我国区域金融生态运行效率的模型估计结果和分析

通过Hausman检测结果可知，本文所采用的Durbin模型拒绝随机效应，采用固定效应。表7-2列举出了空间Durbin计量模型回归结果。不考虑非期望产出，空间自回归系数ρ均可通过1%的显著水平，说明我国各省区金融生态运行效率有空间溢出效应。空间自回归系数ρ在不纳入非期望产出的情况下为0.35，比考虑非期望产出情况下的空间自回归系数值大。说明空间溢出效应平缓了我国各地区金融生态运行效率的空间差异，实现了我国各省（区）金融生态运行效率的整体提高。所以，以往文献不考虑非期望产出测算出的各地区金融生态效率偏离了金融生态发展状况的实际状况。从估计系数来看，考虑和不考虑非期望产出时，各个变量对金融生态效率的作用与前文假说大体一致。

经济增长变量：关于金融发展与经济增长之间的关系，经典金融发展理论的观点为：发达国家金融是需求跟随型的，经济增长引起了金融的需求；发展中国家金融发展是供给导向型的，金融的发展促进了经济进步。虽然这种假说是衡量金融发展与经济增长之间的关系，但这一假说可以作为本文的经验参考，经济发展必然会影响到金融生态系统的正常运行。实证结果显示，当期经济发展水平的系数显著为正，但数值较小，表明当期的区域经济发展水平短期内对金融生态运行效率的提高产生的作用比较小。滞后一期的经济发展水平系数显著为正，且数值较大，表明区域经济的长期增长，必然会显著提升金融生态运行质量和效率。这一结论证实了理论预期，即经济发展的初级阶段，政府更强调金融扩张，疏忽了金融运行质量的提高和金融生态建设，但是当经济发展到一定程度后，政府和金融部门会更加关注金融生态环境的建立，开始通过金融深化提高金融生态系统的运行效率。

对外开放程度：当期和滞后一期的对外开放水平系数都显著为正，这一结论与预期假说一致，表明金融的国际化会提升本地金融生态运行效率。当期对外开放涉及回归系数是0.09。进出口总额在国内生产总值比例中每提高一个点，金融生态效率就会提升0.09。在短期来看，金融业的对外开放短期看，其势必导致海外资本和金融机构涌入我国，尤其是东部沿海开放省区，如北京、上海、广东等。海外先进的金融管理经验和金融工具会短期内极大地提升国内金融机构的业务管理水平，降低成本，提升绩效，进而提高金融生态运行效率。这也说明对外开放的技术示范效应在金融生态系统中发挥了作用。对于滞后一期的对外开放变量中，系数尽管为正，但是数值较小，说明金融开放的示范效应仅仅在经济发展或金融发展的初期能释放明显效应，随着金融发展程度的提高，这种示范效应会逐步释放，其影响作用会变小。

政府干预程度：当期政府干预程度变量系数并不显著，而滞后一期的政府干预程度变量显著为负数，说明短期内政府对金融系统的干预并未表现出明显的负面性，但是从长期来看却对金融生态系统造成了负效应。政府干预程度每提高一个百分点，金融生态运行效率降低0.24百分点。这也表明我国金融体制改革是政府主导型的，在市场化改革的背景下，需要重新设计政府在金融体制改革中的定位和功能。政府的过度干预尽管短期内不会给金融生态系统造成明显的负面性，但是可以发现的是，政府干预过多的中西部省区金融生态运行效率是偏低的，而且长期内政府过度干预对金融生态环境的负面影响是不容忽视的。今后在制定金融政策时，需要减少地方政府对金融系统的依赖和干预，给予金融机构更多的决策自主权。

人力资本投资：不管是当期还是滞后一期的人口受教育程度变量系数都显著为正，相对于短期影响相比，在长时期内对金融生态运行效率的影响要大，即人口受教育年限每提高一个单位，金融生态运行效率会提升0.35个百分点。表明不论是长期还是短期来看，较高的人力资本存量会提高金融生态运行效率，一方面体现在金融机构的从业人员管理能力提高，一方面体现在当地人对金融生态环境及金融投资意识的加强。

制度环境：当期和滞后一期的非国有化程度变量系数均显著为正，从估计数值来，两者差别不大，这种影响在短期和长期内都未发生明显变化。说明金融系统的市场化改革显著提升了金融生态运行效率。非国有化比重越高，运行效率越高。相对于国有企业而言，民营企业更加关注金融机构的管理效率，更加注重对金融生态环境的保护，我国的市场化改革能有效提升金融生态运行质量和效率。今后在进一步深化市场化改革的同时，要加大对国有经济对金融生态环境的监控，作为优化配置金融资源的重要环节。

金融深化水平：当期和滞后一期的金融深化变量系数都是正的。当期金融深化变量每增加一个单位，金融生态运行效率提升0.44个百分点，而且该系数在所有影响变量中估计系数值最大，且通过了显著性水平。这说明短期内金融深化程度的高地显著影响当地的金融生态运行效率。但是滞后一期的金融深化变量系数虽然为正，但未通过显著性检验，这说明长期的金融增长没有显著影响提升效率。这一结果表明，要短期内迅速提升当地金融生态运行效率，可以通过培育当地金融生态环境所需的资金需求和基础设施，扩大金融产业的数量和规模，提高金融产业在本土经济中的比重等渠道，这种数量扩张型的金融发展无疑能有效地改善区域金融生态系统。但是，当金融生态系统建设所需的资金供给面得到满足后，长期来看，当地金融规模的持续扩张对金融生态运行效率的改善作用开始递减。这也意味着未来金融深化的方向是，各地需要关注金融规模的适度发展，同时要将重点放在如何提高金融系统运行质量上来，要逐步改革以国有银行为主的金融结构以及以国有大企业贷款为主的融资结构，从而提升金融深化对金融生态运行效率的长期影响效果。

表7-2　模型的回归结果

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数据来源：笔者计算整理。

但是空间Durbin模型回归系数不能够完全地反映出因变量随着自变量变化的过程，需要借助间接效应、直接效应和总效应来反映，如表7-3所示。

表7-3　解释变量的总效应、直接效应和间接效应

数据来源：笔者计算整理。

空间Durbin计量模型的总效应之中，纳入非期望产出时我国各省份人均GDP、进出口总额占比、人均受教育年限、非国有产值占比、存贷款总额占比对所有省份金融生态运行效率造成显著正向影响，而我国各省份的税收占比对所有省份金融生态运行效率造成显著负向影响；而不考虑非期望产出情况下总效应中进出口总额占比、非国有产值占比变成不显著影响。借助增减以上因素，不仅可促进本省份的金融生态运行效率有效提高，还可带动其他地区共同提高。

空间Durbin计量模型的直接效应中，纳入非期望产出时我国各省份的人均GDP、进出口总额占比、非国有产值占比、存贷款总额占比对本省份金融生态运行效率造成显著正向影响，我国各省份税收占比因素对本省份金融生态运行效率造成显著负向影响；我国各省市人均受教育年限因素对本省份金融生态运行效率影响不显著；而不考虑非期望产出情况下直接效应中进出口总额占比、非国有产值产比变成不显著影响。各省份控制这些因素可促使本省金融生态运行效率有效提高，但是不能拉动其他地区一同提高。

空间Durbin计量模型的间接效应之中，纳入非期望产出时我国各省人均受教育年限、存贷款总额占比对除本省外其他省金融生态运行效率造成显著正向影响，我国各省的人均GDP、税收占比对除本省之外的其他省份的金融生态运行效率产生明显的负向作用，进出口总额所占比例、非国有产值占比对除本省外影响不显著；而不考虑非期望产出情况下间接效应中人均受教育年限变成非显著影响。各省控制这些因素可拉动除本省之外其他省份的金融生态运行效率有效提高，但是不能拉动本省提高。

总之空间Durbin计量模型回归结果说明在考虑非期望产出时不能盲目地追逐人均GDP、进出口总额占比、人均受教育年限、非国有产值占比、存贷款总额占比等手段促使我国各省份金融生态运行效率提高，要考虑各种间接和直接影响效应。与考虑非期望产出情况相比，不考虑非期望产出情况下我国各省份的进出口总额占比、非国有产值占比因素变为不显著影响或者相对较低影响。根据这个结论会导致过度强调别的因影响金融生态运行效率的效应，忽略进出口总额占比、非国有产值占比因素对金融生态运行效率的真正作用。故而，进一步证实了不纳入非期望产出的金融生态运行效率的测度对我国金融生态真实情况出现偏差估计及对政策制定产生误导，考虑不良贷款的金融生态运行效率测度更为合理。