發(fā)布時(shí)間：2014-11-21所屬分類：經(jīng)濟(jì)論文瀏覽：1次
摘 要： 摘要：全國(guó)人大財(cái)經(jīng)委員會(huì)副主任委員尹中卿曾經(jīng)一針見血地指出，地方融資平臺(tái)最大的風(fēng)險(xiǎn)，在于把地方政府基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共事業(yè)產(chǎn)生的債務(wù)信貸化。當(dāng)這種基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共事業(yè)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益未能達(dá)到預(yù)期導(dǎo)致一些地方投融資平臺(tái)破產(chǎn)，金融系統(tǒng)也將為此買
摘要：全國(guó)人大財(cái)經(jīng)委員會(huì)副主任委員尹中卿曾經(jīng)一針見血地指出，地方融資平臺(tái)最大的風(fēng)險(xiǎn)，在于把地方政府基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共事業(yè)產(chǎn)生的債務(wù)信貸化。當(dāng)這種基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共事業(yè)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效益未能達(dá)到預(yù)期導(dǎo)致一些地方投融資平臺(tái)破產(chǎn)，金融系統(tǒng)也將為此買單。
關(guān)鍵詞：金融,地方經(jīng)濟(jì),財(cái)政管理
財(cái)政壓力和國(guó)有企業(yè)促進(jìn)地方政府干預(yù)行為的實(shí)證檢驗(yàn)
1.計(jì)量模型的選取與說(shuō)明我們建立如下實(shí)證模型：模型1：GOVINTit=α0+α1STATEit+α2FINPREit+ωit+λi+εitGOVINT表示地方政府的干預(yù)程度指標(biāo)，STATE為各省國(guó)有比重，F(xiàn)INPRE是財(cái)政壓力變量。下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和年份，α0為常數(shù)項(xiàng)，ωit為模型中為涵蓋的諸如正規(guī)融資渠道的匱乏等因素對(duì)地方政府干預(yù)行為的影響，λi為不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。本文所以數(shù)據(jù)均以1985-2010年華東六省一市，7個(gè)省市的省級(jí)面板數(shù)據(jù)作為樣本。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于《新中國(guó)60年資料匯編》，2009年以后的數(shù)據(jù)由各省2009年、2010年統(tǒng)計(jì)年鑒補(bǔ)全。估計(jì)結(jié)果我們利用Stata11.2軟件進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，分別采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)政壓力估計(jì)變量的系數(shù)為正，這很好的符合了預(yù)期。國(guó)有企業(yè)發(fā)展程度的估計(jì)變量系數(shù)同樣為正，雖然不顯著但在一定程度上也說(shuō)明了國(guó)有企業(yè)的因素將增加政府干預(yù)的水平。本文認(rèn)為地方政府干預(yù)變量的選擇可能影響到了回歸的結(jié)果。本文以當(dāng)?shù)刎?cái)政支出與當(dāng)?shù)谿DP之比來(lái)衡量政府干預(yù)水平的大小。可以理解的是地方政府干預(yù)銀行信貸投放或者通過地方投融資平臺(tái)吸納銀行資金支持基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)目等，并不會(huì)直接表現(xiàn)在政府的財(cái)政支出上，這便造成了這部分干預(yù)行為的不可測(cè)量。總的來(lái)說(shuō)，模型1的估計(jì)結(jié)果為我們的分析提供了支持。
地方政府干預(yù)對(duì)區(qū)域金融發(fā)展的實(shí)證檢驗(yàn)1.計(jì)量模型的選取及說(shuō)明為了區(qū)分財(cái)政分權(quán)下，國(guó)有企業(yè)和財(cái)政壓力形成的地方政府干預(yù)行為對(duì)區(qū)域金融發(fā)展的作用，本文解構(gòu)了以上因素而不是采用單一的地方政府干預(yù)變量，從而構(gòu)建了模型2：FINDEVit=b0+b1STATEit+b2FISDECit×STATEit+b3FINPREit+b4FISDECit×FINPREit+b5LnPGDPit-1+λ′i+ξit其中FINDEV為金融發(fā)展變量;FISDEC是對(duì)財(cái)政分權(quán)程度的衡量，F(xiàn)ISDECit×STATEit為FISDEC與STATE的乘積項(xiàng)，該項(xiàng)的設(shè)定是為了引入財(cái)政分權(quán)體制下的國(guó)有企業(yè)對(duì)金融發(fā)展的影響。同理，F(xiàn)ISDECit×FINPREit為FISDEC與FINPRE的乘積項(xiàng)。另外，PGDPit-1為滯后一期的實(shí)際人均GDP，利用GDP平減指數(shù)以1985年的不變價(jià)格對(duì)各年P(guān)GDP水平進(jìn)行調(diào)整的結(jié)果。
刻意強(qiáng)調(diào)存貸比等信貸指標(biāo)，干預(yù)信貸的經(jīng)營(yíng)決策近年來(lái)，存貸比、存貸差等信貸指標(biāo)被抬到了一定高度，成為地方政府考察銀行經(jīng)營(yíng)的重要標(biāo)準(zhǔn)。其目的就是通過對(duì)這些銀行施壓來(lái)達(dá)到促使這些銀行向上級(jí)爭(zhēng)取更多的信貸規(guī)模指標(biāo)，增加對(duì)當(dāng)?shù)氐馁J款。設(shè)立地方投融資平臺(tái),為地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施變相融資地方投融資平臺(tái)往往在政府的主導(dǎo)下設(shè)立，帶有濃厚的地方行政色彩。銀行迫于地方政府背景的壓力，為其融資。
在對(duì)國(guó)有銀行的控制力下降的情況下，轉(zhuǎn)而干預(yù)城市商業(yè)銀行隨著國(guó)有銀行體制和內(nèi)控體系的不斷完善，地方政府借助于人事管理渠道干預(yù)國(guó)有商業(yè)銀行信貸配置的情況在已不復(fù)存在，地方政府對(duì)國(guó)有商業(yè)銀行分支行的控制力大大降低(姚耀軍，2010)。股份制銀行完成了股份制改造，在很大程度上擺脫了地方政府的干預(yù)。相比之下，許多城市商業(yè)銀行的大股東仍然是當(dāng)?shù)卣@就使得地方政府有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)來(lái)干預(yù)城市商業(yè)銀行的信貸決策。
通過以上分析我們認(rèn)為一方面的壓力促使地方政府開始利用金融的汲取能力來(lái)達(dá)到彌補(bǔ)財(cái)政收入不足的目的;另一方面國(guó)有企業(yè)的漸進(jìn)式改革也迫使政府通過金融部門來(lái)獲取資金以實(shí)施保護(hù)。而正是這兩點(diǎn)構(gòu)成現(xiàn)階段地方政府干預(yù)金融行為的主要?jiǎng)訖C(jī)。
其中STATE的系數(shù)為正，而FISDEC與STATE乘積項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)。表明國(guó)有企業(yè)引起的地方政府干預(yù)行為促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟鹑谒降奶岣撸?cái)政分權(quán)的存在削弱了這一影響。而模型2中第二項(xiàng)與第三項(xiàng)的綜合效應(yīng)取決于分權(quán)的程度，即在財(cái)政分權(quán)增強(qiáng)到一定程度后，其不但不會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)亟鹑诘陌l(fā)展，反而會(huì)起到相反的作用。需要說(shuō)明的是，財(cái)政壓力變量FINPRE的系數(shù)為負(fù)，在5%的水平上顯著。其涵義為財(cái)政壓力增加引起的政府干預(yù)不利于區(qū)域金融的發(fā)展。但是FISDEC與FINPRE的交叉乘積項(xiàng)為正，表示財(cái)政分權(quán)的體制下財(cái)政壓力引起的地方政府干預(yù)行為對(duì)金融發(fā)展存在一定的促進(jìn)作用。由于該結(jié)果并不顯著，說(shuō)明這一促進(jìn)作用相當(dāng)有限。一個(gè)合理解釋的是：財(cái)政分權(quán)之后，由于地方政府具有了一定的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性，因此財(cái)政壓力反而成為地方政府發(fā)展區(qū)域金融以解決財(cái)政收入不足的動(dòng)力。從1985-2010年的數(shù)據(jù)來(lái)看，這段時(shí)間內(nèi)這一因素總體上與區(qū)域金融呈現(xiàn)出正相關(guān)性。但是1994年的分稅制改革使得財(cái)政壓力達(dá)到了空前的地步，可以認(rèn)為從1994年開始地方政府的干預(yù)行為進(jìn)入了一個(gè)新的階段。
為此我們考慮引入一個(gè)時(shí)間虛擬變量，對(duì)不同時(shí)期的財(cái)政分權(quán)程度做一個(gè)區(qū)分，以此來(lái)進(jìn)一步考察上述因素對(duì)區(qū)域金融發(fā)展的影響。這一時(shí)間虛擬變量為DUM1994，從而得到模型3：FINDEVit=b0′+b1′STATEit+b2′FISDECit×STATEit+b3′FISDECit×STATEit×DUM1994+b4′FINPREit+b5′FISDECit×FINPREit+b6′FISDECit×FINPREit×DUM1994+b7′LnPGDPit-1+λ′i+ξit在表4-4的模型3部分，Hausman檢驗(yàn)顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。從模型3的固定效應(yīng)模型中可以看出，STATE的系數(shù)為正，F(xiàn)ISDEC與STATE兩者的乘積項(xiàng)，且都在5%的顯著性水平上顯著。這與模型2的結(jié)論一致。FISDEC、STATE與DUM1994三者的乘積項(xiàng)的系數(shù)并不顯著，但其符號(hào)為負(fù)。表明1994年前后雖然差距不大，但財(cái)政分權(quán)的整個(gè)過程已經(jīng)使得國(guó)有企業(yè)引發(fā)的政府干預(yù)阻礙了區(qū)域金融的發(fā)展。1994年的分稅制改革，雖然沒有加劇這一顯現(xiàn)的嚴(yán)重性，但這一阻礙作用有增無(wú)減。相比之下FINPRE的系數(shù)為負(fù)，F(xiàn)ISDEC與FINPRE的乘積項(xiàng)系數(shù)為正，而FISDEC、FINPRE與DUM1994三者的乘積項(xiàng)為負(fù)，且三個(gè)系數(shù)都顯著。
由此，證實(shí)了我們之前的推論：1994年的分稅制改革使得財(cái)政壓力達(dá)到了空前的地步，與此同時(shí)地方政府的干預(yù)行為也進(jìn)入了一個(gè)新的階段。財(cái)政壓力引起的地方政府干預(yù)行為不再延續(xù)1994年之前對(duì)發(fā)展區(qū)域金融的推動(dòng)作用，轉(zhuǎn)而阻礙了區(qū)域金融的發(fā)展。本文認(rèn)為，這可能是因?yàn)榈胤秸?994年之后財(cái)政收入稅減，開始以前所未有的力度實(shí)施干預(yù)行為，突破了此前合理性的邊界，由此產(chǎn)生了對(duì)區(qū)域金融發(fā)展的阻礙作用。
