《中国区域金融发展差异的解释——基于劳动分工理论与Shapley值分解方法.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《中国区域金融发展差异的解释——基于劳动分工理论与Shapley值分解方法.doc（13页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、李 敬等 : 中国区域金融发展差异的解释 中国区域金融发展差异的解释 基于劳动分工理论与 Shapley 值分解方法 李 敬 冉光和 万广华 内容提要 : 中国区域金融运行严重失衡 , 对中国经济金融发展造成了不利影响 。 本文 建立了一个基于劳动分工理论的 、 涵盖教育和创新的金融发展模型 , 并运用 1992 2004 年的省际面板数据估计出区域金融发展的协整方程 。 然后以协整方程为基础运用夏普里 值 ( Shapley value) 分解法对中国区域金融发展差异进行分解 。 研究发现 , 区域金融发展水 平和商品交易效率 、 金融交易效率 、 投资品的生产弹性系数 、 地区人均受教育年
2、限 、 社会福 利水平之间具有稳定的协整关系 。 分解结果显示 , 各省市区之间经济地理条件和国家制 度倾斜等方面的差异是形成区域金融发展差异的主要原因 , 其平均贡献率为 39 78% ; 由 于先行优势和试点效应 , 在金融改革活跃时期 , 这种影响更 加显著 。 人均受教育年限是区 域金融发展差异的第二大贡献因素 , 其平均贡献率为 36 23% 。 商品交易效率与金融交 易效率对区域金融发展差异也具有重要贡献 , 其平均贡献率分别为 13 08% 和 8 96% 。 关键词 : 区域金融发展 劳动分工 夏普里值 差异分解 一、引 言 随着中国改革的深化 , 金融机构在区域间的布局日趋不
3、平衡 , 区域金融发展 呈现出典型的 二 元 !特征。特别是 1997 年后 , 国有银行逐步定位于经济发达地区 , 大量金融活动向中心城市集中 ; 与此同时 , 欠发达地区金融发展相对迟缓 , 金融活动数量和规模明显偏低 , 金融形式落后 ( 巴曙松 , 1998) 。中国人民银行发布的 2005 年中国区域金融运行报告 #显示 , 2005 年末 , 全国各地区各类银 行业金融机构共计 20 余万家 , 从业人员 260 万人 , 金融资产总额 37 万亿元。而区域金融运行呈现 明显的不均衡性。东部地区聚集了中国 4 大国有商业银行和 12 家股份制商 业银行的总部 , 拥有全 国金融机构
4、总数的 38% 、金融从业人员的 43% 和金融资产总额的 61% ; 西部地区的金融机构数、金 融从业人员和金融资产分别只占全国总量的 28% 、 23% 和 27% 。从银行体系资金来源来看 , 大部 分存款集中在东部地区。 2005 年末 , 人民币储蓄存款位居前六位的省份为广东、江苏、山东、浙江、 上海和北京 , 共占全国储蓄存款总额的 45% , 其中广东接近 2 万亿元 , 江苏超过 1 万亿元 ( 中国人民 银行 , 2006) 。 金融是现代经济运行的核心与枢纽 , 区域金融 运行失衡 , 对中国经济金融发展至少具有两个方 面的不利影响。第一 , 区域金融运行失衡 , 必然会加
5、剧区域经济发展失衡。王小鲁和樊纲 ( 2004) 、 万广华 ( 2004) 、 Zhang Jun、 Guanghua Wan 和 Yu Jin( 2007) 的实证研究显示 , 地区资本投入差异是中国 区域经济发展差距形成的重要贡献因素 , 沿海地区与内陆地区经济发展的差异在很大程度上可由 * 李敬 , 重庆大学贸易与行政学院 , 重庆大学经济与工商管理学院 , 邮政编码 : 400044, 电子信箱 : ljfcm 163. com; 冉光 和 , 重 庆大学贸易与行政学院 ; 万广华 , 复旦大学经济学院 , 邮政编码 : 200433。衷心感谢宁波大学熊德平教授、西南大学温涛博士和
6、匿名 审稿人对本文提出的富有启发性的建议 , 感谢国家社会科 学基金重点项目 ( 项目编 号 : 06AJY008) 和重庆 社会科学 基金项目 ( 2006 JJ17) 的资助。 42 * 2007 年第 5 期 区域金融发展差异来解释。第二 , 在区域金融 发展水平存在明显差异的背景下 , 货币政策在不同区 域的传导方式存在较大差别 , 不同区域对货币政策的反应也存在不同 , 其结果是 , 经济金融政策的 执行成本增加 , 经济金融体制改革和宏观政策的有效性降低 , 甚至部分金融政策可能对一些区域产 生抑制效应 , 导致货币政策失灵 ( 曾康霖 , 1995) 。因此 , 要实现区域经济协
7、调发展 , 提高中国经济金 融体制改革和宏观政策的有效性与针对性 , 迫切需要对区域金融发展差异的形成原因进行深入研 究。 关于中国区域金融发展差异的解释 , 唐旭 ( 1995) 、贝多广 ( 1995) 、张军洲 ( 1995) 、殷德生和肖顺 喜 ( 2000) 、刘仁伍 ( 2003) 、周立 ( 2004) 、赵伟 ( 2006) 、冉光和 ( 2006) 等已进行了先行研究 , 但本文与以 上文献相比有三个重要区别 : 一是现有文献大多是基于新古典的宏观经济原理而展开的区域层面 分析 , 由于新古典经济学忽略了分工与专业化问题 , 只关注资源配置问题 ( 杨小凯 , 2003) ,
8、 很自然 地 , 大多现有文献忽视了金融发展、劳动分工与经济发展的内在联系 , 因此对区域金融发展差异的 解释可能是不全面的。基于此 , 本文试图 从新兴古典经济学的劳动分工理论出发 , 建立基于分工理 论的金融发展模型来阐释区域金融发展差异问题 , 以弥补现有研究的不足。二是现有文献多数采 取区域总贷款或总存贷款之和与 GDP 之比来反映区域金融发展水平 , 但由于银行对国有企业的 被迫 !贷款大量存在 , 因 此这一方法可能 高估了部分区 域的金融发展 水平 ( Zhang Jun、 Guanghua Wan 和 Yu Jin, 2007) 。本文用回归方法分解出银行非国有企业贷款 , 用
9、银行非国有企业贷款与 GDP 之比来反映区域金融发展水平 , 因此更显合理性。 三是现有文献大多是对区域金融发展差异的描 述性解释 , 缺乏针对中国区域金融发展差异形成原因的定量分析。本文基于分工理论 , 建立金融发 展模型与区域金融发展的回归方程 , 然后以回归方程为基础 , 用夏普里值 ( Shapley value) 分解法对 中国金融发展的区域差距进行分解 , 定量分析各种因素对区域金融发展差异的影响。因此 , 本文将 区域金融发展差异的解释由一般的定性分析推向了定量分析。本文以下内容是这样构成的 : 第二 部分是一个基于劳动分工理论的金融发展模型 ; 第三部分是基于面板数据的金融发展
10、模型估计 ; 第 四部分是基于夏普里值的区域金融发展差异分解 , 第五部分是结论性评述。 二、一个基于劳 动分工理论的金融发展模型 ( 一 ) 模型的基本假定与说明 Yang( 1999) 建立了一个基于完美期货交易的两时期新兴古典投资和储蓄模型。本文的模型是 在 Yang( 1999) 模型基础上建立起来的 , 但与 Yang( 1999) 模型有四个重要区别。第一 , 本文的模型是 一个金融发展模型 , 反映金融发展水平由哪些因素制约 , 而 Yang ( 1999) 模型是一个投资和储蓄模 型 , 主要用来解释人际借贷与分工和 经济增长的关系。第二 , 模型中去掉了 Yang( 1999
11、) 模型关于完 美期货交易的假设 ( 因为此假设与中国实际经济运行不符 ) , 在两时期的经济中引入了货币与银行 系统 , 借贷通过银行以货币为载体进行 , 借贷成本受金融市场 交易成本制约。第三 , 模型中假定 商品市场交易成本与金融市场交易成本不相等 ( 而 Yang 模型没有考虑金融市场交易成本 ) , 这样不 仅更加符合实际情况 , 同时也便于分析金融交易效率对金融发展水平的影响。第四 , 本模型主要用 来分析区域金融发展差异问题 , 所以在模型中进一步引入 了生产者 消费者的个体特征与面临的 外部约束条件。考虑到交易主体的受教育程度是影响生产效率与消费决策的最重要因素 , 因此在 生
12、产者 消费者的众多个体特征中 , 我们抽象掉其他的特征 , 仅用受教育程度来反映生产者 消费 者的个体特征。同时 , 为了简化模型 , 在生产者 消费者面临的外部约束中 , 我们仅分析创新的激 励条件对金融发展的影响。根据 Dixit 和 Stiglitz( 1977) 的产品多样化理论 , 投资品的出现就是技术 由于本模型没有考虑资本市场 , 因此文中的金融市场指的是以银行为中介的借贷市场。 43 李 敬等 : 中国区域金融发展差异的解释 进步与创新 , 本模型分析创新的激励条件对金融发展的影响时 , 主要从激励投资品生产的视角来进 行。因此 , 本模型是一个基于分工的、涵盖教育和创新的金融
13、发展模型。 综合起来 , 对本文的模型可做如下描述 : 假定有一个仅有两个时期的 经济系统 , 产品只有一种 消费品和一种投资品 , 有 M 个天生相同的生产者 消费者 , 决策集是一个连续统。经济系统中有 一个外生的银行系统从事存贷业务 , 个人之间不进行借款活动。 消费品可以只用劳动进行生产 , 也可以用劳动加上投资品来生产。假定人们既可以自给任何产品 , 也可以从市场上购买。在时间 t ( t = 1, 2) 自给的消费品和投资品的数量分别用 yt 和 xt 表示。在时期 t 的消费品售卖量和购买量 分别是 yt 和 y t , 投资品的售卖量和购买量分别是 x t 和 xt , x 和
14、 y 在商品市场上的交易效率系数为 k 1 ( 0 a( t ) 0, 主要是保证 y 的生产具有专业化的熟能生巧经济。如果一个人在时期 t - 1 和 t 之间不转换 工作则 = 0, 否则 = 1。 l 为一个人在一个时期能够提供的总劳动时间 , 各期均相等。为了保证 由于信息不对称 , 仅依靠个人之间进行融资只能是小范围、小额 度的 , 与之 伴随的是 低下的分 工水平和 生产水平。银 行 等金融机构的出现会扩大融资范围 , 便利交易 , 但同时也会产生 交易成本。尽管如此 , 有金融机构 的经济总 体上优于 仅靠个人 之 间进行借贷的经济。为了模型分析的方便 , 我们假定个人之间不进行
15、借款活动。 44 s d s d d d u2 U= u1 + ( 3) p s d a ( t) p s d d 在一个时期内有消费品的产出 , 约定 B ( Edu ) 在 0 和 1 之间。 L yt 2007 年第 5 期 是直到时期 t 在商品 y 生产上累积 的劳动量 , 可以看成是人力资本 , 其值由 ( 6) 式决定。 ( 6) 式中 Lyt- 1 代表上一期累积的劳动量 , lyt 代 表一个人在时期 t 分配在商品 y 生产上的时间 , ly 0 代表零时期在商品 y 生产上的时间 , 假定为零。 ( 三 ) 投资品的生产函数 假定在生产投资品 x 时有一个固定 的学习成本
16、是 A , 其大小与生产者的教育水平 Edu 相关。 但为了模型的简化和保证有投资、储蓄与借贷行为的出现 , 规定 A = l ( l 意义同前 ) , 投资品不可能 在第一时期内出现。个体的受教育程度对投资品生产的影响主要体现在生产投资品的专业化经济 程度上 ( 受教育程度低的个体 , 虽然专业生产某种产品 , 其生产率的提高速度可能比受教育程度高 的生产者要慢 ) 。同样考虑到一次学习 , 一生受用 , 如果在第一时期生产投资品 , 第二时期还是生产 投资品 , 则在第二时期 A 为零。假定有专业化熟能生巧经济 , 则一个人的投资品 x 的生产函数为 : xt = xt + xt = Ma
17、x ( w ) ( Lxt - A ) , 0 ( 7) Lxt = Lxt- 1 + lxt , l x0 = 0 ( 8) ( 7) 式中 x t 、 xt 和 xt 分别是时期 t 投资品的生产量、自给的投资品数量和售出的投资品数量 ; 对于个体而言 , 可以生产投资品 x , 也可以不生产投资品 x , 决策在于权衡收 益的大小。 ( w ) 是一 个创新动力因子 , 其值在 0 和 1 之间 , 反映外部条件对投资品生产的激励作用。从产品多样化理论 来看 , 投资品 x 的生产实际上是一种创新活动 , 这种创新具有正向的外部性 , 同时由于投资品在第 二期才能产出 , 因此投资品 x
18、 的生产面临较大的风险。自主生产投资品的行为可能会因外部性与 风险问题大大弱化 ( Dixit , St iglitz, 1977) 。一个地区的社会福利水平与风险投资行为密切相关 , 因此 设定 ( w) 创新动力因子为地区社会福利水平 w 的函数。 Lxt 是直到时期 t 在投资品 x 生产上累积 的劳动量 , 其值由 ( 8) 式给出。 ( 8) 式中 lxt 为在时期 t 分配在投资品 x 生产上的时间。 lx 0 代表零期 在投资品 x 生产上的时间 , 假定为零。如果一个人在时期 t - 1 和 t 之间不转换工作则 ( 7) 式中 = 0, 否则 = 1。 b( Edu) 为生产
19、投资品的专业化经济程度。其大小主要决定于个体受教育程度 , 因此设定 b 为个体受教育程度的函数 , b= b( Edu) 。设定 b ( Edu ) 1 主要是保证投资品 x 的生产 具有专业化的熟能生巧经济。 还需说明的是 , 一个人可能选择专业生产投资品 x 或消费品 y , 或同时生产两种产品 , 但其面 临劳动总量的约束 , 一个人在一个时期可用于生产的劳动总量为 l , ( 9) 式是其劳动约束 : l yt + lxt = l , lit % 0, l ( 9) ( 四 ) 模型的均衡分析 根据模型设定和文定理 ( Wen, 1998) , 可行的市场结构有两种 , 一种是所有人
20、都在两个时期 自给自足 ( 市 场结构 C) , 没有投资品和消费品的贸易。第二种是市场结构 D , 有投资品和消费品的 贸易 , 是一个有劳动分工的结构。 对于市场结构 C 而言 , 由于没有投资品和消费品的贸易 , 根据 ( 1) 、 ( 3) 、 ( 4) 、 ( 5) 、 ( 6) 、 ( 9) 式 , 可 以得到市场结构 C 的均衡结果。其总贴现人均真实收入为 : 1 + r ( w ) 1 + r ( w ) 在市场结构 D 中有两类人 , 一类是专门生产投资品的个体 , 另一类是专门生产消费品的个体。 市场 均衡的结果是两类个体的效用相等。对于专门生产投资品的个体而言 , 在第一
21、期从事投资品 生产学习而没有产出 , 其消费需通过银行贷款获得货币资金然后从市场上购买消费品 ; 在第二期进 最优决策不会卖一种以上的商品 , 不会同时卖和买同种商品 , 不会买和生产同种产品 ( 见 Wen, 1998) 。 45 p s b( Edu) p s u2 U(C) = u1 + = ln( l - B ( Edu ) ) + ( 10) 李 敬等 : 中国区域金融发展差异的解释 行投资品的生产 , 并将生产的投资品全部卖掉 , 售卖投资品所获得的货币收入用于归还贷款和购买 第二期内的消费品。因此 , 专门生产投资品个体的决策问题是 : t s. t. x 1 = 0, x 2
22、= ( w ) ( lx1 + lx2 ) , lx1 = lx2 = l , px2 x 2 = y 1 + py2 y2 其中 p i2 是用第一期的消费品表示的商品 i ( i = x , y ) 在第二期的价格 ( 假定第一期的消费品为 计价物 ) , y1 是专门生产投资品个体在第一期的贷款量 ( 也是其在第 一期内的消费量 ) , Ux 为专门 生产投资品个体的总效用函数。运用一般解最优化问题的方法 , 可以得到 ( 11) 式的解 : 2+ r ( w ) 2+ r( w ) p y2 1+ r ( w ) 2+ r( w ) 1+ r( w ) 对于专门生产消费品 y 的个体
23、, 设其总效用函数为 Uy , 其最优动态决策解为 : x 2 = ( 2a( t ) k1 lp y2 ) y1 = l - B ( Edu) - ( 1+ r( w ) ) ( 1 - a( t ) ) 2p y2 l ( a( t ) k1 px2 ) ( 2 + r ( w ) ) y2 = ( 1+ a( t ) + r ( w ) ) 2l ( py2 a( t ) k 1 px2 ) - ( l - B ( Edu) ) p y2 ( 2+ r ( w ) ) 1+ r ( w ) 1+ r ( w) 假定两类个体可以自 由选择生产模式 , 市场均衡的结果是两类个体的总贴现效用相
24、等。即 : Ux = Uy ( 12) 假定 Mi 代表出售商品 i 的人数。将 Mi 乘以个体的需求和供给 , 便可以得到市场的需求和供 给。两种商品在两个时期的市场出清条件是 : Mxx 2 = Myx 2 , Mxyt = Myy t , t = 1, 2 ( 13) 由 ( 12) 式和 ( 13) 式可以解出市场结构 D 的角点均衡值 : ( w ) ( 1 + r ( w ) ) k 1 k2 ( 2l ) ( 2l ) ( 1+ r ( w) ) Mx 2 - a( t ) + r ( w ) 而其总贴现人均真实收入 U( D ) 为 : 1 + r ( w ) ln( 2- a
25、( t ) + r ( w ) ) - ( 2 + r ( w ) ) ln( 2+ r( w ) ) + a( t ) ( lna( t ) + ln ( w ) + 2lnk1 2 + r ( w ) ( 五 ) 金融 发展模型的推导 在模型推导前 , 先要确定好金融发展水平的度量指标。 Goldsmith( 1969) 曾提出用金融相关比 46 d ln( k1 y 2 ) MaxUx = ln( k1 k 2 y 1 ) + ( 11) d y s s b( Edu) s d d d b( Edu) (1 + r ( w ) ) ( w ) ( 2l ) px2 px 2 x2 = (
26、 w ) ( 2l ) , y 1 = , y 2 = lnp 2+ r( w ) U = - + lnk + ln( 1+ r ( w ) ) d a( t) 1 ( 1- a( t) ) s a( t) 1 ( 1- a ( t) ) 2 a( t ) 1 (1- a( t) ) 2+ r ( w ) a( t ) 1 (1- a( t) ) Uy = ln l - B ( Edu) + ( 1- a( t ) ) 2py2 l ( a( t ) k 1 p x2 ) lnp - ln( 2 + r ( w ) ) + ln( 1 + r ( w ) ) - s d d s ( l - B
27、 ( Edu) ) ( 2- a( t ) + r ( w ) ) P = (14) b(Edu ) a 2- a( t) + r ( w ) 1+ r( w ) 2 a(t ) ( w ) k 1 k 2 Py2 = a( t) b( Edu) ( 15) 1+ r ( w) 2+ r ( w) y 1 2 =( 16) ln( 2l ) U( D) = ln( l - B ( Edu) ) + ( 1+ a( t ) b ( Edu) ) + ( 2- a( t ) + r ( w ) ) 1 + r ( w ) + lnk2 ) ( 1+ r( w ) ) ( 17) 2007 年第 5
28、 期 率 ( FIR ) 即全部金 融资 产价 值与 全部 实物资 产 ( 即 国民 财富 ) 价值 之比来 度量 金融 发展 水平。 Mckinnon( 1973) 在研究发展中国家的金融抑制与金融深化时 , 采用货币存量 ( M 2 ) 与国民生产总值 之比来衡量一国的金融发展水平。 King & Levine( 1993) 采用三个指标衡量金融发展水平 : 一是金融 中介的流动负债占 ( 实际上用广义货币 M3 或 M2 来衡量 ) GDP 的百分比 , 这一指标用以反映金融系 统的相对规模 ; 二是商业银行和中央银行在总的信用余额中所占的相对份额 , 用以反映金融系统的 结构和风险控制
29、能力 ; 三是银行系统向私人和公共系统的信贷数量 , 用以 反映金融系统的效率。 Odedokun( 1996) 在对发展中国家金融发展与经济增长效率的研究中同样采用了货币存量对 GDP 比 率 ( M2 GDP) 和信贷存量对 GDP 比率来反映金融发展水平。综合这些相关研究 , 基于本模型的设定 环境 , 用银行贷款与总产出来反映金融发展水平。 由于在 市场结构 C 中没有贷款出现 , 只有在市场结构 D 中才有储蓄和贷款 , 因此制约分工从 自给自足的市场结构 C 向完全分工的市场结构 D 转变的因素都是影响金融发展水平的重要因素。 而基于市场均衡的分析结果 , 市场结构 D 的出现 ,
30、 首先要求 y 1 的值在基本生活需求临界点以上。 因为 y 1 是专门生产消费品个体的消费品卖出量 , 也是专门生产投资品个体在第一期的消费品来 源 , 如果 y 1 不能满足投资品生产者最基本的生活需要 , 即消费品生产者的生产剩余太少 , 则每个人 都必须从事消费品生产才能生存 , 市场结构 D 便不会出现。根据市场均衡分析结果 , 可以对 y 1 有 如下推导 : y 1 = l - B ( Edu) - ( 1+ r ( w ) ) ( 1 - a( t ) ) 2py2 l ( a ( t ) k1 px2 ) ( 2 + r ( w ) ) 将 ( 14) 式和 ( 15) 式代
31、入 , 则 : 2+ r ( w ) 由于要保证 y 1 大于一个生活基本需要的临界值才可能出现劳动分工与贷款 , 所以影响 y 1 的 三个因素 a( t ) 、 r ( w ) 、 B ( Edu) 都是制约金融发展水平的重要因素。但需要注意的是 , 对于第一时 期的决策而言 , 即使 a( t ) 足够大和 r( w ) 足够小 , 只要 B ( Edu) 太大 , 即学习成本太高 , 分工不会出 现。 从自给自足的市场结构 C 向完全分工的市场结构 D 转变的第二个关 键条件是 U ( D ) U ( C) 。即要保证市场结构 D 下的人均总贴现收入大于自给自足条件下的收入 , 要求
32、( 19) 式的结果 大于零 : 1+ r ( w ) - ( 2 + r ( w ) ) ln( 2+ r ( w ) ) + a( t ) ( ln a( t ) + ln ( w ) + 2lnk1 2 + r ( 19) 式的结果要大于零 , 则要求投资品的生产弹性系数 a( t ) 、在投资品生产上的专业化经济 程度 b( Edu) 、创新的激励水平 ( w ) 、商品市场的交易效率 k 1 、金融市场 ( 银行信贷市场 ) 的交易效 率 k 2 的值足够大 , 而主观贴现率 r ( w ) 的值较小。综合 ( 18) 式和 ( 19) 式的分析结果 , 金融发展水平 主要由 B (
33、 Edu ) 、 a( t ) 、 b( Edu) 、 ( w ) 、 k 1 、 k2 、 r ( w ) 七个因素决定。 B ( Edu) 与 b ( Edu) 主要由受教 育程度决定 , ( w ) 和 r ( w ) 受福利水平决定 , 所以七个因素可以合并成五个因素。基于劳动分工理 论的金融发展模型可以表述为 : F = F( a ( t ) , Edu, w , k1 , k 2 ) ( 20) 现在进一步假定处于分工的市场结构 D 下 , 用银行贷款与总产出来反映金 融发展水平 , 则金 融发展水平 F 由下式给出 : 47 s s s s s a( t) 1 ( 1- a (
34、t) ) s y = (18) s s ln( 2l ) U(D ) - U( C) = a( t ) b( Edu) + ( 2- a( t ) + r ( w ) ) ln( 2- a( t ) + r ( w ) ) 1 + r + lnk ) ( 1+ r ( w ) ) ( 19) 李 敬等 : 中国区域金融发展差异的解释 F = y d 1 M x (21) y p 1 M y 根据市场均衡结果 , y d 1 = ( 1+ d r ( w ) ) 2+ ( w ) ( 2l ) r ( w ) b( Edu ) p x2 ,将 ( 14) 式和 ( 15) 式代入 , 则 : p
35、 y 1 = ( l - B( Edu) ) ( 2 - ( 2+ r( w ) ) ( k a ( t ) + 1 2 ) r( w ) ) (22) y 1 = l - B ( Edu ) , 再将 ( 16) 式和 ( 22) 式代入 ( 21) 式 , 得 : 2 + r ( w ) ( 23) 因此 , 在完全分工的条件下 , 金融发 展水平 F 主要决定于 a ( t ) 和 r ( w ) 。由于 a( t ) 是一个基 于时间的变量 , 对于同一时期呈现的金融发展差异 , 并不会由 a( t ) 产生。因此在完全分工的条件 下 , 金融发展差异主要来自于主观贴现率 r ( w
36、) 。需要说明的是 , 对于转轨经济而言 , 在商品交易与 金融交易中还有太多的制度障碍 , 分工水平相对低下 , 金融发展水平主要是由 ( 20) 式给出的因素决 定 , 同时地区间金融发展水平的差异也主要是由这些因素引起。 三、基于面板 数据的金融发展模型估计 夏普里值分解 法要求事先估计出区域金融发展的回归方程。本部分利用中国省际数据对 ( 20) 式的金融发展模型进行估计。 ( 一 ) 变量、数据与计量模型设定 对于各省市区的金融发展水平 F, 大多文献用各省市区银行总贷款与 GDP 之比来反映。但由 于国有银行大量指令性贷款的存在 , 银行总贷款与 GDP 之比可能高估了部分地区的金
37、融发展水 平。 Zhang Jun、 Guanghua Wan 和 Yu Jin( 2007) 提出用银行非国有企业贷款与 GDP 之比来反映金融 发展水平更为合适。但银行非国有企业贷款的数据无法获取 , Zhang Jun、 Guanghua Wan 和 Yu Jin ( 2007) 基于银行国有企业贷款比例与国有企业产出份额的密切关系 , 用回归方法进行了数据分离。 本文在对区域金融发展水平 F 的估计时也借鉴了该种方法 ( 具体方法参见 Yang, 1999) 。 根据 20 式可知 , 从分工视角来看 , 决定金融发展水平的变量主要有 a ( t ) 、 Edu 、 w 、 k 1 和
38、 k2 五 个。由于前面的金融发展模型是基于市场机制建立的 , 而中国在 1992 年后才开始全面的市场化改 革 , 所以将实证数据的时 间跨度定为 1992 2004 年。另外 , 中国的经济金融数据大多存在 结构断 点 !, 由此可能影响到实证结论的可靠性。梁琪和滕建州 ( 2006) 的分析发现 , 中国宏观经济和金融 总量数据的 结构断点 !大多在 1992 年之前。因此 , 选择 1992 2004 年的面板数据 , 可以不考虑 结 构断点 !问题。由于西藏、海南资料不全 , 重庆在 1997 年后才成立 , 其数据合并到四川省 , 最终的数 据仅涉及 28 个省市区。投资品的产出弹
39、性系数在同一时期不同区域之间并无明显差异 , 因此 a ( t ) 主要受时间的影响 , 在实证中用时间虚拟变量来代替 a( t ) 。 Edu 用各省市区平均受教育年限 来反映 , 其值通过历年 中国人口统计年鉴 #公布的人口受教育结构数据换算而来。换算的方法和 部分年份的缺失值与万广华、陆铭和陈钊 ( 2005) 的估计方法相同。社会福利指标 w 用历年 中国 统计年鉴 #公布的各地区城镇社区服务设施和农村社会保障数据 ( 部分年份的缺失值用面板数据回 归方程进行估计 ) , 先换算成城乡的人均占有水平 , 然后通过因子分析合并成社会福利指数 w 。对 于商品市场交易效率系数 k 1 ,
40、借鉴 Yang( 1991) 的做法 , 用交通条件来间接地反映 , 本文采用公路密 集度和铁路密集度 ( 公里 万平方公里 ) , 运用因子分析 , 将两个变量合并成交通条件指数来代表商 品市场交易效率。金融市场交易效率 k 2 主要指的是银行的贷款效率 , 用银行总贷款与银行总存款 之比来反映。 48 1+ r( w ) 2+ r( w ) a( t ) F= 2007 年第 5 期 ( 20) 式的金融发展模型没有给出一个可计量的数学关系式 , 我们根据拟合优度选择如下半对 数面板模型作为计量分析模型 : log( Fit ) = iT t + !iEduit + iw it + #i
41、k1it + ik2it + C + di + %it ( 24) 模型中 F 是各省市区银行非国有企业贷款与 GDP 之比 , T 是时间虚拟变量 ( T = 1992, 1993 & 2004) , 反映 a( t ) 随时间的变化 , Edu 是各省人均受教育年限 , w 是社会福利水平指数 , k1 代表商品 市场交易效率 , k 2 代表金融市场交易效率 , C 为共同截距 , di 为截面虚拟变量 , %it 为随机扰动项。 下标 i 是各省市区的标识 ( i = 1, 2, &28) , 下标 t 是各年份 ( t = 1992, 1993 &2004) 的标识。 !i 、 i
42、、 #i 、 i 分别是人均受教育程度、社会福利水平、商品 市场交易效率和金融市场交易效率对金融发展 水平的影响系数。根据理论模型 , 我们预计 !i 、 #i 和 i 的系数为正 , 而 i 处于不确定状态。主要 是社会福利水平越高 , 人们的储蓄意愿会下降 , 主观贴现率 r( w ) 会增大 , 而根据 ( 23) 式金融发展水 平与 r( w ) 呈反向关系 , 因此社会福利水平通过影响主观贴现率 r ( w ) 从而对金融发展水平有负向 影响。但社会福利水平越高 , 创新的激励水平 ( w ) 会提高 , 从而对金融发展水平有正向影响。因 此 i 的值取决于正向与负向 的影响程度。如
43、果正向影响大于负向影响 , 则其值为正 , 反之为负。 而如果正向与负向的影响相差不大 , 其值趋向于零 , 则社会福利水平对金融发展水平不会产生显著 影响。 ( 二 ) 各变量的面板单位 表 1 log( F ) 、 Edu、 w 、 k 1 和 k 2 五变量的单位根检验结果 & Chu t Shin W stat Chi square Chi square D log( F ) - 15 3548 - 11 4287 218 8180 330 8590 检验。面板数据单位根检验 Edu - 1 7897 4 7962 14 1798 12 5572 的方法较多 , 但每种 方法都 DEdu - 21 6541 - 16 6121 300 9850 509 7110