孫濤+陳童

摘 ? 要：本文探究金融抑制下我國金融發(fā)展對區(qū)域市場整合進程的影響。金融發(fā)展會對區(qū)域市場整合產生雙刃效應，而最終的影響取決于該國（地區(qū)）是否處于金融抑制。金融抑制下金融部門會偏好于向市場提供規(guī)模大但效率低的金融服務，異質的產業(yè)部門會獲得趨同的金融支持，這軟化了區(qū)域市場分割的資源約束。為此本文基于2000-2009年中國分省面板數據，利用Krugman地區(qū)專業(yè)化指數進行了實證研究，發(fā)現現階段我國金融發(fā)展對區(qū)域市場整合進程形成了阻力，其深層原因為金融抑制下我國金融部門沒有激勵識別比較優(yōu)勢部門。本文的啟示是要消除區(qū)域市場分割應首先加速推進金融市場化。

關鍵詞：金融抑制;金融發(fā)展;區(qū)域市場整合;地區(qū)專業(yè)化

中圖分類號：F830.31 ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文獻標識碼：B ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?文章編號：1674-0017-2015（1）-0012-09

一、引言

自改革開放以來，中國經濟始終保持著7%以上的高速增長，這被稱為“中國式增長奇跡”。耀眼的數字背后以市場化為基本取向的長期經濟改革功不可沒。在資源分配領域，這一改革進程要求政府逐步放權與市場，因而金融部門得以逐漸成為實現資源再配置的關鍵主體。通過其優(yōu)化資本配置的基本功能，金融的快速發(fā)展已為國內市場化改革進程提供著越來越廣泛的支持。借助市場化改革浪潮，我國金融業(yè)無論是在整體結構還是規(guī)模上都已取得長足的優(yōu)化與發(fā)展。然而，雖然在現階段我國金融部門已經實現了股份制改革，但金融發(fā)展受制度制約（Allen，2005）與政治影響（張杰，2008）仍然嚴重，并表現為以利率強管制和政府干預為標志的金融抑制（McKinnon，1973;Shaw，1973;Allen，2005;陳斌開，2012;等等）。這在一定程度上扭曲了金融發(fā)展對經濟增長的作用（Qian，1999）。因此，理清金融抑制下的金融發(fā)展是否會影響中國國內市場化進程——這一中國經濟增長的重要動力，兼具重要性與緊迫性。

自金融抑制（McKinnon，1973）與金融深化（Shaw，1973）理論被相繼提出后，金融抑制對一國經濟的影響一直是學術界爭論不休的問題。除其理論本身關注的經濟增長問題外，一系列文獻從政府效用（Qian，1999）、收入分配（陳斌開，2012）、貨幣政策（黃桂田，2011）以及產業(yè)結構（馬智利，2008）等視角展開討論，然而卻始終缺乏對“是否影響市場化進程這一中國經濟重要動力”這一問題的回應。同時，區(qū)域市場整合問題也一直是理論界關注的熱點，旨在理清市場化深層動因與影響因素的研究也將視野逐漸擴大到了財政分權（周黎安，2007）、地方政府干預（王鳳榮，2013）等領域，然而卻很少考慮金融發(fā)展對其的影響。而將金融抑制納入分析框架，進一步深入探討金融發(fā)展對地區(qū)市場化進程影響的文獻就少之又少。因此，不同于既有文獻，本文關注金融抑制這一大背景下金融發(fā)展對區(qū)域市場整合的影響與其背后機制，嘗試理清金融抑制框架下二者的互動關系。

本文的理論貢獻在于：（1）首次提出金融抑制下金融發(fā)展會在一定程度上對區(qū)域市場化形成阻力;（2）理清金融抑制對金融發(fā)展和地區(qū)專業(yè)化進程之間關系的影響機制;（3）既有的同類文獻多使用三次產業(yè)產值來刻畫金融發(fā)展對產業(yè)結構的調整，而本文使用更為科學的Krugman地區(qū)專業(yè)化指數;（4）同類文獻多使用時間序列數據而本文使用面板數據進行實證分析。在此基礎上，本文提出了相關政策建議，具有一定啟示意義。

本文余下的內容安排如下：第二部分進行理論分析并提出實證假說;第三部分為實證設計，介紹實證數據、方法;第四部分進行實證分析，探討金融發(fā)展對地區(qū)專業(yè)化的影響并分析其機制;最后提出啟示與政策建議。

二、理論分析與實證假說

（一）金融發(fā)展對地區(qū)專業(yè)化影響的雙刃效應

在市場完全競爭、信息完全充分的假設下，完美的金融部門會通過市場的競爭機制擠出政策的干預調控，利用市場價格來引導資源流動，從而實現資源的優(yōu)化配置，優(yōu)勢產業(yè)得以獲得更多金融支持。所以，金融部門在實現追求自身利益最大化的同時會自發(fā)地優(yōu)化產業(yè)結構（馬智利，2008）。此外，通過其自身的信息渠道與價格發(fā)現機制，金融部門能夠及時發(fā)現新興增長行業(yè)并促使資本向該部門聚集，在幫助該產業(yè)得到金融支持的同時，將金融支持演變?yōu)楫a業(yè)培育，從而促使產業(yè)良性持續(xù)發(fā)展。對于衰退部門，金融部門則能及時識別并促使資本回流，從而加速劣勢部門的淘汰（Wurgler，2000;張梅，2008）。因此，受利益驅動，金融部門會自發(fā)地傾向于對不同的生產部門提供異質的金融服務。這會加速市場對產業(yè)的選擇，形成差異化發(fā)展的產業(yè)格局。

然而，這樣的分析卻忽略了金融發(fā)展的狀態(tài)——是否受抑制發(fā)展。金融抑制理論（McKinnon，1973）與金融深化（Shaw，1973）在開創(chuàng)之初雖未將市場化進程納入分析框架，但從其理論傾向中不難推知金融抑制下金融發(fā)展對區(qū)域市場化進程的影響路徑。金融抑制在以中國為代表的發(fā)展中國家廣泛體現為利率管制與資本賬戶管制（Qian，1999）。在利率強管制下，金融業(yè)無法對不同部門提供異質高效的金融支持，因此會偏向于“攤大餅”，而國內金融部門往往易受到政府干預，使重規(guī)模、輕效率的金融服務更為明顯（張杰，2008）。金融服務的趨同性與政府管制又導致了金融部門的低效率，因此金融部門難以識別市場的行業(yè)調整信息（蔡紅艷，2004）。不僅如此，金融抑制下的金融發(fā)展可能會衍生出民營企業(yè)的信貸歧視（王鳳榮，2014）等問題，進一步持續(xù)影響資源配置效率。因此，在金融抑制下，產業(yè)結構的健康調整并不能從資本市場得到有力支持，甚至于因為政府發(fā)展目標與市場規(guī)律的偏離，而導致經濟結構的人為禁錮（陳斌開，2012）。所以，金融發(fā)展并非一定會依產業(yè)的空間結構差異而產生非對稱的產業(yè)增長效應（Combes，2000）。在金融抑制的框架下，金融發(fā)展反而可能反向作用于產業(yè)調整與區(qū)域市場化進程。

因此，金融發(fā)展對于地區(qū)產業(yè)專業(yè)化進程可能會出現“雙刃效應”：（1）促進效應。由于不同產業(yè)間的既有發(fā)展水平與技術效率等因素存在差異，其資本回報率往往是不同的，因此稀缺的金融資源總是流向若干優(yōu)勢行業(yè)，造成經濟在不同部門間的分化發(fā)展，最終會加速以向地區(qū)比較優(yōu)勢產業(yè)集聚為取向的地區(qū)專業(yè)化進程。（2）阻滯效應。金融業(yè)以高于其他行業(yè)的速度發(fā)展，因此在整個經濟部門中處于一種居高臨下的位置，造成了要素向金融部門的自我聚集。然而，在利率管制下，異質的產業(yè)間趨同于得到同質的金融服務，資源的低效率配置減緩了市場競爭中優(yōu)勝劣汰的速度，因此會進一步出現不同區(qū)域間產業(yè)的同構性，減緩了地區(qū)專業(yè)化進程?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僬f：

假說1a：我國金融發(fā)展在一定程度上促進了地區(qū)產業(yè)專業(yè)化進程。

假說1b：我國金融發(fā)展在一定程度上阻滯了地區(qū)產業(yè)專業(yè)化進程。

（二）金融抑制對雙刃效應的選擇作用

金融發(fā)展對地區(qū)市場化進程影響的最終方向，取決于該國（地區(qū)）金融的發(fā)展類型——是否受抑制發(fā)展。以一個一期的三部門經濟簡要說明。在這一經濟中，部門B為金融部門，簡化為一個儲蓄銀行。部門1和部門2為實體經濟部門，分別為i地比較優(yōu)勢產業(yè)與比較劣勢產業(yè)。i地受到金融抑制，因此將利率外生為常數r。

除利率管制外，金融抑制的另一個重要表現是國有金融企業(yè)始終占據金融部門的主導地位。受制于金融抑制與政府直接干預，國家與金融部門間產生了一份特殊的金融合約，即前者通過風險救助承諾換取經由后者提供的金融支持，這份合約下的金融部門同時具有私利效用與政策效用（張杰，2003）。在財政分權制下，政府有很強的競爭動機（周黎安，2004），既定政策與目標有很強的GDP偏好。因此幾乎整個國有經濟都是所謂政策性金融的“照顧對象”。因而，國有經濟與政府收益間的隱形隧道使政府有動機制定金融抑制政策。而基于前述理論，利率管制下受抑制的國有主導型的金融部門應具有雙重目標的效用函數，即：

U■=U■+U■（B）=λ■E■L■r-S■r+λ■E■y■+y■ ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

式（1）中：L■=Eδ■L■+δ■L■代表實際貸款的期望返還，δ■代表優(yōu)勢產業(yè)的資本返還率，而δ■則代表劣勢產業(yè)的資本返還率，顯然有1≥δ■>δ■≥0，銀行的實際貸款量滿足L■+L■≤L■。為簡化起見，金融部門不存在其他成本。式（1）中λ■是金融部門的自身利益取向，λ■則是金融部門的抑制程度，分別代表金融部門目標函數對自身利益與政府利益的考量，λ■>0。

政府為防止金融風險對銀行部門的貸款再造加以約束條件，該約束條件分為兩項，即外生的約束條件e■以及以政府信用為擔保對約束條件的放松：

L/S=e■+△e■（λ■/λ■） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

式（2）中，△e■（·）是嚴格增函數。（λ■/λ■）則可視為是利率外生下金融抑制的相對強度。這樣設定的目的是考慮到金融部門與政府的契約關系（張杰，2003），政府為金融部門做出隱性的最后貸款人承諾，因此金融抑制放寬了銀行部門的資本約束，刺激銀行部門提高貸款再造效率，從而使金融部門的規(guī)模與資本配置效率發(fā)生趨異的變化。

為簡化分析，兩實體部門擁有同樣的技術水平、貨幣資本與其他資本。采取典型的C-D函數刻畫其產量，即：y■=AC■■K■■ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

其中n=1、2。C代表其他資本。

那么銀行業(yè)效用最大的規(guī)劃問題就可以寫為式（4）、式（5）：

maxU■=λ■（δ■L■+δ■L■）r-S■r+λ■AL■（K+L■）■+AL■（K+L■）■ ? ? （4）

s.t：L■+L■=L=e■+△e■（λ■/λ■）S■ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

求導后的一階限制條件為：

■·（■）■（δ■-δ■）=（K+L-L■）■-（K+L■）■=0 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

因此，金融部門的效率體現為在一定激勵的情況下去獲?。é摹?δ■）的相關信息的努力程度。代入（5）式并進一步整理，忽略常數項并簡化之， 顯然有：

L■-L■=f（■） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （7）

L■=g（■） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （8）

滿足條件：f■（·）<0;1im x→∞，f（x）=0;g■（·）>0

那么兩部門產出比值則可寫為：■=（1+■）■ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（9）

可以看出，金融受抑制反而會提高金融規(guī)模，但卻降低了金融配置效率。因此，純粹的金融規(guī)模的變化并不會導致區(qū)域市場整合的雙刃效應，雙刃效應因而來源于金融抑制對金融效率的壓制。在這一壓制下，政府為實現GDP最大化，借助金融抑制并通過管制利率、區(qū)別金融待遇等政策（胡蕓，2003）最終對產業(yè)結構進行間接管制（陳斌開，2012 ;Lardy，2008）。

在式（9）中，當金融抑制系數為0時，會使優(yōu)勢部門得到了金融支持而劣勢部門缺乏金融支持，兩部門產出比會最大化，從而使金融發(fā)展對地區(qū)專業(yè)化的影響體現為促進效應。而當金融抑制系數不斷增大時，一方面金融抑制會不斷要求政府放松對金融部門的約束條件，使得兩實體部門都獲得了更多的資本;另一方面由于政府追求GDP目標附加的政策性金融目標，降低了兩個部門的貸款差值，沖低了（δ■-δ■）對兩部門放貸差的影響，最終導致兩部門的產出水平差的遞減。因此使異質的產業(yè)趨同于獲得同質的金融服務，從而為地區(qū)市場分割提供了潛在可能并軟化了其預算約束，使金融發(fā)展對地區(qū)專業(yè)化進程趨于體現為阻滯效應。因此，本文提出實證假說2。

假說2：金融抑制會選擇金融發(fā)展對地區(qū)專業(yè)化進程的最終影響效應。

三、實證設計

（一）地區(qū)專業(yè)化指數

本文利用Krugman專業(yè)化指數來刻畫不同地區(qū)的專業(yè)化水平。其計算公式為：

φ■≡■ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（10）

■■≡■ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（11）

Spec■≡∑■φ■-■■ ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（12）

式（10）描述的是i地區(qū)j行業(yè)的相對經濟活動水平占比。P■為i地j行業(yè)的經濟活動水平。式（11）描述的是i地區(qū)之外的所有地區(qū)j產業(yè)的經濟活動水平占i以外地區(qū)總經濟活動水平的份額。兩者之差的的絕對值加總即為Krugman專業(yè)化指數。

本文利用分行業(yè)制造業(yè)產出數據來衡量相對經濟活動水平，本文選取的28個制造業(yè)細分產業(yè)包括：農副食品加工業(yè)（食品加工業(yè)），食品制造業(yè)，飲料制造業(yè)，煙草制品業(yè)（煙草加工業(yè)），紡織業(yè)，紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)（服裝及其他纖維制品制造業(yè)），皮革、毛皮、羽毛（絨）及其制品業(yè)，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)，家具制造業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，印刷業(yè)和記錄媒介的復制，文教體育用品制造業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)（石油加工及煉焦業(yè)），化學原料及化學制品制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，化學纖維制造業(yè)，橡膠制品業(yè)，塑料制品業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，金屬制品業(yè)，通用設備制造業(yè)（普通機械制造業(yè)），專用設備制造業(yè)，交通運輸設備制造業(yè)，電氣機械及器材制造業(yè)，通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)（電子及通信設備制造業(yè)），儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)。

（二）金融發(fā)展水平

本文從金融深度、金融規(guī)模、金融效率三個角度衡量地方金融發(fā)展水平。

金融深度刻畫整個經濟與金融業(yè)的連結深度，用金融相關度（FIR）作為其代理指標。理論上來說，FIR等于一個地區(qū)所有金融資產與GDP的比值，金融資產包括M2、存貸款以及其他金融資產等，考慮到分省數據中M2具體存量難以測算，故用該省長期與短期存貸款的和與GDP比值代替。金融規(guī)?？坍嫯數亟鹑诋a業(yè)的相對規(guī)模，本文用該地區(qū)信貸總量與當年GDP比值作為代理變量。金融效率刻畫當地金融產業(yè)的再造信貸的能力，用當年該地區(qū)貸款總量與存款總量的比值來描述。相關數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》。

（三）回歸模型與控制變量

考慮到地區(qū)專業(yè)化進程與地區(qū)經濟開放程度、地方經濟富裕程度、人力資本、市場容量以及交通運輸成本等因素有關，設定基本回歸方程為：

Spec■=c+β■·open■+β■·pgdp■+β■·hum■+β■·DMP+β■·tran+α■·depth■+α■·scale■+α■·efficiency■ ?（13）

本文選擇如下變量作為控制變量：

地方經濟發(fā)展水平：本文用當年該地區(qū)人均GDP以及人均GDP的平方值來衡量地區(qū)經濟發(fā)展水平。

地方經濟開放程度：本文用當年該地區(qū)對外貿易總額與當年GDP的比值來代替。

地區(qū)相對人力資本：本文以當年該地區(qū)大專以上人口占總人口比值作為代理變量。

以上三個指標相關數據來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

市場容量由DMP■=∑■GDP■/D■+GDP■/D■式計算，其中GDP■表示i地區(qū)的國內生產總值，D■表示i地區(qū)和j地區(qū)省會城市間的公路距離，D■表示i地區(qū)的內部距離。本文取i地區(qū)地理半徑的三分之二作為內部距離，即D■=2/3■（S■為i地區(qū)的陸地面積）。

本文用地區(qū)內公路和鐵路的總里程之和與該地區(qū)陸地面積的比值來衡量其交通運輸發(fā)達程度。公路和鐵路里程數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，各省份陸地面積數據來源于中央政府門戶網站。

由于重慶設立直轄市較晚，因此將重慶與四川的數據進行合并;由于缺少西藏的相關數據，因此將其剔除。根據上述數據，本文制作了平衡面板數據集，表1報告了主要數據的描述性統(tǒng)計信息。

四、實證分析

（一）相關系數分析

表2報告了主要指標的相關系數矩陣。從表2來看，地區(qū)專業(yè)化指數的增量與其原值間的相關系數較小（0.0521），說明相較于其他影響因素其自身變化趨勢的慣性較小。同時，地區(qū)專業(yè)化指數與總體經濟指標呈現出負相關關系（-0.462、-0.3091、-0.2563），其增量也與地區(qū)經濟水平負相關，說明經濟發(fā)展水平可能會影響地區(qū)專業(yè)化進程，因此需進行進一步檢驗。此外，地區(qū)專業(yè)化水平與金融發(fā)展水平呈現出弱的正向的相關性（0.0818、0.1264、0.1425），其影響也需進一步檢驗。同時，經濟總量與金融發(fā)展水平呈現出負相關關系（-0.1192、-0.2085、-0.215），這說明相對于經濟總體發(fā)展趨勢，我國金融業(yè)的發(fā)展具有復雜性與特殊性，這也與金融抑制下金融資源的低配置效率有關。此外，我國金融部門受到強金融抑制的另一個證據是金融規(guī)模與金融深度出現了強相關性（0.9658）。在低效率水平的金融環(huán)境中，金融深度會退化為金融規(guī)模，這一趨勢詳見圖1。因此，為防止多重共線性造成偽回歸影響實證結果的可信度，三個金融發(fā)展指標不同時進入回歸方程，僅將其分別列入回歸方程以加強實證的穩(wěn)健性。

（二）金融發(fā)展對地區(qū)專業(yè)化進程的影響

首先使用式（13）進行回歸以分析現階段金融發(fā)展對區(qū)域市場化的影響。在控制了其他變量后，將金融發(fā)展的三個代理指標分別代入回歸方程，以檢驗其對地區(qū)專業(yè)化的作用。計量模型采用面板的固定效應與隨機效應模型，分別作為基本分析與穩(wěn)健性檢驗，表3報告了回歸結果。

我們重點關注金融規(guī)模scale、金融效率effcie、金融深度depth三個指標的正負與顯著性。模型（1）和（2）檢驗了地區(qū)金融規(guī)模對地區(qū)專業(yè)化進程的影響，結果發(fā)現其系數與地區(qū)專業(yè)化指數負相關（-0.0628**、-0.0569**），顯著性均達到了5%水平。不同模型的估計符號一致，顯著性也相同，說明檢驗結果具有穩(wěn)健性，因此無需使用Hausman檢驗來進行進一步的分析。模型（3）與（4）檢驗了金融效率對地區(qū)專業(yè)化的影響，通過回歸發(fā)現系數仍然顯著為負值（-0.0538**，-0.0524**）。模型（5）和（6）檢驗了地區(qū)金融深度對地區(qū)專業(yè)化的影響，由于金融深化已經退化為金融規(guī)模，兩者具有非常強的相關性，因此出現相同的檢驗結果也屬意料之中（-0.0321*，-0.0280）?？傮w來看，實證檢驗接受了假說1b，初步認為我國現階段金融業(yè)發(fā)展對區(qū)域市場化進程形成了阻力。這樣的結果與Wurgler（2000）并不相符，高配置效率的金融能夠促進資本在優(yōu)勢部門的聚集、加速在劣勢部門的撤出，因此會推進地區(qū)市場化進程。由于中國金融規(guī)模已取得長足發(fā)展，因此本文的實證卻得到了這樣一個悖論：金融規(guī)模、效率的提高反噬了區(qū)域市場化進程潛力。這充分說明了金融規(guī)模、存款再造效率與資源配置效率之間并不統(tǒng)一，因而說明中國的金融部門受到了強抑制，并導致中國金融發(fā)展出現了規(guī)模跟效率的不同步。綜上假說1b得到證實。

（三）金融抑制對雙刃效應的選擇作用

進一步地分析這種負相關關系的根源。一些理論認為地區(qū)專業(yè)化水平受地區(qū)經濟發(fā)展水平的影響，呈現出U形的曲線關系（Poncet S，2002;周業(yè)安、章泉，2008等等）。而金融發(fā)展又會直接影響經濟發(fā)展水平（McKinnon，1973等等），目前學術界普遍認為金融發(fā)展對經濟發(fā)展存在正向相關性。因此，金融部門發(fā)展可能會從促進經濟增長的角度間接影響地區(qū)專業(yè)化，也可能源于受金融抑制而直接體現出對地區(qū)專業(yè)化的阻滯效應。為進一步明確兩種效應的區(qū)分是否來源于金融抑制，本文通過進一步的實證來檢驗假說2。

設定三個回歸方程：

Spec■=∑β■x■■+η■efficiency■ spec■+η■·scale■·spec■+η■depth■·spec■ ? ? （14）

Spec■=∑β■x■■+η■efficiency■ pgdp■+η■·scale■·pgdp■+η■depth■·pgdp■ ? ?（15）

Spec■=∑β■x■■+η■efficiency■ pgdp■■+η■·scale■·pgdp■■+η■depth■·pgdp■■ ? ?（16）

式（14）是金融發(fā)展對地區(qū)專業(yè)化的直接影響檢驗，式（15）和式（16）是間接影響的檢驗式。通過設定交叉項以檢驗地區(qū)專業(yè)化水平的變動究竟來源于何方。由于金融業(yè)具有一定獨立性，因此模型中的金融抑制系數■為一實數，依據理論分析與實證檢驗，部門間的優(yōu)勢差（δ■-δ■）會對部門之間的資本配置產生一定傾斜效應，因此本期資本配置結果應與前一期地區(qū)專業(yè)化指數相關。所以如果（14）回歸的交叉項顯著而式（15）、（16）的交叉項不顯著，那么就說明金融部門發(fā)展直接影響地區(qū)專業(yè)化進程，而間接效應并不明顯。換句話說，即說明本文前述理論與模型分析正確，即金融抑制就能很好地解釋第二部分的實證結論。

首先將地區(qū)專業(yè)化滯后一階，設定efficiency■ spec■，depth■·spec■、scale■·spec■為三個交叉項，采用式（14）進行回歸用來檢驗金融發(fā)展是否直接影響地區(qū)專業(yè)化。從回歸結果可見三個交叉項系數均具有很強的顯著性。交叉項的估計系數為正很好地符合了本文的理論分析：部門優(yōu)勢差越大，那么資本配置的差異傾向性就越強。但由于我國各省份的地區(qū)專業(yè)化水平較低（均值0.679432，見表1），進一步增加了銀行體系搜尋優(yōu)勢經濟部門的成本，使金融深度指標對地區(qū)專業(yè)化的影響■=（-0.224+0.295spec■）在多數省份顯著小于0，使得實證結果仍然支持了金融約束下的金融發(fā)展阻礙市場專業(yè)化進程的假說。并說明在沒有特殊激勵作用的制度安排下，金融部門需要耗費大量成本識別（δ■-δ■），而金融抑制下的金融部門又會有強烈的放貸偏好，兩種效應沖抵了不同部門間貸款量的差額，導致了大、全、無差異的低效率資本配置，妨礙了優(yōu)勝劣汰市場機制發(fā)揮作用，形成了地區(qū)市場化進程的阻力。

接著將經濟發(fā)展水平滯后一階，設定scale*l_pgdp、effcie*l_pgdp、depth*l_pgdp以及包涵經濟發(fā)展指標的平方項的三個交叉項，采用式（15）進行回歸，回歸結果顯示六個交叉項的系數為正，但顯著性非常低。換句話說，沒有穩(wěn)健的證據顯示金融發(fā)展會通過影響經濟發(fā)展水平來間接影響地區(qū)專業(yè)化。因此可以認為，銀行體系發(fā)展對地區(qū)市場化進程的作用更多來源于部門間的金融服務，而金融部門在金融抑制下沖抵了部門間金融服務的差異，因此會減弱金融部門潛在地促進地區(qū)市場化的功能。

本文旨在理清金融抑制下金融發(fā)展對地區(qū)市場整合進程的影響與機制。金融抑制雖有助于幫助國家快速動員資金，推進完成有指向性的經濟發(fā)展計劃，但也在一定程度上約束了金融部門在規(guī)模主導型與效率主導型兩種不同發(fā)展路徑上的權衡選擇權，而不同傾向的發(fā)展路徑則導致金融發(fā)展對區(qū)域市場整合進程上出現雙刃效應。

改革放開以來，中國的市場化進程為中國經濟增長提供了源源不竭的制度動力。然而，作為市場化改革的一部分，金融部門在改革進程中卻尚未脫離金融抑制的影響。在利率管制和政府干預下，金融發(fā)展更多體現為規(guī)模性發(fā)展，而資本配置效率的提升卻相對滯后。不同步的金融發(fā)展導致異質的生產部門逐漸獲得趨同的金融服務，與此同時，政府的GDP偏好進一步反噬了金融部門優(yōu)化資源配置的潛能，使金融部門的價格發(fā)現機制落后于市場變化，因而部分喪失了優(yōu)化市場產業(yè)結構的潛能，使區(qū)域間產生產業(yè)同構性傾向，為市場分割勢力軟化了預算約束，形成了對區(qū)域市場整合進程的阻力。通過利用Krugman地區(qū)專業(yè)化指數與2000-2009年國內分省數據進行實證研究，我們找到了能很好支持本文觀點的經驗證據。

本文的結論具有啟示意義。要徹底消除市場分割，實現區(qū)域市場整合，我國應首先加快利率市場化步伐，弱化政府對金融的直接干預，強化金融部門的內部競爭，促進金融部門的率先市場化。

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Would the Financial Development under the Financial Repression Hinder the Regional Market Integration？

——The Empirical Study Based on Krugman Regional Specialization Index

SUN Tao ? CHEN Tong

（The Center for Economic Research of Shandong University， Jinan Shandong 250012）

Abstract：The paper explores the influence of the financial development under the financial repression on Chinas regional market integration process. The financial development produces a double-edged effect on the regional market integration， but the ultimate impact depends on whether the country or the region is in the stage of the financial repression. The financial sector under the financial repression prefers providing the financial service in a larger scale but the lower efficiency， hence heterogeneous industrial sectors will get convergent financial support， which softens the resource constrain of the regional market segmentation. Based on the provincial panel data from 2000 to 2009 and Krugman index， the paper makes an empirical study and finds that at the present stage the financial development forms a resistance to the regional market integration progress， and the underlying reason is that Chinas financial sector under the financial repression has no incentive to identify comparative advantage sectors. The inspiration of the paper is that in order to eliminate the market segmentation， the first thing is to accelerate the financial marketzation.

Keywords： financial repression; financial development; regional market integration; regional specialization

責任編輯、校對：苗文龍