彭鎮(zhèn)華，習明明

（江西財經大學產業(yè)經濟研究院，江西 南昌 330013）

一、引 言

直接融資與間接融資，是資本市場中兩種最主要的融資方式。根據(jù)中國人民銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，截止到2015年末，我國社會融資規(guī)模增量（Nongovernmental Financing）總計152936億元。其中，社會直接融資規(guī)模增量35853億元，社會直接融資規(guī)模占比23.4%。相對而言，G20中其他國家的直接融資規(guī)模比例則在60%以上，我國是G20中直接融資規(guī)模比重最低的國家。

我國目前的金融結構，仍然是以銀行信貸為主，直接融資比重不到融資總額的30%。當前及未來一段時間，受國外經濟疲軟、國內要素價格上升和產業(yè)結構轉型升級等因素影響，我國商業(yè)銀行的信貸資產質量管理能力將繼續(xù)面臨挑戰(zhàn)，如果不能進行有效的深化改革，銀行信貸資本配置效率也將進一步下降。在國內外宏觀經濟環(huán)境變化和金融環(huán)境變化的雙重壓力與挑戰(zhàn)之下，加快推進我國金融供給側結構性改革和提升我國資本配置效率迫在眉睫。

在金融結構與資本配置效率的研究方面，林毅夫和Lin等認為相對于低收入國家以銀行為主導的金融結構，高收入國家基于市場主導的金融結構更能促進資本配置效率提高[1][2]。劉偉和王汝芳從直接融資與間接融資的角度出發(fā)，研究了我國資本市場配置效率[3]。他們的研究表明，與間接融資相比，直接融資對資源配置效率的影響更大，直接融資不僅能夠提高資本配置效率，而且還可以降低社會融資風險，避免風險過度向銀行或金融機構集中,從而降低整個社會的金融風險。Levine、Kunt,Feyen和Levine等實證考察了多個國家金融市場發(fā)展與經濟增長之間的關系。他們的研究結果表明，金融市場發(fā)展與經濟增長之間存在顯著的正相關關系[4][5][6][7][8]。一方面，金融市場的發(fā)展能夠降低交易成本，降低信息搜尋和匹配成本，準確地識別并找到有創(chuàng)新能力和投資價值的企業(yè)和行業(yè)，因而能夠顯著地提高資本配置效率。另一方面，股市和債券交易更具流動性，股權交易的阻礙和成本相對更低，債券的融資效率和成本也相對更低，因而配置資本的效率相對更高。

Song等人的研究表明，國有企業(yè)因其與政府之間的特定關系，在獲取金融資源時具有優(yōu)先權。平均而言，其獲得政府資助或銀行貸款的金額是私營企業(yè)的三倍以上[9]。Mayer從證券市場規(guī)模和數(shù)量的角度出發(fā)，研究結果表明股票市場直接融資作用體現(xiàn)在企業(yè)的金融結構上，也就是證券融資占其總融資的比重。他認為，股票市場之所以能夠提高資本配置效率，在于股票市場更能有效地引導資金向效益高的部門流動，從而促進資源的有效配置[10]。

與現(xiàn)有研究不同，本文基于2005-2015年省際面板數(shù)據(jù)，測度了我國各省（直轄市或自治區(qū)）的資本配置效率，并且從融資規(guī)模、融資結構、融資深化三個角度，研究金融結構對我國地區(qū)資本配置效率的影響。研究結果表明：第一，相對于銀行信貸為主的間接融資而言，直接融資對資本配置效率的影響更大。社會融資總額中，直接融資比重的上升，可以提高地區(qū)資本配置效率；第二，政府對資本市場的直接干預會導致資本配置效率下降，政府應該致力于完善資本市場秩序建設，減少在資本市場的直接操作；第三，外商直接投資的引進，可以顯著提升地區(qū)資本配置效率。引進外商直接投資，不僅僅是引進國外資本，更主要的是在引進外資的同時，也引進了國外的先進技術和先進管理經驗。

本文的結構安排如下：第一節(jié)是引言；第二節(jié)提出了本文的理論分析與研究假設；第三節(jié)統(tǒng)計分析數(shù)據(jù)特征，并設定了一些研究變量；第四節(jié)從融資規(guī)模、融資深化、融資結構三個角度實證檢驗了直接融資和間接融資對資本配置效率的影響；第五節(jié)是基于Arellano and Bond廣義矩估計的穩(wěn)健性檢驗；最后，第六節(jié)是本文的研究結論和政策建議。

二、理論分析與研究假設

截止到2015年末，我國社會融資總額中，以銀行信貸為代表的間接融資額占比約為75%[1]。銀行信貸的一個典型特征是，傾向于向大城市、大行業(yè)、大企業(yè)集中，而不愿意貸款給那些小城市、小行業(yè)（包括新興產業(yè)）、小企業(yè)等。一方面，那些大城市、大行業(yè)、大企業(yè)從銀行獲得資本相對更容易，它們不斷擴大生產和經營規(guī)模，在很多傳統(tǒng)產業(yè)如鋼鐵、煤炭、水泥、化工等都出現(xiàn)了產能過剩，單位生產、經營和管理成本不斷攀升，甚至出現(xiàn)虧損，資本回報率和配置效率不斷下降；另一方面，那些小城市、小行業(yè)、小企業(yè)，其中不乏創(chuàng)新能力強和生產技術效率高的企業(yè)，卻因為資產低、無抵押、無擔保等因素，很難獲得銀行貸款的青睞[11]。

相對于間接融資而言，首先，直接融資可以通過債券、股票市場（主板、創(chuàng)業(yè)板、新三板等），通過市場的作用機制，引導創(chuàng)新能力強、生產效率高、技術先進、管理科學的企業(yè)獲得資本，而不僅僅是根據(jù)資產大小、是否有抵押、是否有擔保等因素配置資本；其次，直接融資還有利于分散金融風險，避免金融風險過度集中于金融機構或銀行體系；最后，直接融資中股票和債券交易更具流動性，股權交易的阻礙和成本相對更低，債券的融資效率和成本也相對更低，因而配置資本的效率相對更高。

如圖1所示，左圖為社會融資總額中直接融資比重對資本配置效率影響的線性擬合圖；右圖為社會融資總額中間接融資比重對資本配置效率影響的線性擬合圖[2]。

圖1 直接融資與間接融資對資本配置效率影響的擬合圖

圖1中可以明顯地看到，直接融資比重與資本配置效率呈正相關關系，而間接融資比重與資本配置效率呈負相關關系。此外，從國際的角度來看，成熟的市場經濟國家或發(fā)達國家的直接融資占比均在60%以上，而我國社會融資總額中直接融資比重還不足30%[3]。根據(jù)本文的測算，我國改革開放以來平均資本配置效率約0.5，資本配置效率遠低于西方發(fā)達國家0.8[12]。由此，本文提出第一個假設：

假設1：相對于間接融資而言，直接融資更能促進我國或地區(qū)資本配置效率的提高。

大力發(fā)展直接融資，發(fā)揮資本市場配置資源的功能，是因為市場能更迅速地反映資本市場的供求信息，市場更具公開性，能形成更為有效的價格信號體系。但是，以市場為主體，并不僅僅是簡單地提高直接融資的比例，還應該減少政府對資本市場的直接操作和干預。金融自由化理論認為，政府對資本市場的干預會導致資本市場扭曲，導致資本配置效率下降[13][14][15]。由此，本文提出第二個假設：

假設2：政府直接投資和干預水平增加，會導致我國或地區(qū)資本配置效率下降。

在經濟發(fā)展的初中期階段或工業(yè)化的初中期階段，資本是最為稀缺的資源。大力發(fā)展經濟，不僅僅需要內資，更需要依靠引進外資，來助力本國或本地區(qū)的經濟發(fā)展。引進外資，不僅僅是引進了國外資本，彌補了本國資本的稀缺性與不足。更是因為引進外資的同時，也引進了國外的先進技術和先進管理經驗，更加有助于本國或本地區(qū)的經濟發(fā)展。由此，本文提出第三個假設：

假設3：外商直接投資的增加，可以顯著提高我國或地區(qū)資本配置效率。

三、數(shù)據(jù)整理與變量設置

（一）描述性統(tǒng)計分析

本研究的樣本和指標選擇，數(shù)據(jù)主要來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》、各省市歷年統(tǒng)計年鑒以及中國人民銀行網站等，考慮到本文收集到的各省市直接融資和間接融資的時間范圍為2005-2015年，因而其他經濟指標的數(shù)據(jù)時間范圍也都控制在2005-2015年之間。

表1 2005-2015年各省市主要經濟指標描述性統(tǒng)計分析

表1中，變量eff_s代表各省市2005-2015年歷年資本配置效率，是本文根據(jù)Wurgler（2000）模型，使用Swamy（1970）隨機系數(shù)計量分析方法統(tǒng)計得到的結果。在計算過程中，本文以固定資本形成總額為被解釋變量，工業(yè)增加值為解釋變量，通過考察固定資本形成與工業(yè)增加值之間的關系來描述資本配置效率[12][16]。

其中，K代表固定資本形成總額，V代表地區(qū)工業(yè)增加值，Zit表示其他控制變量的對數(shù)值。下標i代表31個省市的編號，下標t代表年份。βit代表該地區(qū)第i年第t期的資本配置效率，它是一個彈性指標，說明某個地區(qū)的工業(yè)增加值增長率每增加1%時該地區(qū)投資增長率增加的百分比。這個值越大則說明投資的理性程度越高，資本配置效率越高。也就是說，彈性βit指標越大，代表工業(yè)增長更能促進資本形成，說明投資或資本配置的效率越高。

變量direct、indirect和 financing分別代表社會直接融資、社會間接融資和社會融資總額，單位均為億元，時間起止范圍是2006-2015年。但是重慶和西藏的直接融資、間接融資和融資總額數(shù)據(jù)只有2013-2015年的，因而少了16個樣本觀測值，所以這三個變量的觀測值數(shù)量只有325個。

表1中，2013-2015年各省市的社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行，其中，直接融資為“企業(yè)債券”與“非金融企業(yè)境內股票融資”之和，間接融資包括人民幣貸款、外幣貸款（折合人民幣）、委托貸款、信托貸款和未貼現(xiàn)銀行承兌匯票。2006-2012年社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國金融統(tǒng)計年鑒》和各省市統(tǒng)計年鑒，直接融資包括各地區(qū)上市公司IPO、SPO、配股增發(fā)與公司債卷，全部金融機構各項貸款余額為本外幣并表數(shù)據(jù)。此外，用各地區(qū)當年全部金融機構年末本外幣貸款新增額衡量地區(qū)的間接融資額。

表1中， 變量 pop、gdp_p、fiscal、invest、trade、fdi、edu、province、year 分別代表年末人口、 人均GDP、財政支出、固定資產投資、外貿進出口、外商直接投資、教育、省份和年份。

（二）變量設置

考慮到部分變量的取值小于1，為了不讓變量取對數(shù)之后出現(xiàn)負值，本文借鑒潘文卿、潘文卿和張偉的單調變換數(shù)據(jù)處理方法，對取值小于1的變量采取“先加1，然后再取自然對數(shù)”[17][18]。根據(jù)這個方法，本文對資本配置效率做如下單調變換：

這也是本文研究的因變量。解釋變量主要從融資規(guī)模、融資深化和融資結構三個角度，研究金融結構對我國資本配置效率的影響，其余控制變量則包括人口、人均收入、政府干預程度、經濟開放度、外商投資水平、教育水平等。

1.融資規(guī)模變量。本文使用直接融資總額、間接融資額和社會融資總額等變量的對數(shù)值來代表地區(qū)融資規(guī)模[19][20][21]。具體而言：

其中，directit代表第i?。ㄊ校┑趖年的直接融資額，直接融資為“企業(yè)債券”與“非金融企業(yè)境內股票融資”之和。financingit代表第i?。ㄊ校┑趖年的社會融資總和，包括人民幣貸款、外幣貸款（折合人民幣）、委托貸款、信托貸款、未貼現(xiàn)銀行承兌匯票、企業(yè)債券與非金融企業(yè)境內股票融資。

2.融資深化變量。本文分別使用社會融資總額占GDP比重、直接融資總額占GDP比重和間接融資總額占GDP比重，代表地區(qū)融資深化或者金融深化程度[22][23][24]。具體而言，社會融資總額占GDP比重用lratio_fgdp表示：

直接融資總額占GDP比重用lratio_dgdp表示：

間接融資總額占GDP比重用lratio_indgdp表示：

3.融資結構變量。本文分別使用直接融資和間接融資在社會融資總額中的比例來表示融資結構[3]。定義直接融資比重：

定義間接融資比重：

4.其他控制變量。地區(qū)年末人口對數(shù)變量（lpop）、地區(qū)人均 GDP 對數(shù)變量（lgdp_p）、政府干預程度、地區(qū)固定資產投資規(guī)模地區(qū)對外開放程度、地區(qū)外商企業(yè)直接投資規(guī)模，以及地區(qū)教育水平+1）。

四、金融結構對資本配置效率影響的實證檢驗

本文使用混合OLS、固定效應OLS、隨機效應OLS等分析方法，從融資規(guī)模、融資深化和融資結構三個角度，研究金融結構對我國資本配置效率的影響，設置的面板數(shù)據(jù)計量模型如下：

其中，province和year均為虛擬變量，用來控制截面固定效應和時間固定效應。因變量為各省市歷年資本配置效率的對數(shù)值。解釋變量主要從融資規(guī)模、融資深化和融資結構三個角度進行分析，控制變量包括人口、人均收入、政府干預程度、經濟開放度、外商投資水平、教育水平等。下標i代表省份，下標t代表年份。

（一）融資規(guī)模對資本配置效率影響的實證檢驗

表2分別使用了固定效應OLS和隨機效應OLS回歸分析方法，從直接融資額、間接融資額和社會融資總額等角度，研究了融資規(guī)模對我國31個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）資本配置效率的影響，并且控制了人口、人均收入、財政支出、固定資產投資、外貿進出口、外商直接投資和教育等經濟社會發(fā)展主要變量。

表2 融資規(guī)模對資本配置效率的影響研究

注釋：（1）因變量為資本配置效率 leff_s；（2）“()”中為穩(wěn)健標準差；（3）***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1；（4） 變量ldirect、lindirect、lfinancing分別代表各省市歷年直接融資、間接融資和融資總額的對數(shù)值；（5）表中回歸模型（1）、（2）、（3）使用的是固定效應 OLS 估計方法，回歸模型（4）、（5）、（6）使用的是隨機效應OLS估計方法。

表2中，盡管社會融資總額和間接融資額對資本配置效率的影響不顯著。但是，表2的結果與假設1預期相一致，無論是固定效應OLS分析，還是隨機效應OLS分析，直接融資規(guī)模ldirect的回歸系數(shù)均在5%的水平下顯著，意味著各省市直接融資額對資本配置效率的影響顯著為正。這說明，相對于以金融機構或銀行信貸為主的間接融資而言，通過股票或者債券市場的直接融資，更能促進資本市場配置效率的提高。

表2中，代表人均GDP變量lgdp_p的回歸系數(shù)顯著為正，說明人均收入的提高可以促進勞動積極性，提高資本配置效率。

表2中，代表政府財政預算支出變量lfiscal的回歸系數(shù)顯著為負，和假設2的預期相一致，說明政府對資本市場的過多干預，會降低資本市場的配置效率。政府應該致力于建立、規(guī)范和完善資本市場秩序，而不應該或者減少對資本市場的直接參與或干擾，以避免導致資源的錯配，或者傳遞錯誤的信息，影響資本市場的正常交易。讓市場在資本配置過程中起決定性作用，才是提高我國資本配置效率的關鍵[4]。

表2中，代表外商直接投資的變量lfdi的回歸系數(shù)顯著為正。這個結論和假設3預期相一致，說明引進外資能夠顯著提高本國或地區(qū)的資本配置效率。引進外資之所以能夠提高本國或地區(qū)的資本配置效率，主要是因為：首先，引進外資的同時，也相應引進國外的先進技術和先進管理經驗，外資的高效率本身就可以提高資本市場的配置效率；其次，本國或本地區(qū)的企業(yè)和金融機構，可以通過引進外資的過程，去學習和模仿國外的先進技術和先進管理經驗，從而提高自身的企業(yè)效率和資本市場效率。

（二）融資深化對資本配置效率影響的實證檢驗

表3分別使用了固定效應OLS和隨機效應OLS回歸分析方法，從直接融資額、間接融資額和社會融資總額占地區(qū)GDP比重的角度，研究了融資深化對我國31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）資本配置效率的影響，并且控制了人口、人均收入、財政支出、固定資產投資、外貿進出口、外商直接投資和教育等經濟社會發(fā)展主要變量。

表3 融資深化對資本配置效率的影響研究

注釋：（1）因變量為資本配置效率 leff_s；（2）變量 lratio_dgdp、lratio_indgdp、lratio_fgdp分別代表各省市歷年直接融資、間接融資和融資總額占GDP比重的對數(shù)值；（3）括號內為穩(wěn)健標準差；（4）表中回歸模型（1）、（2）、（3）使用的是固定效應 OLS 估計方法，回歸模型（4）、（5）、（6）使用的是隨機效應OLS估計方法；（5）***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

表3中，以金融機構或銀行信貸為主的間接融資占GDP比例lratio_indgdp的回歸系數(shù)顯著為負，與假設1預期相一致。說明間接融資水平的不斷提高，并不能提高資本市場的配置效率，反而會降低資本配置效率。銀行放貸具有“重資產”的典型特征，那些資產比較大的大中型國有企業(yè)，更容易獲得銀行的青睞。而那些生產效率高、富有創(chuàng)新的小微企業(yè)，卻很難獲得銀行貸款。遇到經濟或金融危機時，很多國有大中型企業(yè)連續(xù)多年出現(xiàn)虧損，同時導致銀行壞賬率不斷攀升。在過去十年的發(fā)展過程中，我國資本市場間接融資的這種弊端越來越明顯。根據(jù)北京商報《銀行壞賬率五年首降難言拐點》分析，截止到2016年末，我國商業(yè)銀行的不良貸款余額累計高達15123億元，較上季度末大約增加了183億元。我國商業(yè)銀行不良貸款率大約為1.74%，環(huán)比首次下降約0.02個百分點。此前，五年的情況分別為，2012年銀行不良貸款率從1%下降到0.95%，2013年又從0.95%重新上升到1%，2014年大幅上升0.24個百分點；2015年繼續(xù)大幅上升0.43個百分點[5]。

表3中，代表股票或債券市場融資的直接融資占GDP比例lratio_dgdp變量的回歸系數(shù)顯著為正，與假設1預期相一致，說明我國或地區(qū)的直接融資發(fā)展或提升，可以顯著促進資本市場發(fā)展，提高我國或地區(qū)的資本配置效率。相對于金融機構或銀行信貸為主的間接融資而言，直接融資通過市場，按照供給和需求均衡自動交易完成，更不容易導致資源錯配，市場配置資本的效率更高。表2和表3分別從融資規(guī)模和融資深化的角度出發(fā)，分析結果一致，也可以相互印證。

表3中，反映政府干預程度的變量，即政府公共財政支出占地區(qū)GDP比重，lfiscal2的回歸系數(shù)依然顯著為負，與假設2預期相一致，說明政府對資本市場的直接干預，會扭曲資本市場配置資源的功能，降低資本市場的配置效率。金融危機之后，由于政府對資本市場的直接干預，如救市措施的推出，在一定程度上扭曲了市場的供求配置，加劇了一些結構性問題，使得一些低效率的國有大中型企業(yè)和傳統(tǒng)行業(yè)得到了資金，進一步擴大了產能，進而導致產能過剩。因而，政府應該致力于完善資本市場秩序建設，而不應該直接參與資本市場操作，以避免公共投資擠出私人投資，從而降低資本市場的配置效率。

表3中，外商直接投資占GDP比重lfdi2的回歸系數(shù)不顯著，可能是因為變量的設置問題。表2中，使用的是外商直接投資的絕對值的對數(shù)值，而表3中使用的是各省市FDI占GDP的比重的對數(shù)值。過去幾十年中，各省市尤其是中西部地區(qū)，F(xiàn)DI占地區(qū)GDP的比重太低，如西藏和青海等部分省份個別年份的FDI甚至是個位數(shù)，因而取對數(shù)之后變化值太小。反應在統(tǒng)計回歸中，能夠解釋因變量的離差平方和非常有限，因而對因變量的變化影響不顯著就很合理。

表3中，其他控制變量，如教育水平的發(fā)展對資本市場的配置效率影響不顯著。但是，外貿進出口占GDP比例ltrade2變量的回歸系數(shù)顯著為負，表明外貿進出口的提升，并不能提升資本配置效率，反而會降低資本配置效率。

（三）融資結構對資本配置效率影響的實證檢驗

表4分別使用了混合OLS、固定效應OLS和隨機效應OLS回歸分析方法，從直接融資額和間接融資額占地區(qū)社會融資總額比重的角度，研究了金融結構對我國31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）資本配置效率的影響，并且控制了其他經濟社會發(fā)展主要變量。

表4 融資結構對資本配置效率的影響研究

表4中，社會融資總額中直接融資占比lratio_d的回歸系數(shù)顯著為正，而社會融資總額中間接融資占比lratio_ind的回歸系數(shù)顯著為負，與假設1預期相一致。這說明，在社會融資結構中，直接融資比重的上升，能夠促進資本配置效率的提高，主要是因為股票和債券市場的發(fā)展，不僅有助于降低金融系統(tǒng)風險，避免風險過度向銀行系統(tǒng)集中，更能引導資金向效益高的部門流動，從而促進資本配置效率的提高。

表4中，政府干預lfiscal2的回歸系數(shù)顯著為負，結果和表2和表3中相同，與假設2預期相一致，說明政府對資本市場的過多干預，會降低資本市場的配置效率。政府對資本市場的直接參與，之所以會降低資本配置效率，本文認為主要原因可能是：首先，政府的公共投資對私人投資具有擠出效應；其次，政府無法充分及時有效地掌握市場信息，可能會將資源錯誤地配置到效益低的部門，比如有色、鋼鐵、煤炭、光伏、化工等產業(yè)的產能過剩，就是一個很好的例證；再次，政府對資本市場的直接參與，可能會給投資者傳遞錯誤的信號，誤導投資者的決策選擇?？傊畱撝铝τ谫Y本市場秩序的建立和完善，而盡量避免或減少對資本市場的直接干預。

表4中，在混合OLS估計下，外商直接投資lfdi2的回歸系數(shù)顯著為正，與假設3預期相一致，表明外商直接投資可以顯著促進資本配置效率。引進外資，不僅僅是簡單地引進資本，更多的是引進了國外的先進技術和先進管理經驗。

五、穩(wěn)健性檢驗：Arellano-Bond廣義矩估計

廣義矩估計法 （Arellano and Bond，1991），又稱為差分與系統(tǒng)GM估計 （“Difference”and“System”Generalized Method-of-Moments），在最簡單的一階自回歸 AR（1）中：

其中，leffit代表第i省市第t期的資本配置效率。 根據(jù)定義相關，當 N→∞時的不一致性為1/T階。當T很小時，這個值就會比較大。假如就會產生負的偏誤，則y的持久性就會被低估。當 T 很大時當N→∞時，也會產生一個較大的偏誤。當ρ＞-1時，y的持久性同樣會被低估。包含更多的解釋變量不會減少這種偏誤。假如因變量的滯后項再與其他回歸變量相關，問題會更加嚴重。假如殘差項自相關，也會使問題更加嚴重。

解決這些問題的辦法是采取一階差分的形式，考慮模型：

其中，Xit代表本文所選擇的所有解釋變量和控制變量。則Arellano-Bond廣義矩估計的一階差分可以去掉常數(shù)項及個體效應：

此外，Arellano-Bond廣義矩估計法使用一階差分可以消掉固定效應及可能的省略變量偏誤。這里，差分滯后因變量Δleffit-1與差分干擾項Δεit（也是一階移動平均MA（1）過程）之間仍然存在相關性：前者含有l(wèi)effit-1，后者含有εit-1，但是由于固定效應被消掉了，因而可以使用被解釋變量與解釋變量的滯后變量作為工具變量來估計。

（一）融資規(guī)模對資本配置效率影響的穩(wěn)健性檢驗

表5使用Arellano-Bond廣義矩估計方法，從直接融資額、間接融資額和社會融資總額的角度，檢驗了融資規(guī)模對我國31個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）資本配置效率的影響，并且控制了人口、人均收入、財政支出、固定資產投資、外貿進出口、外商直接投資和教育等經濟社會發(fā)展主要變量。

表5 融資規(guī)模對資本配置效率影響的穩(wěn)健性檢驗

注釋：（1）因變量為資本配置效率leff_s，L.leff_s代表因變量的 1 階滯后項；（2）變量 ldirect、lindirect、lfinancing分別代表各省市歷年直接融資、間接融資和融資總額的對數(shù)值；（3）表中三個回歸估計都是使用兩階段Arellano-Bond廣義矩估計，工具變量為解釋變量與被解釋變量的多階滯后項；（4）GMM對二階序列相關有嚴格的要求，因為GMM估計要求不能存在二階序列相關，AR(2)檢驗的p值也一般大于0.1即可通過檢驗；（5）Hansen工具變量外生性檢驗的零假設是：工具變量是外生的。只要檢驗的P值大于0.1，即表示接受零假設，工具變量有效；（6）***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

表5中，直接融資額變量ldirect的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，間接融資額變量lindirect的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為負。結論與本文假設1預期相一致，也進一步驗證了前文分析結果的穩(wěn)健性。這說明，相對于間接融資而言，直接融資更能促進資本配置效率的提高。

表5中，政府干預變量lfiscal的估計系數(shù)均在5%的水平下顯著為負，結論和假設2預期相一致，也進一步驗證了前文分析結果的穩(wěn)健性。這說明，政府對資本市場的直接干預，會導致資本配置效率下降。

表5中，外商直接投資變量lfdi的估計系數(shù)均為正，且回歸（2）和回歸（3）中均在5%的水平下顯著。結論和假設3預期相一致，也進一步驗證了前文分析結果的穩(wěn)健性。這說明，外商直接投資的引進和增加，有利于提升資本配置效率。

（二）融資深化對資本配置效率影響的穩(wěn)健性檢驗

表6使用Arellano-Bond廣義矩估計方法，從直接融資額、間接融資額和社會融資總額占GDP比重的角度，檢驗了融資深化對我國31個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）資本配置效率的影響，并且控制了其他經濟社會發(fā)展主要變量。

表6 融資深化對資本配置效率影響的穩(wěn)健性檢驗

表6中，直接融資占GDP比重的對數(shù)值，變量lratio_dgdp的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正；間接融資占GDP比重的對數(shù)值，變量lratio_indgdp的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為負。結論和假設1預期相一致，也進一步驗證了前文分析結論的穩(wěn)健性。這說明直接融資在地區(qū)GDP比重中的提升，可以促進資本配置效率提高；而間接融資在地區(qū)GDP比重中的提升，則會降低資本配置效率。但是，由于直接融資的規(guī)模太小，在GDP比重的比例太低。盡管直接融資一直在增加，但是直接融資和間接融資對資本配置效率影響的總效應仍然是負的，表現(xiàn)為社會融資總額在地區(qū)GDP中的比重——變量lratio_fgdp的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為負，說明從2005-2015年的十多年中，我國各地區(qū)的資本配置效率一直在下降，以銀行貸款為主的間接融資的弊端越來越明顯。

（三）融資結構對資本配置效率影響的穩(wěn)健性檢驗

表7使用Arellano-Bond廣義矩估計方法，分別從直接融資額和間接融資額在社會融資總額中占比的角度，檢驗了融資結構對我國31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）資本配置效率的影響，并且控制了其他經濟社會發(fā)展主要變量。

表7 融資結構對資本配置效率影響的穩(wěn)健性檢驗

注釋：（1）因變量為資本配置效率leff_s，L.leff_s代表因變量的1階滯后項；（2）變量lratio_d和lratio_ind分別代表各省市歷年直接融資和間接融資占地區(qū)社會融資總額比重的對數(shù)值；（3）表中三個回歸估計都是使用兩階段Arellano-Bond廣義矩估計，工具變量為解釋變量與被解釋變量的多階滯后項；（4）GMM對二階序列相關有嚴格的要求，因為GMM估計要求不能存在二階序列相關，AR(2)檢驗的p值也一般大于0.1即可通過檢驗；（5）Hansen工具變量外生性檢驗的零假設是：工具變量是外生的。只要檢驗的P值大于0.1，即表示接受零假設，工具變量有效；（6）***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

表7中，直接融資占社會融資總額比重變量lratio_d的估計系數(shù)顯著為正，間接融資占社會融資總額比重變量lratio_ind的估計系數(shù)顯著為負。結論與假設1預期一致，進一步驗證了前文分析結論的穩(wěn)健性。其他解釋變量雖然顯著性水平略有不同，但是基本結論與前文分析仍然保持一致。綜合以上分析，無論是從融資規(guī)模和融資深化，還是從融資結構的角度來看，直接融資都比間接融資更能促進資本配置效率的提高。此外，政府干預程度增加會降低資本配置效率，而外商直接投資的增加可以提升資本配置效率。

六、結論與政策建議

本文從融資規(guī)模、融資結構、融資深化三個角度，基于省際面板數(shù)據(jù)，實證分析金融結構對我國地區(qū)資本配置效率的影響。并且使用Arellano-Bond廣義矩估計方法做了相關的穩(wěn)健性檢驗。研究結果表明：第一，相對于以銀行信貸為主的間接融資而言，直接融資對資本配置效率的影響更大。社會融資總額中，直接融資比重的上升，可以提高地區(qū)資本配置效率；第二，政府對資本市場的直接干預會導致資本配置效率下降，政府應該致力于完善資本市場秩序建設，減少在資本市場的直接操作；第三，外商直接投資的引進，可以顯著提升地區(qū)資本配置效率。根據(jù)本文研究結果，提供以下幾點建議，供相關部門參考：

第一，大力提升直接融資水平，完善健全投資者保護機制。無論是基于全國，還是基于各省市的角度，都應該大力提升直接融資水平，提高資本配置效率，避免金融風險過度集中于金融機構或商業(yè)銀行。但是，相對于以銀行為代表的間接融資而言，直接融資以市場化為主導，參與主體眾多且分散，委托人與代理人之間信息不對稱，無法及時有效對代理人的行為實施監(jiān)督。因而，政府必須在信息發(fā)布、退市制度和集體訴訟制度等方面，進一步完善投資者的保護機制。上市公司或代理人必須及時有效公開發(fā)布信息，并且對所發(fā)布的信息真實性和準確性負完全責任。如果所發(fā)布的信息存在錯誤、虛假和隱瞞，對投資者產生誤導并發(fā)生利益損失，代理人必須承擔完全的賠償責任，還要接受相應的處罰。

第二，完善資本市場秩序建設，強化政府對資本市場監(jiān)管。政府應該減少對資本市場的直接干預，致力于完善資本市場秩序建設，加強對資本市場的監(jiān)管，降低金融市場風險，讓市場在資本配置中起決定性作用。同時，政府應該充分利用大數(shù)據(jù)和云計算技術，進一步加強對機構和資本大鱷的監(jiān)管，針對內幕交易、財務造假、虛假重組等嚴重破壞市場公平和擾亂市場正常秩序，并且侵害投資者利益的行為，政府必須從嚴從重懲罰；不斷強化投資者對資本市場的信心，促進資本市場健康穩(wěn)定發(fā)展。

第三，增強金融服務實體經濟能力，穩(wěn)步推進供給側結構性改革。一是增強金融自身的效率和服務能力。運用大數(shù)據(jù)、云計算和人工智能技術，加快推進金融體系的“互聯(lián)網+”和信息化水平，提升金融系統(tǒng)服務效率和服務能力；二是增強金融對戰(zhàn)略性新興產業(yè)的支持。強化金融對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的支撐，以新技術和新業(yè)態(tài)新模式推動產業(yè)創(chuàng)新和供給側結構性改革；三是增強金融對國家區(qū)域戰(zhàn)略的支持。穩(wěn)步推進金融對“一帶一路”倡議、京津冀協(xié)同發(fā)展、長江經濟帶建設等國家重大戰(zhàn)略措施的金融支持與服務；四是增強金融對貧困地區(qū)產業(yè)的支持。通過新三板股權融資、IPO保薦和設立貧困地區(qū)產業(yè)基金等方式，幫助企業(yè)完成以股票融資、可交換公司債、公司債、綠色金融債等方式為貧困地區(qū)提供投融資服務。

注：

[1]中國人民銀行公布統(tǒng)計數(shù)據(jù)（http://www.pbc.gov.cn/diaochatongjisi/116219/index.html）。

[2]圖中，直接融資比重和間接融資比重之和為1，因而左右兩圖呈對稱形狀。

[3]中國人民銀行2015年社會融資統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

[4]在1994年分稅制改革以前，中央政府干預金融結構的能力和財力較弱，主要是財政支出造成的公共投資對私人投資的擠出效應，因而金融結構對資本配置效率的影響顯著為正。但是，在分稅制改革以后，中央政府的財政支配能力大大提升，通過財政支出和貨幣政策干預金融的能力和力度明顯加強，政府干預會導致資本配置效率下降。

[5]北京商報，網易新聞地址http://news.163.com/17/0223/01/CDU21VAP000187VI.html

參考文獻：

[1]林毅夫.新結構經濟學：反思經濟發(fā)展與政策的理論框架[M].北京：北京大學出版社，2012.239-260.

[2]Lin,Justin Yifu,Xifang Sun,and Ye Jiang.Toward a Theory of Optimal Financial Structure[J].World Bank,Washington,DC.,2011.1-19.

[3]劉偉，王汝芳.中國資本市場效率實證分析——直接融資與間接融資效率比較[J].金融研究，2006，（1）：64-73.

[4]Levine,R..Stock market,Growth and Tax policy[J].Journal of Finance,1991,46（4）：1445-1465.

[5]Levine,R..Financial Development and Economic Growth[J].Journal of Economic Literature,1997,35（2）：688-726.

[6]Levine,R..Bank-Based or Market-Based Financial Systems:Which is Better[J].Journal of Financial Intermediation,2002,11（4）:398-428.

[7]Kunt,D.,Asli,Erik Feyen,and Ross Levine.Bank-Based and Market Based Financial Systems:Cross-Country Comparisons.In Financial Structure and Economic Development:A Cross-Country Comparison of Bank,Markets,and Development[M].eds.D.Kunt and Levine.Cambridge,MA:MIT Press,2001.317-338.

[8]Kunt,D.,Asli,Erik Feyen,and Ross Levine.Optimal Financial Structures and Development:The Evolving Importance of Banks and Markets[J].World Bank,Washington,DC.,2011.1-23.

[9]Song,Zheng,Kjetil Storesletten and Fabrizio Zilibotti.Growing Like China[J].American Economic Review,2011,101（1）:196-233.

[10]Mayer,C.,New Issues in Corporate Finance[J].European Economic Review,1988,32（5）：1167-1183.

[11]歐陽志剛，薛龍.貨幣政策、融資約束與中小企業(yè)投資效率[J].證券市場導報，2016，（6）：11-18.

[12]Wurgler,Jeffrey.Financial Markets and the Allocation of Capital[J].Journal of Financial Economics,2000,58（1）：187-214.

[13]McKinnon,R.I.Money and Capital in Economic Development[M].Washington,DC:Brookings Institution,1973.192-245.

[14]Shaw,E.Financial Deepening in Economic Development[M].New York:Oxford University Press,1973.17-28.

[15]尹希果，桑守田.地方政府財政干預、金融發(fā)展與區(qū)域資本配置效率[J].貴州財經學院學報，2010，（1）：41-46.

[16]Swamy,P.A.V.B.Efficient inference in a random coefficient regression model[J].Econometrica,1970,38（2）：311-323.

[17]潘文卿.中國的區(qū)域關聯(lián)與經濟增長的空間溢出效應[J].經濟研究，2012，（1）：54-65.

[18]潘文卿，張偉.中國資本配置效率與金融結構相關性研究[J].管理世界，2003，（8）：16-23.

[19]趙勇，雷達.金融結構與經濟增長：生產率促進抑或資本形成[J].世界經濟，2010，（2）：37-50.

[20]楊龍，胡曉珍.金融結構規(guī)模、效率改善與經濟增長[J].經濟科學，2011，（1）：38-48.

[21]王守坤.政府與金融的政治關聯(lián)：經濟效應檢驗及中介路徑判斷[J].經濟評論，2015，（5）：3-20.

[22]師博，沈坤榮.政府干預、經濟集聚與能源效率[J].管理世界，2013，（10）：6-18.

[23]張成思，朱越騰，蘆哲.對外開放對金融結構的抑制效應之謎[J].金融研究，2013，（6）：16-30.

[24]周麗麗，楊剛強，江洪.中國金融結構速度與經濟增長可持續(xù)性——基于區(qū)域差異的視角[J].中國軟科學，2014，（2）：58-69.