化改革對各地區銀行業結構的可能影響。中國金融體制改革的起點是計劃經濟時期形成的“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結構。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為金融組織規模的擴張和經濟貨幣化程度的提高,但資金的配置方式沒有發生根本性的變化。1979—1984年期間,四大國有專業銀行得以恢復或設立,打破了人民銀行獨家壟斷的傳統金融體制格局。在20世紀80年代中后期,又組建了交通銀行、中信實業銀行等股份制商業銀行。期間,農村信用社恢復運營,并在各地開辦城市信用社,其他非銀行金融機構也開始出現并發展起來,四大國有專業銀行的市場份額有所下降,但銀行業結構仍然高度集中。與之相伴隨,貨幣規模快速增長,經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結構之間具有內在的關聯。中國的經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濟期間的趕超戰略。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下降,難以滿足國有經濟部門的投資需求,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,即人民銀行根據國務院批準的綜合信貸計劃,分別核定各專業銀行和各地區的貸款增加額的最高限額,由各專業銀行總行和人民銀行分行雙線控制,并以專業銀行為主,各專業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的分行監督執行。這樣,這期間四大國有銀行和其他金融機構的比例結構和各個地區的銀行業結構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,同時經營政策性業務和商業性業務的四大國有專業銀行面臨著嚴重的預算軟約束,信貸規模和機構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注。
而且,由于國有專業銀行承擔向國有企業注資和支持政府確定的重點建設項目的政策性任務,相對于其他金融機構,國有專業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家其他商業銀行,但國有專業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銀行在國內的組織機構設置與我國的行政區劃一致,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具有相當大的影響力。這種組織機構的設置對各個地區的銀行業結構也產生了重要的影響。在國有經濟比重較大、重點建設項目較多的中西部地區和東北地區,地方政府與國有專業銀行的分支機構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。因此這些地區的四大國有銀行的市場份額會高于東部地區。②銀行和地方政府強烈的擴張沖動造成貨幣的持續快速增長,形成巨大的通貨膨脹壓力,國家控制國有專業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果。1994年開始的國有銀行商業化改革主要包括兩個方面:首先是成立三家政策性銀行,將四大國有專業銀行承擔的一部分政策性業務化轉給政策性銀行辦理,并允許各專業銀行超出其原有領域進行交叉經營,以促進銀行業的競爭,推動國有專業銀行向自主經營、自負盈虧的商業銀行轉化;二是要求四大國有專業銀行開始實行以法人為單位的資產負債比例管理和資產風險管理。部分政策性業務的剝離、從信貸規模管理向資產負債比例管理的政策變革對各地的銀行業結構會產生深刻的影響。首先,改革后銀行的貸款數量受制于其存款數量，,因而國有商業銀行的貸款市場份額會下降,而其他商業銀行和金融機構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,國有銀行分支機構的擴張能力將會由于受制于存款規模從而下降更多,其他金融機構的市場空間會增加,因此其他金融機構在這些地區的市場份額會有更為顯著的上升。第三,國有商業銀行的趨利性增強。盡管政策性銀行的成立不能完全剝離國有商業銀行的政策性業務,但其商業性業務的比例大大上升,而且實行資產負債比例管理和資產風險管理也開始硬化國有商業銀行的預算約束。這樣國有商業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,其盲目擴張信貸規模的沖動會有所降低。同時,以法人為單位實行資產負債比例管理,使得各國有商業銀行的總行在各個地方分支機構之間調撥資金的能力增加。這樣,各國有商業銀行內部的資金可能更多地向經濟發展較快的地區流動。這一政策變革對其他地方性金融機構的影響較小。由于銀行業改革的漸進性,銀行業結構的調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造銀行業結構的工具變量。
(2)1994年啟動的國有銀行商業化改革對銀行業結構的影響
為了驗證上述邏輯判斷,下面首先檢驗1994年啟動的銀行業改革是否影響了各地的銀行業結構。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是各個省區中小金融機構的貸款市場份額,ii用于控制地區固定效應,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化改革對于各地銀行業結構的影響程度,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是各個省區在上期末的銀行業貸存比例。如果上期末的銀行業貸存比例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,則國有銀行商業化改革對于該地區的銀行業結構的影響會越大。因此,我們預期,θ1>0。式中tciit-1是上期末的技術選擇指數,用于反映政府的經濟發展戰略。在1985年實行“撥改貸”以后,政府的經濟發展戰略在一定程度上依賴國有銀行的信貸發放予以實施,因而對銀行業結構可能會有間接的影響。這種影響在1994年之前會較強,推行趕超性戰略的地區可以用支持國有企業發展或者承擔國家重點建設項目的名義,影響四大國有銀行的分支機構的貸款發放,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的能力降低,政府發展戰略對于銀行業結構的影響會有所下降。Yit為其他控制變量,主要包括:國有工業總產值占全部工業總產值的比重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化改革對于各地區的銀行業結構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,中小金融機構的市場份額上升的幅度較大。另外,上期末的技術選擇指數tci-1也顯著為負。因此,我們可以用改革變量reform-ldr和上期末的技術選擇指數tci-1作為銀行業結構的工具變量。①(3)銀行業結構與經濟增長:工具變量方法現在用reform-ldr和上期末的技術選擇指數tci-1作為銀行業結構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果。比較與,銀行業結構的系數仍然顯著為正。這一結果可以解釋為,中小金融機構的市場份額的上升有利于促進經濟增長,因此與前文提出的理論假說相一致。其他控制變量的系數與中的結果基本相似,真實人均GDP的滯后值lnrjgdp-1的系數顯著為負,外商直接投資與經濟增長率顯著正相關,上期末的銀行業規模floan-1和國有工業比重rsoe-1都與經濟增長顯著負相關。
六、穩健性檢驗:動態面板數據
本文前面部分用中小金融機構的貸款市場份額來度量銀行業結構,并利用1994年啟動的國有銀行商業化改革的政策因素構造了銀行業結構的工具變量,對計量模型(1)進行了估計,估計結果與理論假說相一致。這一部分對前面的估計結果做進一步的穩健性檢驗②,主要是考慮其他解釋變量可能存在的內生性問題,運用動態面板數據模型進行重新估計。在增長方程(1)中,解釋變量銀行業的規模floan,國有工業比重rsoe,人力資本投資edus,都可能依賴當期或以前的經濟增長率和經濟發展水平,因而可能具有內生性。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生性。另外,其他控制變量,如外商直接投資gfdi、固定資產投資率finvr、勞動力增長率glab,都可能依賴當期或以前的經濟增長率和經濟發展水平,從而可能具有一定的內生性。為了檢驗前述估計結果的穩健性,我們運用ArellanoandBond(1991)和ArellanoandBover(1995)發展的動態面板數據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的對數值lnrjgdpit,yit-1為省份i在第t-1期的真實人均GDP的對數值lnrjgdpit-1;BSit和FDit分別為銀行業結構和銀行業規模,Zit為其他控制變量。ηi為地區固定效應,eit為殘差項。對模型(3)做一階差分,消除地區固定效應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。增加前定變量的數目會很快增加工具變量的數目,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結果。②的第1列是只將floan和small作為前定變量的估計結果,并將國有工業比重取為上期期末值rsoe-1,中等學校和高等學校在學人數比例為上期平均值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和技術選擇指數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,都表示估計結果不能接受。報告了對第一個假定進行檢驗的統計量: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。在所有的估計結果中,銀行業結構變量small的系數都顯著為正,反映中小銀行市場份額的上升對于經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。其他變量的系數符號也與前面的估計結果一致。
七、結論
本文運用中國28個省份在1985—2002年間的樣本數據,考察了銀行業結構與經濟增長的關系。根據“最優金融結構”理論,本文認為,中國在現階段的最優銀行業結構應當以區域性中小銀行為主體,因此,四大國有商業銀行市場份額的下降和中小金融機構市場份額的上升意味著中國實際的銀行業結構向最優銀行業結構的趨近,因而會提高信貸資金的配置效率,促進經濟增長。文中銀行業結構的度量指標為四大國有商業銀行之外的其他金融機構貸款余額占各個省區全部金融機構貸款余額的比例。為了克服銀行業結構的內生性問題,文章利用1994年啟動的國有銀行商業化改革的政策因素構造了銀行業結構的工具變量。運用工具變量方法和雙向固定效應模型的估計結果顯示,中小金融機構市場份額的上升對經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生性,并用動態面板數據模型進行重新估計,估計結果再次顯示,中小金融機構市場份額的上升對經濟增長具有顯著的正向影響。本文另一個有趣的結果是,反映銀行業規模的變量與經濟增長率之間顯著負相關。這一結果與關于中國金融體系分析的其他實證研究的結論一致。多數研究用國有銀行在中國銀行業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系。然而,在本文的實證研究中,即使控制了國有工業企業的比重,銀行業規模變量的系數仍然顯著為負。據此,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規模結構,因為組織規模龐大的四大國有銀行在為符合中國比較優勢的勞動密集型中小企業提供融資服務方面缺乏優勢。金融體系能否有效地發揮動員儲蓄、配置資金和分散風險的功能,不僅在于其總體規模的大小,更在于其結構是否適應實體經濟發展的內在要求。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。這一判斷對有關“金融發展”的實證研究的含義在于,如何度量“金融發展”是非常重要的。實證研究中經常運用的“銀行業規模”可能不是度量“銀行業發展”的一個好的指標,構造一個更為全面的度量指標可能需要同時考慮銀行業的規模和結構。另外,本文的實證研究結果具有明顯的政策含義,為中國銀行業改革的未來走向提供了一定的參考信息。
