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摘 要： 摘要：全國人大財經委員會副主任委員尹中卿曾經一針見血地指出，地方融資平臺最大的風險，在于把地方政府基礎設施建設和公共事業(yè)產生的債務信貸化。當這種基礎設施建設和公共事業(yè)產生的經濟效益未能達到預期導致一些地方投融資平臺破產，金融系統(tǒng)也將為此買
摘要：全國人大財經委員會副主任委員尹中卿曾經一針見血地指出，地方融資平臺最大的風險，在于把地方政府基礎設施建設和公共事業(yè)產生的債務信貸化。當這種基礎設施建設和公共事業(yè)產生的經濟效益未能達到預期導致一些地方投融資平臺破產，金融系統(tǒng)也將為此買單。
關鍵詞：金融,地方經濟,財政管理
財政壓力和國有企業(yè)促進地方政府干預行為的實證檢驗
1.計量模型的選取與說明我們建立如下實證模型：模型1：GOVINTit=α0+α1STATEit+α2FINPREit+ωit+λi+εitGOVINT表示地方政府的干預程度指標，STATE為各省國有比重，FINPRE是財政壓力變量。下標i和t分別表示地區(qū)和年份，α0為常數項，ωit為模型中為涵蓋的諸如正規(guī)融資渠道的匱乏等因素對地方政府干預行為的影響，λi為不可觀測的地區(qū)效應，εit為隨機干擾項。本文所以數據均以1985-2010年華東六省一市，7個省市的省級面板數據作為樣本。所有數據均來自于《新中國60年資料匯編》，2009年以后的數據由各省2009年、2010年統(tǒng)計年鑒補全。估計結果我們利用Stata11.2軟件進行面板數據回歸，分別采用固定效應模型和隨機效應模型對數據進行估計政壓力估計變量的系數為正，這很好的符合了預期。國有企業(yè)發(fā)展程度的估計變量系數同樣為正，雖然不顯著但在一定程度上也說明了國有企業(yè)的因素將增加政府干預的水平。本文認為地方政府干預變量的選擇可能影響到了回歸的結果。本文以當地財政支出與當地GDP之比來衡量政府干預水平的大小。可以理解的是地方政府干預銀行信貸投放或者通過地方投融資平臺吸納銀行資金支持基礎設施項目等，并不會直接表現在政府的財政支出上，這便造成了這部分干預行為的不可測量。總的來說，模型1的估計結果為我們的分析提供了支持。
地方政府干預對區(qū)域金融發(fā)展的實證檢驗1.計量模型的選取及說明為了區(qū)分財政分權下，國有企業(yè)和財政壓力形成的地方政府干預行為對區(qū)域金融發(fā)展的作用，本文解構了以上因素而不是采用單一的地方政府干預變量，從而構建了模型2：FINDEVit=b0+b1STATEit+b2FISDECit×STATEit+b3FINPREit+b4FISDECit×FINPREit+b5LnPGDPit-1+λ′i+ξit其中FINDEV為金融發(fā)展變量;FISDEC是對財政分權程度的衡量，FISDECit×STATEit為FISDEC與STATE的乘積項，該項的設定是為了引入財政分權體制下的國有企業(yè)對金融發(fā)展的影響。同理，FISDECit×FINPREit為FISDEC與FINPRE的乘積項。另外，PGDPit-1為滯后一期的實際人均GDP，利用GDP平減指數以1985年的不變價格對各年PGDP水平進行調整的結果。
刻意強調存貸比等信貸指標，干預信貸的經營決策近年來，存貸比、存貸差等信貸指標被抬到了一定高度，成為地方政府考察銀行經營的重要標準。其目的就是通過對這些銀行施壓來達到促使這些銀行向上級爭取更多的信貸規(guī)模指標，增加對當地的貸款。設立地方投融資平臺,為地區(qū)基礎設施變相融資地方投融資平臺往往在政府的主導下設立，帶有濃厚的地方行政色彩。銀行迫于地方政府背景的壓力，為其融資。
在對國有銀行的控制力下降的情況下，轉而干預城市商業(yè)銀行隨著國有銀行體制和內控體系的不斷完善，地方政府借助于人事管理渠道干預國有商業(yè)銀行信貸配置的情況在已不復存在，地方政府對國有商業(yè)銀行分支行的控制力大大降低(姚耀軍，2010)。股份制銀行完成了股份制改造，在很大程度上擺脫了地方政府的干預。相比之下，許多城市商業(yè)銀行的大股東仍然是當地政府，這就使得地方政府有強烈的動機來干預城市商業(yè)銀行的信貸決策。
通過以上分析我們認為一方面的壓力促使地方政府開始利用金融的汲取能力來達到彌補財政收入不足的目的;另一方面國有企業(yè)的漸進式改革也迫使政府通過金融部門來獲取資金以實施保護。而正是這兩點構成現階段地方政府干預金融行為的主要動機。
其中STATE的系數為正，而FISDEC與STATE乘積項的系數為負。表明國有企業(yè)引起的地方政府干預行為促進了當地金融水平的提高，但財政分權的存在削弱了這一影響。而模型2中第二項與第三項的綜合效應取決于分權的程度，即在財政分權增強到一定程度后，其不但不會促進當地金融的發(fā)展，反而會起到相反的作用。需要說明的是，財政壓力變量FINPRE的系數為負，在5%的水平上顯著。其涵義為財政壓力增加引起的政府干預不利于區(qū)域金融的發(fā)展。但是FISDEC與FINPRE的交叉乘積項為正，表示財政分權的體制下財政壓力引起的地方政府干預行為對金融發(fā)展存在一定的促進作用。由于該結果并不顯著，說明這一促進作用相當有限。一個合理解釋的是：財政分權之后，由于地方政府具有了一定的經濟獨立性，因此財政壓力反而成為地方政府發(fā)展區(qū)域金融以解決財政收入不足的動力。從1985-2010年的數據來看，這段時間內這一因素總體上與區(qū)域金融呈現出正相關性。但是1994年的分稅制改革使得財政壓力達到了空前的地步，可以認為從1994年開始地方政府的干預行為進入了一個新的階段。
為此我們考慮引入一個時間虛擬變量，對不同時期的財政分權程度做一個區(qū)分，以此來進一步考察上述因素對區(qū)域金融發(fā)展的影響。這一時間虛擬變量為DUM1994，從而得到模型3：FINDEVit=b0′+b1′STATEit+b2′FISDECit×STATEit+b3′FISDECit×STATEit×DUM1994+b4′FINPREit+b5′FISDECit×FINPREit+b6′FISDECit×FINPREit×DUM1994+b7′LnPGDPit-1+λ′i+ξit在表4-4的模型3部分，Hausman檢驗顯示固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。從模型3的固定效應模型中可以看出，STATE的系數為正，FISDEC與STATE兩者的乘積項，且都在5%的顯著性水平上顯著。這與模型2的結論一致。FISDEC、STATE與DUM1994三者的乘積項的系數并不顯著，但其符號為負。表明1994年前后雖然差距不大，但財政分權的整個過程已經使得國有企業(yè)引發(fā)的政府干預阻礙了區(qū)域金融的發(fā)展。1994年的分稅制改革，雖然沒有加劇這一顯現的嚴重性，但這一阻礙作用有增無減。相比之下FINPRE的系數為負，FISDEC與FINPRE的乘積項系數為正，而FISDEC、FINPRE與DUM1994三者的乘積項為負，且三個系數都顯著。
由此，證實了我們之前的推論：1994年的分稅制改革使得財政壓力達到了空前的地步，與此同時地方政府的干預行為也進入了一個新的階段。財政壓力引起的地方政府干預行為不再延續(xù)1994年之前對發(fā)展區(qū)域金融的推動作用，轉而阻礙了區(qū)域金融的發(fā)展。本文認為，這可能是因為地方政府在1994年之后財政收入稅減，開始以前所未有的力度實施干預行為，突破了此前合理性的邊界，由此產生了對區(qū)域金融發(fā)展的阻礙作用。
