【摘"要】論文基于2001-2018年我國省級面板數據，運用固定效應模型，分析金融分權對全要素生產率的影響。研究發現，無論是中央政府和地方政府間的金融分權，還是政府和市場間的金融分權，均對全要素生產率有顯著的促進作用。因此，可適當提高金融分權水平，以推進我國經濟的高質量增長。【關鍵詞】金融分權；全要素生產率；經濟發展質量1引言隨著地方金融管理制度的逐步完善，以往由中央集權控制的以金融發展、金融管理等為主要內容的金融體制愈發凸顯出向地方分權化變遷的趨勢。而且，在我國經濟發展進入新時代后，提高經濟增長質量也成為現階段的重點發展目標。因此，研究金融分權對全要素生產率的影響，對于明確中央政府與地方政府有關金融權力的分配，提高金融資源的配置效率，從而更好地發揮地方和中央政府各自的信息優勢，提高全要素生產率，推動中國經濟的高質量增長具有一定的指導作用。2文獻綜述2.1金融分權的內涵洪正等[1]對金融分權進行了比較確切的定義：為推動一國經濟長期增長，激勵地方發展經濟，金融資源配置權和控制權在不同層級政府之間以及政府與市場之間進行劃定分配的一系列顯性和隱性的制度安排。按照主體差異劃分，金融分權包含兩個層次：一是不同層級政府之間，特別是中央與地方政府之間的金融分權；二是政府與市場之間的金融分權。因此，本文按照這個定義將金融分權劃分為兩個層次，利用金融分權Ⅰ來表示中央政府和地方政府間的金融分權，利用金融分權Ⅱ來表示政府與市場間的金融分權。2.2全要素生產率的內涵全要素生產率（TotalFactorProductivity，簡稱TFP），通常被稱為技術進步率，是經濟持續發展的動力之一。TFP指的是在資本、勞動等要素不變的情況下，使得總產出增加的那部分生產率，用來衡量純技術進步的生產率。2.3金融分權影響全要素生產率的相關文獻一些學者認為金融分權對TFP有促進作用。謝宗藩等[2]認為，在地方政府獲得金融分權后，能夠有效地影響地方銀行，增加本地區的金融貸款，從而促進TFP提升。吳云勇等[3]認為，全國層面金融顯性集權對整體經濟高質量發展具有正向作用，同時，金融隱性分權也會對經濟高質量發展的特定部分產生正向作用。李振新等[4]通過實證檢驗得出，金融分權化改革的推進能夠顯著提高地區全要素生產率。還有一部分學者認為金融分權對TFP有抑制作用。這種抑制作用來自地方政府的隱性債務，金融分權使得地方政府在年復一年的干預中逐漸形成了巨額的隱性債務，因此造成TFP增長緩慢。同時，地方政府之間的競爭也會抑制TFP。孫麗穎[5]指出，金融分權不利于信貸市場中公平競爭機制的構建與運行，企業投資效率降低；金融分權加大地方經濟不確定性，增加企業的投資決策成本，不利于TFP提升。白積洋等[6]研究發現，TFP是政府債務影響經濟增長的重要渠道?，F有文獻在金融分權對TFP的影響上關注較少。因此，本文以金融分權和TFP為探究對象，將金融分權分為中央政府-地方政府（金融分權Ⅰ）、政府-市場（金融分權Ⅱ）兩個層次，分析二者間存在的影響機制，并進行實證研究，以補充金融分權對TFP的影響研究。3理論分析與研究假設3.1金融分權Ⅰ對全要素生產率的影響機制在中央政府和地方政府的金融分權Ⅰ中，銀行系統是最重要的分權陣地。這是因為我國金融市場起步較晚，發展并不完善，銀行系統一直占據主導地位，因此，每一次銀行系統的改革，都是不同政府主體間在金融資源方面的博弈。在中央政府放松部分金融權力時，地方政府主要是通過建立地方金融機構和干預銀行信貸投放來控制金融資源，促進經濟發展和TFP的提升。據此，本文提出如下假說：假說1a：金融分權Ⅰ促進全要素生產率的提升。3.2金融分權Ⅱ對全要素生產率的影響機制金融分權Ⅱ表示的是政府和市場間有關金融權力的劃分，這種分權的表現形式就是金融市場化。資本市場的建立增加了企業融資渠道，特別是為中小企業的長期發展拓寬了融資渠道，增加了市場可支配的金融資源，使市場在金融資源分配中的地位進一步提高，使得金融資源流向技術、效率更好更高的領域，有利于TFP的提高[7]。據此，本文提出如下假說：假說1b：金融分權Ⅱ促進全要素生產率的提升。4研究設計4.1模型設定本文構造個體、時間雙固定的固定效應模型進行研究。式（1）、式（2）分別是檢驗金融分權Ⅰ和金融分權Ⅱ對全要素生產率影響的基本回歸方程，具體如下：TFPit=α+α1fin1it+α2pgdpit+α3cityit+α4fedit+α5humit+λｉ+ηｔ+εit

（1）TFPit=β+β1fin2it+β2pgdpit+β3cityit+β4fedit+β5humit+λｉ+ηｔ+εit

（2）式中，i表示省份；t表示年份；TFPit表示全要素生產率；fin1it表示金融分權Ⅰ水平；fin2it表示金融分權Ⅱ水平；pgdpit、cityit、fedit、humit是本文的控制變量，分別表示人均GDP、城鎮化率、財政分權和人力資本質量；λi表示個體固定效應；ηt表示時間固定效應；εit表示隨機誤差項。4.2數據說明本文收集了2000-2018年中國30個省份（除臺灣、香港、澳門、西藏）的相關數據，并在此基礎上計算了2001-2018年中國30個省份的TFP和金融分權水平，這些原始數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》和EPS數據庫等。第一，被解釋變量：全要素生產率。本文采用DEA-Malmquist指數法測算全國30個省份的全要素生產率增長率tfpch。以2000年為基期，設2000年的全要素生產率為1，計算得到2001-2018年我國30個省份的全要素生產率TFP。第二，解釋變量：金融分權Ⅰ和金融分權Ⅱ。本文使用全國各地銀行貸款占比來衡量金融分權Ⅰ，占比越大，說明地方政府可支配的金融資源越多，金融分權Ⅰ水平越高。本文使用規模以上非國有工業企業與規模以上工業企業的利息支出之比來表示金融分權Ⅱ，占比越大，說明非國有企業可利用的金融資源越多，金融分權Ⅱ水平越高。第三，控制變量：人均GDP、城鎮化率、財政分權和人力資本質量。人均GDP（pgdp），以2000年為基期，用各省實際GDP總量除以各省總人數得出各省人均GDP。城鎮化率（city），用各省城鎮人口占總人口的比重代表城鎮化率。財政分權（fed），用各省財政支出占全國財政支出的比值衡量財政分權。人力資本質量（hum），用勞動人口的平均受教育年限來衡量。平均受教育年限=（6×小學畢業人數+9×初中畢業人數+12×高中和中專畢業人數+16×大專及以上學歷畢業人數）/總勞動人口數。5實證結果分析5.1基準回歸分析本文根據上文構建的固定效應回歸模型，利用Stata15進行實證分析，具體回歸結果如表1所示。從實證模型的結果來看，金融分權Ⅰ和金融分權Ⅱ均與TFP顯著正相關，這說明金融分權顯著促進了TFP的提升。在探究金融分權的兩個層次對全要素生產率的影響時，本文發現金融分權Ⅰ對TFP的促進作用較大，金融分權Ⅱ的促進作用較小。這是因為地方政府在地方建設中擁有信息優勢，能夠將金融資源投入更適合本地的更高水平的經濟建設中，提高經濟增長質量，促進TFP的提高。而市場雖然也會自發地將金融資源流向更高效的經濟領域，推動技術創新和技術進步，提高TFP水平，但同時也會在回報率的驅動下，盲目擴張，積累風險，從而抑制TFP。因此，金融分權Ⅰ的促進作用比金融分權Ⅱ大。但總的來說，金融分權Ⅰ水平和金融分權Ⅱ水平的提高，均顯著促進了全要素生產率的提升。假說1a和假說1b均得到驗證。在控制變量中，人均GDP和TFP顯著正相關，說明經濟發展水平對TFP存在較大的影響。城鎮化率和TFP顯著負相關，表明城鎮化率的提高不利于TFP的提升，這可能是因為城鎮化過程中，經濟發展更多地依靠廉價勞動力，而不是技術創新和效率提高。財政分權和TFP顯著負相關，表明財政分權抑制了TFP的提高，這可能是因為地方政府在“政績錦標賽”的壓力下，比起經濟發展質量，更注重與自己考核成績相關的經濟發展速度，從而抑制了TFP。人力資本質量和TFP顯著正相關，說明人力資本質量越高，技術改革、技術創新的能力就越強，從而推動TFP的提高。5.2穩健性檢驗為了檢驗回歸結果的可靠性，本文采用更換解釋變量、剔除部分樣本地區兩種方法進行穩健性檢驗。5.2.1更換解釋變量本文對解釋變量金融分權Ⅰ和金融分權Ⅱ進行更換。金融分權Ⅰ使用各省地方金融機構從業人員總數/各省金融從業人員總數表示（fin1'），因地方金融機構從業人員總數統計時間的限制，故檢驗時間區間為2005-2018年；金融分權Ⅱ使用各省金融市場交易總額/各省GDP表示（fin2'），分別進行回歸。回歸結果如表2的列（3）、列（4）所示。表2"穩健性檢驗結果在表2的回歸結果中，全要素生產率與金融分權Ⅰ、金融分權Ⅱ均顯著正相關，且置信度高。在更換解釋變量后，回歸結果的影響方向與基本回歸基本一致，且均顯著，因此，基準回歸結果是可靠的。5.2.2剔除部分樣本地區本文剔除了經濟相對發達的北京、天津、上海、重慶和經濟相對落后的內蒙古、新疆、寧夏、廣西共計8個地區，對剩下22個省份的面板數據重新進行回歸。剔除部分樣本地區后的回歸結果如表2的列（5）、列（6）所示。在表2的回歸結果中，全要素生產率和金融分權Ⅰ、金融分權Ⅱ同樣顯著正相關。在剔除部分樣本數據后，得到的回歸結果的影響方向與基本回歸基本一致，且均顯著，說明基本回歸結果是可靠的。6結論與建議本文探討了金融分權的內涵，從理論上分析了金融分權對全要素生產率的影響效應，并提出研究假設。本文通過實證檢驗發現，金融分權Ⅰ、金融分權Ⅱ均與全要素生產率顯著正相關，表明金融分權能夠有效促進全要素生產率的提升，對推動經濟高質量發展具有顯著作用