政府干预_金融深化与行业投资配置效率_张前程.pdf

ECONOMST经济学家20162ECONOMIST 政府干预、 金融深化与 行业投资配置效率 张前程 1 龚刚 2 引言 历经三十多年的高强度大规模投资驱动， 中国已成为世界第二大经济体。 然而， 以投资高涨拉动经 济给中国带来了很多问题， 比如困扰多年的产能过剩以及潜在的地方债务风险等。 当前， 中国经济进入 新常态， 经济发展方式正从规模速度型粗放增长转向质量效率型集约增长， 经济正从增量扩能为主转 向调整存量、 做优增量并存的深度调整。 面对经济发展新常态， 以大规模投资驱动经济增长的传统发展 理念将进一步加剧产能过剩， 甚至使中国经济迈进 “铁锈时代” 1。 理论与实践表明， 经济增长不仅取决 于投资数量， 更取决于投资质量。 改善投资在行业间的配置效率， 盘活资本存量， 进而提高投资质量， 是 实现经济增长方式转变的有效途径， 也是主动适应经济新常态的应有之义。 在此情形下， 研究行业投资 配置效率及其影响因素具有特别重要的意义。 近年来， 关于金融如何服务实体经济， 进而支持经济结构调整和转型升级， 成为理论和政策层面的 热门议题。 金融主要通过投资渠道支持实体经济发展： 一方面金融体系能缓解投资的融资约束， 从而扩 大投资规模， 积累资本存量； 另一方面， 金融体系能引导资本投向具有较高盈利性的企业或行业， 从而 改善投资结构， 提高资本在行业间配置效率。 对于金融发展能够改善资本配置效率这一理论命题， Wur- gler2、 Almeida 和Wolfenzon3、 Beck等4的研究从经验层面给予有力支持。 由于中国长期存在金融抑 （1.安徽大学 经济学院， 安徽 合肥 230601； 2.云南财经大学 金融研究院， 云南 昆明 650221） 基金项目： 国家社科基金重大招标项目 “新常态下中国经济增长的新动力和新增长点研究”（15&ZD010） ； 国家自然科学基金项目 “宏观经济视角下的中国住房市场价格研究”（71173120） ； 教育部人文社会科学研究青年基金项目 “货币政策、 投资者情绪与企业投资 行为研究”（15YJC790145） 本文梳理了政府干预和金融深化对行业投资配置效率的影响机制， 并采用19902012年的工 业行业面板数据进行实证检验。 结果表明， 总体而言金融深化能显著提高行业投资配置效率， 政府 干预则削弱了金融深化对行业投资配置效率的改善作用。 进一步地分析表明， 政府干预、 金融深化 与行业投资配置效率的关系出现了阶段性变化。 金融深化对行业投资配置效率的改善作用主要体 现在20012007年， 在19902000年这种改善作用不存在， 在20082012年由于金融危机的冲击 金融深化反而恶化了行业投资配置效率； 政府干预削弱金融深化对行业投资配置效率的改善作用 主要体现在2000年之后， 在此之前政府干预通过金融深化改善了行业投资配置效率。 关键词： 政府干预； 金融深化； 行业投资配置效率 中图分类号： F015文献标识码： A文章编号： 10035656 （2016） 02006009 - 60 DOI:10.16158/ki.51-1312/f.2016.02.008 经济学家 资本市场 Capital Market 制， 金融对实体经济起到怎样的作用是存在争议的。 但是， 伴随市场化改革的逐步推进， 我国的金融体制处 于不断变革中， 金融深化稳步推进。 可以初步认为， 我国的金融深化有助于改善行业投资配置效率。 作为转型经济和发展中经济体， 金融深化对投资配置效率的影响要受制于一定的制度环境， 尤其 是政府干预。 改革开放以来， 微观经济主体拥有了较多的投融资决策权。 但是， 由于经济体制改革尚不 彻底， 在经济领域中仍存在政府干预引致的政策性扭曲5。 比如， 政府拥有部分投资项目的审批权， 政 府仍会干预银行信贷资金的分配。 在政治晋升锦标赛的激励下， 地方政府为了追逐辖区内经济增长， 必 然积极干涉和控制金融资源， 使其投向既定的行业或领域， 从而影响金融系统的资金配置功能。 在经济 转型期， 虽然金融深化能够改善行业投资配置效率， 但由于政府干预现象的普遍存在， 这种改善作用可 能受到了牵绊。 现有文献在研究资本配置效率时， 虽然在一定程度上考虑了金融发展在其中的积极作用2 6， 但是 忽略了制度环境对投资效率的影响。 鉴于政府干预渗透中国经济活动的诸多领域， 有必要从政府干预 角度探讨金融深化与行业投资配置效率的关系。 本文可能贡献在于： 第一， 实证检验金融深化对投资配 置效率的影响， 为金融支持经济结构调整和转型升级提供行业层面的经验证据； 第二， 基于政府干预视 角， 考察其对金融深化与行业投资配置效率的影响， 探寻政府干预和市场力量对资本配置效率的共同 影响； 第三， 分时期探析政府干预、 金融深化与行业投资配置效率的关系， 系统考察三者关系在不同阶 段的动态特征。 一、 机制梳理与假设形成 （一） 金融深化与行业投资配置效率 金融深化能够提高储蓄倾向， 增加社会资金供给， 为投资提供多元化融资渠道。 Mckinnon 7和Shaw8的 金融发展理论认为， 发展中国家为了积累工业化所需资金， 政府不得不实施金融抑制政策。 结果造成了 居民储蓄倾向下降， 资金供给更加短缺， 形成 “低利率低储蓄资金短缺” 的循环链条。 资金短缺必然 意味着社会货币化程度低， 流动性不足， 投资的资金来源受到限制， 无法在不同行业间实施有效配置。 金融深化意味着政府减少金融管制， 放弃低利率政策， 这将提高货币实际收益率， 鼓励人们储蓄， 增加 资金供给。 同时， 金融深化也意味着发展资本市场， 为投资提供股权融资和债权融资渠道， 有助于缓解 融资约束。 在社会资金丰裕的情况下， 资本能够在不同行业间自由流动， 以追逐更高的预期收益， 进而 改善行业投资配置效率。 金融深化能够减少实物资产和金融资产未来收益的不确定性， 促使投资者在不同行业间做出理性 的投资选择。 由于信息不对称引发逆向选择和道德风险， 使得风险无处不在， 实物资产和金融资产的未 来收益具有不确定性， 投资者在从事项目投资时， 必然要把风险作为主要考量因素， 这将限制其在不同 行业间的投资选择。 金融深化能够提高金融市场效率， 降低信息不对称， 开发丰富的金融产品以规避和 转移市场风险， 从而降低未来收益的不确定性。 于是， 投资者就可以减少对风险的关注， 在更确定的环 境下做出投资决策。 在不同行业间进行投资选择时， 将主要考虑不同行业的预期收益差异， 这将提高行 业投资配置效率。 金融深化能够提高资产证券化程度， 使不易上市的建筑物、 土地和其他实物资产通过金融中介机 构或证券交易所自由转让和流动， 通过资本的自由转移来提高投资配置效率。 投资具有一定程度的不 可逆性， 任何一项投资活动都包含一定的固定资产， 如建筑物和土地等， 这些固定资产本身很难发生转 移， 不容易上市交易； 同时投资活动还包含一定的专用性资产， 而这些专用性资产一旦投入就很难撤 回， 形成沉没成本， 限制了资本的自由转移。 金融深化创造了资产证券化的机制， 能够释放流动性， 使本 - 61 ECONOMST经济学家20162ECONOMIST 身难以上市交易的资产通过证券化形式在不同的投资项目间流动， 进而降低投资在行业间的转移成 本， 从而提高投资的行业配置效率。 综上可知， 金融深化通过多方面塑造投资的融资环境， 使得资本能够根据盈利状况在不同行业间 自由进入退出， 从而更有效地影响投资配置效率。 基于此， 本文提出第一个假设。 假设1： 金融深化能够提升行业投资的配置效率。 （二） 政府干预、 金融深化与行业投资配置效率 政府对金融活动的频繁干预是发展中国家产生金融抑制的主要原因， 也是发展中国家的典型制度 特征之一。 政府干预对金融深化与投资配置效率关系必然产生深远影响。 第一， 政府持有金融机构的大量股权， 在一定程度上掌握金融机构的经营决策权。 以银行业为例， 政府持有股权为其干预银行业奠定了法理基础9。“中国政府对重点行业、 产业或部门给予行政指令性 资金支持的非市场化行为， 形成了政府推动型关系融资制度” 10。 然而， 政府所提供的政策性资金支持 往往偏离市场化经营原则， 这就导致投资行为不能完全根据经济效益原则进行决策， 而是要兼顾政府 所赋予的特定政治目标或社会目标。 比如， 对于行业投资来说， 为了扶持某一行业的发展， 即便该行业 处于亏损状态， 政府也会引导控股金融机构将资金投入该行业， 形成过度投资； 反之， 其他行业即使经 营状况良好， 也可能陷入投资不足的境地。 在经济转型期， 由政府干预金融机构所带来的 “逆市场化” 投 资行为屡见不鲜， 其结果必然导致资本无法根据盈利能力在不同行业之间自由流动， 从而削弱金融深 化对行业投资效率的改善作用。 第二， 政府直接或间接干预和控制金融资源的使用。 中国的投资资金很大程度上来源于贷款， 但是 贷款在许多情况下受到政府政策的影响。 在20世纪80年代， 投资主要依靠国有专业银行和中国人民银 行的贷款， 各级政府为了获得用于经济发展的资金， 必然会积极干预银行的经营活动。 1994年， 我国开 始实行分税制改革。 在政治晋升以及财政收支压力下， 分税制改革加大了地方政府对银行贷款决策的 干预动机和力度11。 新世纪以来， 我国采取了一系列措施以推进金融体制改革， 但是地方政府对金融资 源的干预动因并未改变， 只是由直接干预转化为间接的隐性干预12。 政府出于发展或保护特定行业的 需要， 通过直接或间接干预的方式将更多的金融资源引入既定行业， 行业投资偏离盈利性目标， 要素配 置就会扭曲13。 因此， 在政府干预背景下， 金融深化对投资配置效率的改善作用将会降低。 由此可见， 在经济转型期， 政府与金融机构仍然密切关联， 政府会直接或间接干预金融机构在不同 行业间的资金运用。 在政府干预的情形下， 投资行为可能偏离盈利性原则， 进而妨碍资本在不同行业间 的自由配置， 金融深化对行业投资效率的积极作用就会有所削弱。 基于此， 本文提出第二个假设。 假设2： 政府干预削弱金融深化对行业投资配置效率的改善作用。 二、 计量模型与数据说明 （一） 计量模型设定 资本的逐利规律决定了经济主体的投资方向， 即在高收益部门追加投资， 在低收益部门减少投资。 基于此原理， Wurgler提出了测度行业资本配置效率的模型2。 该模型在理论界得到了广泛认同和应 用。 为实现本文研究目标， 我们引入政府干预、 金融深化变量， 将Wurgler模型予以扩展。 由于效益增长行业和下降行业的资本配置效率可能存在不同的运作机理， 因此将行业效益增长与 否作为控制变量。 外商直接投资往往具有更强烈的逐利动机， 相比国内资本能够更好地识别行业成长 性， 因此外商直接投资占GDP比率也构成我们的控制变量。 在不同的经济周期阶段投资的配置效率可 能不同， 为此我们控制了实际GDP变动对计量结果的影响。 另外， 还引入了行业虚拟变量， 以控制不可 - 62 经济学家 资本市场 Capital Market 观测的行业变量； 引入时间虚拟变量， 以控制每年国家宏观经济政策的影响。 最后， 本文构造如下两个计量模型： ln Ii,t Ii,t-1 =0+1ln Vi,t Vi,t-1 +2Fdt+3Fdtln Vi,t Vi,t-1 +4Deci,t+5Deci,tln Vi,t Vi,t-1 +6Fdit+7Fditln Vi,t Vi,t-1 +8ln Gdpi,t Gdpi,t-1 +Ind+Year+i,t (1) ln Ii,t Ii,t-1 =0+1ln Vi,t Vi,t-1 +2Fdt+3Fdtln Vi,t Vi,t-1 +4GOvt+5GOvtFdtln Vi,t Vi,t-1 +6Deci,t +7DeCi,tln Vi,t Vi,t-1 +8Fdit+9Fditln Vi,t Vi,t-1 +10ln Gdpt Gdpt-1 +Ind+Year+i,t (2) 其中， I表示年末固定资产原值， i表示行业， t表示年份； V是利润总额； Fd衡量金融深化程度； Gov 衡量政府干预程度； Dec是行业状态虚拟变量， 若ln(Vi,t Vi,t-1 )为负， 取值1， 否则取值0； Fdi是外资依赖 度， 以外商直接投资额占GDP的比率来度量；ln(Gdpt Gdpt-1) 衡量整体经济变动情况； Ind代表行业虚拟 变量， Year代表时间虚拟变量。 模型 （1） 用于检验假设1， 系数3是主要测试变量， 如果金融深化能够改善行业投资配置效率， 那 么3将显著为正。 模型 （2） 用于检验假设2， 系数5是主要测试变量， 如果政府干预削弱了金融深化对 行业投资配置效率的改善作用， 那么5将显著为负。 （二） 主要指标测算 1.金融深化 中国的股票和债券市场起步晚、 体量小， 现有文献往往放弃股票和债券市场发展， 而以银行信贷反 映金融深化程度。 中国的信贷总额中有一部分是政策性或指令性贷款， 这部分贷款一般投向缺乏效率 的国有企业。 如果以全部信贷占GDP的比例来衡量金融深化， 则可能高估中国的金融深度， 因此应当以 非国有企业的贷款比重作为测度指标。 但是无法从公开的统计数据中获取该指标， 为此， 本文借鉴 Zhang等构造的残差一阶自回归 （AR1） 模型来间接估算金融深化程度11： Loant=0+1Soet+t t=t-1+t (3) 其中， Loan指全部贷款占GDP的比重，1Soe指国有企业贷款占GDP的比重。 显然， 这里假设国有企 业贷款比重由国有企业产值占工业总产值的比重Soe线性决定。 那么， 非国有企业贷款占GDP的比重就 是Loan扣除1Soe后的差额， 记为Nfd。 出于稳健性目的， 借鉴李青原等的做法6， 本文还以银行贷款/GDP （记为Loan） 、 城乡居民人民币储 蓄存款余额/GDP （记为Save） 和M2/GDP （记为Ms） 等指标来刻画金融深化程度。 2.政府干预 由于政府干预是隐性行为， 无法采用统计数据直接测算， 只能设计替代性指标来间接表征 14。 结合 现有文献， 本文采用扣除教、 科、 文、 卫后的财政支出占当年GDP的比率来度量政府干预程度， 记为Gov。 该指标刻画政府对经济发展的参与程度， 越高则表明政府干预越大。 （三） 数据来源和描述性统计 基于数据的可得性和可比性， 研究样本选取的时间区间为1990年至2012年。 国家统计局将工业部 门划分为39个行业， 但是 “其他矿采选业” 和 “其他制造业” 的主要经济指标缺失较多， 故剔除这两个行 业， 最终保留37个工业行业数据。 同时， 剔除部分行业数据缺失的年份， 并对连续变量进行缩尾处理， - 63 ECONOMST经济学家20162ECONOMIST 最终获取818个样本观测值。 数据来源 于相关年份 中国统计年鉴 、中国工 业经济统计年鉴 和 中国金融年鉴 。 表 1 列示了主要变量的描述性统 计。 可以看出， 工业行业投资增长率ln （Ii,t/Ii,t-1） 均值为0.1585， 最大值与最 小值之间存在很大差异； 利润变化率ln （Vi,t/Vi,t-1） 的波动性也很大， 变异系数 高达2.9173。 金融深化指标的稳定性较 强， 说明我国金融深化程度稳步提升。 扣除教、 科、 文、 卫支出后的财政支出占 GDP比值平均为0.1360， 而标准差仅为 0.0313， 意味着样本期内该指标的变动 非常平稳。 三、 实证结果与分析 (一)金融深化与行业投资配置效率回归结果 表2报告了模型 （1） 的估计结果。 在回归模型中加入交叉项容易导致多重共线性问题， Cohen等认 为中心化处理能有效控制多重共线性且不影响变量解释的一般性， 是一种很好的模型优化方法15。 为 此， 在构建交叉项之前对金融深化程度Fd和利润增长率ln （Vi,t/Vi,t-1） 变量进行中心化处理。 为了控制 行业和时间因素的影响， 采用双向固定效应 （Two-wayFE） 面板方法进行估计。 表2的第 （1） 列显示， Nfdln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系数在1%水平上显著为正。 这意味着， 以非国有企 业贷款比重衡量的金融深化程度能显著提高行业投资对利润变动的敏感性， 从而改善配置效率。 一般 而言， 非国有企业更具有市场属性， 投资行为较少受非市场化目标的干扰。 因此， 银行贷款进入非国有 部门的比重越高， 经济越有活力， 投资也越具有效率。 同样， 第 （2） 列显示， Loanln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系 数显著为正。 长期以来， 银行贷款是我国经济主体外源融资的主要渠道， 银行贷款的增加能够有效缓解 融资约束， 使经济主体可以根据预期利润进行投资决策； 银行贷款的增加也意味着有更多的资金可以 注入非国有部门， 从而提升投资效率。 在第 （3） 列中， Saveln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系数显著为正。 根据金 融发展理论， 发展中国家推行金融深化的动因之一就是增加居民储蓄积极性， 以弥补经济发展中的资 金短缺问题。 显然， 城乡居民储蓄存款余额的增加将为投资提供更多的资金支持， 进而为改善行业投资 配置效率提供 “活水之源” 。 在第 （4） 列中， Msln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系数在1%置信水平上显著为正。 说明 以货币化程度衡量的金融深化同样能改善行业投资配置效率。 货币乃一国之 “血液” ， 唯有 “血液” 充足， 方能将资源输送到社会有机体的各个组成部分。 也就是说， 经济的货币化程度决定了资源在社会各部 门之间自由配置的可能性。 总之， 采用上述四个指标刻画金融深化程度， 所得回归结果高度一致， 有力 支持了假设1。 进一步考察其他解释变量， 利润增长率指标ln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系数都显著为正， 说明投资对行业 效益变动有一定的敏感性， 在样本期内我国行业投资配置是有效率的。 金融深化指标 （Nfd、 Loan、 Save 和Ms） 的回归系数皆显著为正。 这意味着， 金融深化直接驱动了行业投资增长。 行业状态与利润增长率 交叉项Decln （Vi,t/Vi,t-1） 系数显著为负， 相比效益上升行业而言， 下降行业的投资对效益变动反应更 表1 主要变量的描述性统计 变量 ln （Ii,t/Ii,t-1） ln （Vi,t/Vi,t-1） Nfd Loan Save Ms Gov Dec Fdi ln （Gdpi,t/Gdpi,t-1） 均值 0.1585 0.1838 0.9273 1.0234 0.6321 1.3729 0.1360 0.2408 0.0306 0.1002 中位数 0.1476 0.2237 0.9275 1.0243 0.6648 1.4436 0.1417 0 0.0314 0.0960 标准差 0.2145 0.5362 0.1592 0.1098 0.1309 0.3237 0.0313 0.4278 0.0139 0.0239 最小值 -0.7148 -1.9382 0.6732 0.8294 0.3814 0.8192 0.0876 0 0.0089 0.0380 最大值 1.2332 1.8333 1.1808 1.2138 0.7927 1.8772 0.1889 1 0.0604 0.1420 - 64 经济学家 资本市场 Capital Market 灵敏， 我国工业行业投资的配置效率主 要体现在下降行业。 Fdiln （Vi,t/Vi,t-1） 系数没有显著性， 表明Fdi并没有改善我 国工业行业投资配置效率， 可能因为Fdi 占总投资的比重小， 没有能力影响投资 在整个工业行业之间的配置。 ln （Gdpi,t/ Gdpi,t-1） 系数显著为正， 表明宏观经济变 动影响投资行为， 经济景气上升时， 投资 也随之增加。 (二)政府干预、 金融深化与行业投 资配置效率回归结果 表3报告了模型 （2） 的估计结果。 纵 观第 （1） （4） 列， 我们所关注的交叉项 GovNfdln （Vi,t/Vi,t-1） 、 GovLoan ln （Vi,t/Vi,t-1） 、 GovSaveln （Vi,t/Vi,t-1） 和GovMsln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系数皆 显著为负。 这意味着， 政府干预阻碍了金 融深化对行业投资配置效率的改善作 用， 从而在经验层面证实了假设2。 政府干预经济活动的主要手段之一 是参与银行的信贷决策， 进而控制金融 资源的投向。 在以GDP为考核目标的官员 治理模式下， 追逐经济高速增长几乎成 为官员晋升的唯一手段16。 这就激励政 府官员积极招商引资， 为投资者提供土 地、 税收和金融等方面的优惠， 使投资行 为脱离了市场效益原则， 更多地去顺应 政策导向， 以致投资对行业盈利敏感性降低， 而对政策红利的敏感性上升。 同时， 政府可能会支持一些 “短平快” 的投资项目， 或确立部分行业作为重点支持行业， 而支持的主要手段之一是为这些部门或行 业提供廉价金融资源。 而政府和银行之间存在的微妙关系为政府干预金融资源的流向提供了便利条 件。 政府可以利用土地抵押获取商业银行的资金支持， 或者直接控制地方商业银行的信贷决策， 为政府 指定的企业、 行业提供融资支持17。 政府为支持特定行业的投资项目成立专门的融资平台。 于是， 在政 府干预下， 金融资源会过度流入特定行业， 而罔顾行业的盈利能力， 造成资源错配18。 因此， 政府干预势 必阻挠金融深化对行业投资配置效率的改善作用。 政府干预Gov的回归系数没有显著性， 说明政府干预对投资的影响主要体现在配置结构方面， 而 对投资总量的影响较弱。 原因可能是， 在社会资金既定的情况下， 政府将有限的资金引入特定行业， 必 定会减少其他行业的资金投入， 并且抑制了其他行业的发展。 金融深化程度和利润增长率交叉项Fd ln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系数依然显著为正， 说明在控制政府干预的影响后， 金融深化仍然显著改善了行业 投资配置效率。 其他解释变量的回归系数和显著性与表2基本一致。 （三） 进一步研究： 按时期分组回归 表2金融深化与行业投资配置效率 变量 Constant ln （Vi,t/Vi,t-1） Fd Fdln （Vi,t/Vi,t-1） Dec Decln （Vi,t/Vi,t-1） Fdi Fdiln （Vi,t/Vi,t-1） ln （Gdpi,t/Gdpi,t-1） 行业 年度 R2 Obs Fd=Nfd （1） 0.278 （0.52） 0.188* （6.51） 0.574* （1.99） 1.089* （7.70） -0.017 （-0.67） -0.071* （-1.95） -116.737 （-1.46） -1.303 （-1.42） 11.374* （2.09） 控制 控制 0.402 818 Fd=Loan （2） 0.005 （0.01） 0.163* （6.03） 0.795* （1.72） 1.660* （7.63） -0.023 （-0.93） -0.061* （-1.66） -130.263 （-1.39） 0.680 （0.68） 13.683* （1.66） 控制 控制 0.406 818 Fd=Save （3） 0.169 0.34 0.201* （6.28） 0.734* （2.21） 1.080* （6.73） -0.016 （-0.64） -0.081* （-2.03） -46.786 （-0.45） -4.272 （-0.26） 1.628* （1.79） 控制 控制 0.368 818 Fd=Ms （4） 0.295 （0.53） 0.206* （6.34） 0.301* （2.35） 0.511* （7.37） -0.009 （-0.36） -0.072* （-1.78） -76.708 （-0.59） -2.563 （-0.03） 5.477* （1.75） 控制 控制 0.384 818 注：（1） *、 *、 *分别表示在10%、 5%、 1%的置信水平上显著；（2） 括 号内的数值是回归系数的t统计量；（3） 使用在行业层面上进行聚类的 稳健方差估计。 下同。 - 65 ECONOMST经济学家20162ECONOMIST 进入新世纪后， 我国金融市场化 改革加速推进， 金融深化程度大幅提 高。 此外， 2008 年爆发了全球金融危 机， 为应对危机的冲击， 我国政府采取 了非常规的财政、 信贷政策。 这意味 着， 以2001年和2008年为分界点， 政 府干预、 金融深化与行业投资配置效 率之间的关系可能出现结构性变化。 为探究是否存在这种变化， 将样本分 成三个时间段分别进行估计， 结果报 告在表4中。 第 （1） 、（3） 和 （5） 列是基于计量模 型 （1） 的估计结果。 不难发现， 1990 2000年金融深化Fd的回归系数没有 显著性， 与假设1不符； 20012007年 的回归系数显著为正， 与假设1相符； 然而， 20082012年的回归系数显著 为负， 与假设1相反。 这说明， 金融深化 对行业投资配置效率的影响在三个时 期发生了变化。 原因可能是， 在1990 2000年期间中国的金融市场化才开始 真正起步， 金融深化程度较低， 还没有 能力改善行业投资配置效率。 在2000 年之后， 随着金融深化程度提高， 其对 行业投资配置效率的改善作用才得以 显现。 这也意味着， 只有跨越一定的 “门槛” 时， 金融深化才能改善投资配 置效率。 但是， 在2008年金融危机之 后， 金融深化反而恶化了投资配置效 率。 对此可能的解释是： 为了应对金融 危机， 政府实行扩张性货币信贷政策， 货币信贷大量注入市场， 这样以银行信贷比重或货币化程度衡量 的金融深化程度跳跃性提升， 达到了历史最高水平。 在 “天量信贷” 的助推下， 行业投资对经营效益很不 敏感， 从而造成金融深化恶化行业投资配置效率的结果。 这表明如果仅以信贷量或货币化程度来表征 金融深化， 那么金融深化对投资配置效率的改善作用是有限度的。 其政策意涵是， 应将我国当前金融深 化的重心置于资本市场领域， 转变银行主导型的传统金融体制， 通过构建多层次资本市场提升其在资 源配置中的作用。 第 （2） 、（4） 和 （6） 列是基于计量模型 （2） 的估计结果。 可以看出， 19902000年交叉项GovFdln （Vi,t/Vi,t-1） 的回归系数显著为正， 说明政府干预有助于提升金融深化对行业投资配置效率的改善作用， 表4仅报告了当Fd=Nfd时的回归结果。 实际上当我们以其他三种指标 （Loan、 Save、 Ms） 刻画金融深化程度时， 所得回归结果与表 4基本一致， 限于篇幅， 本文未予报告， 但留存备索。 表3政府干预、 金融深化与行业投资配置效率 变量 Constant ln （Vi,t/Vi,t-1） Fd Fdln （Vi,t/Vi,t-1） Gov GovFd ln （Vi,t/Vi,t-1） Dec Decln （Vi,t/Vi,t-1） Fdi Fdiln （Vi,t/Vi,t-1） ln （Gdpi,t/Gdpi,t-1） 行业 年度 R2 Obs Fd=Nfd （1） -0.874* （-3.67） 0.120* （3.78） -0.651 （-0.62） 1.071* （7.64） 12.156 （1.15） -17.485* （-4.42） 0.002 （0.10） -0.066* （-1.65） -9.380 （-0.56） -1.922 （-1.05） 3.561* （2.16） 控制 控制 0.432 818 Fd=Loan （2） -0.397 （-0.69） 0.098* （3.64） -0.560 （-0.56） 1.652* （7.49） 9.537 （0.71） -25.098* （-4.93） -0.003 （-0.12） -0.059* （-1.73） -11.737 （-0.76） -0.340 （-0.34） 3.983* （1.69） 控制 控制 0.447 818 Fd=Save （3） -0.919 （-0.90） 0.110* （3.19） -0.483 （-0.24） 1.209* （7.61） 10.318 （0.87） -31.141* （-5.20） 0.007 （0.32） -0.062* （-1.72） -10.057 （-0.34） -4.309 （-0.42） 3.345* （1.74） 控制 控制 0.409 818 Fd=Ms （4） -1.605 （-0.93） 0.155* （3.83） -0.647 （-0.51） 0.487* （7.21） 17.946 （0.94） -6.911* （-2.95） 0.004 （0.18） -0.077* （-1.76） -11.949 （-0.73） -2.768 （-1.08） 2.127* （1.65） 控制 控制 0.398 818 - 66 经济学家 资本市场 Capital Market 与假设2不符。 在20世纪90年代， 我国金融深化程度较低， 仅依靠银行信贷本身还没有能力改善资本 配置效率。 政府干预弥补了金融市场缺位， 能够将信贷资源引入实体经济， 缓解投资的融资约束， 从而 改善行业配置效率。 20012007年交叉项回归系数显著为负， 与假设2一致。 进入新世纪后， 各级政府 发展经济的诉求日益 强烈， 争相选取若干行 业作为重点扶持对象， 给予政策倾斜， 将信贷 资金导入这些行业， 造 成投资 “潮涌” 以及部 分行业产能过剩。 因 此， 政府干预削弱了金 融深化对投资配置效 率的改善作用。 2008 2012年的回归系数显 著为负， 说明在此期间 政府干预进一步加剧 了金融深化对行业投 资配置效率的恶化作 用。 全球金融危机爆发 后， 政府实施了 “四万 亿” 救市计划以及宽松 的货币信贷政策， 并推 出十大产业振兴规划， 虽然对中国经济止跌 回升具有积极作用， 但 主要把资金投向 “铁公 基” 行业以及战略性新 兴产业， 而这些行业的 盈利能力比较弱。 因 此， 从行业投资配置效 率角度来说， 政府干预 起到了恶化作用。 四、 结论及启示 本文梳理了政府干预和金融深化对行业投资配置效率的影响机制， 并采用19902012年的工业 行业面板数据对其进行实证检验。 结果表明， 在总体上金融深化能显著改善行业投资配置效率， 而政府 干预削弱了这种改善作用。 进一步的分时期研究表明， 政府干预、 金融深化与行业投资配置效率的关系 出现了阶段性变化。 金融深化对行业投资配置效率的改善作用主要体现在20012007年， 在1990 2000年这种改善作用则不存在， 在20082012年由于金融危机的冲击金融深化反而恶化了行业投资 表4按时期分组回归结果 （Fd=Nfd） 变量 Constant ln （Vi,t/Vi,t-1） Fd Fdln （Vi,t/Vi,t-1） Gov GovFd ln （Vi,t/Vi,t-1） Dec Decln （Vi,t/Vi,t-1） Fdi Fdiln （Vi,t/Vi,t-1） ln （Gdpi,t/Gdpi,t-1） 行业 年度 R2 Obs 19902000 （1） 0.614* （12.83） 0.022 （1.47） 0.706* （16.54） 0.040 （0.52） 0.005 （0.46） -0.020 （-0.92） 1.059* （4.37） -0.322 （-0.84） 0.562* （2.23） 控制 控制 0.479 385 （2） 0.502* （7.52） 0.009 （0.36） 0.787* （18.25） -0.066 （-0.16） 1.306* （3.62） 1.642* （2.16） 0.005 （0.44） -0.0151 （-0.93） 2.021* （5.93） -0.193 （-0.09） 0.584* （2.22） 控制 控制 0.487 385 20012007 （3） 0.523 （1.00） -0.133* （-1.94） -0.476 （-1.37） 3.283* （5.15） -0.133* （-2.10） -0.239* （-1.95） -2.149 （-0.51） 18.087* （3.06） 1.473* （2.18） 控制 控制 0.475 252 （4） 0.702 （1.48） -0.126* （-1.80） -0.420 （-0.97） 1.491* （2.80） 2.166 （0.45） -24.215* （-1.89） -0.135* （-2.02） -0.238* （-1.86） -1.213 （-0.23） 20.408* （3.09） 2.018* （2.08） 控制 控制 0.477 252 20082012 （5） 1.691* （5.31） -1.404* （-4.60） 0.781* （7.21） -2.213* （-3.02） 0.081 （1.05） -0.235 （-1.46） -35.064* （-5.52） -163.818* （-5.27） 2.125 （0.63） 控制 控制 0.539 181 （6） 5.148* （2.70） 1.081* （2.31） 1.889* （1.78） -2.129* （-4.56） 3.713* （2.44） -15.801* （-4.13） 0.055 （0.71） -0.151 （-0.87） -76.872* （-3.50） 86.965* （1.63） 0.980 （0.35） 控制 控制 0.580 181 - 67 ECONOMST经济学家20162ECONOMIST 配置效率； 政府干预削弱金融深化对行业投资配置效率的改善作用主要体现在2000年之后， 在此之前 政府干预反而通过金融深化改善了行业投资配置效率。 本文研究结论蕴含一定的政策启示： 第一， 大力推进金融深化， 消除金融抑制。 加快金融市场化步 伐， 以市场机制引导金融资源在行业中的配置。 构建多层次资本市场体系， 逐步改变银行主导型的传统 金融体制， 提升资本市场在资源配置中的积极作用。 继续推进国有银行改革， 消除国有银行向企业提供 融资时的规模歧视和所有制偏见。 积极鼓励金融机构向民营企业和中小企业提供融资服务。 第二， 规制 政府行为， 减少政府对经济活动的干预。 完善政府治理架构， 从源头遏制政府干预的动机。 进一步简政 放权， 减少政府对投资项目的行政审批权， 让微观经济主体根据市场原则自主选择投资项目以及进入 的行业。 消除政府拥有的独立经济利益， 打造服务型政府， 将政府的职能限制在公共管理方面。 第三， 理 顺政府与金融机构之间的关系， 增强金融机构的独立性。 引进民间资本， 降低国有股份， 提高国有商业 银行的市场属性， 切断政府干预金融资源配置的经济基础。 改善地方金融生态， 培育地方商业银行的独 立性和商业性， 避免地方商业银行沦为当地政府的 “提款机” 、“钱袋子” 。 斩断各类金融机构和政府之间 的 “脐带” ， 让其成为真正独立的、 具有自主经营决策权的法人机构。 参考文献： 1王松奇.中国经济步入 “铁锈时代” J.银行家， 2015, （4） ： 1-2. 2WURGLER J. Fina