摘要：全国人大财经委员会副主任委员尹中卿曾经一针见血地指出，地方融资平台最大的风险，在于把地方政府基础设施建设和公共事业产生的债务信贷化。当这种基础设施建设和公共事业产生的经济效益未能达到预期导致一些地方投融资平台破产，金融系统也将为此买单。
关键词：金融,地方经济,财政管理
财政压力和国有企业促进地方政府干预行为的实证检验
1.计量模型的选取与说明我们建立如下实证模型：模型1：GOVINTit=α0+α1STATEit+α2FINPREit+ωit+λi+εitGOVINT表示地方政府的干预程度指标，STATE为各省国有比重，FINPRE是财政压力变量。下标i和t分别表示地区和年份，α0为常数项，ωit为模型中为涵盖的诸如正规融资渠道的匮乏等因素对地方政府干预行为的影响，λi为不可观测的地区效应，εit为随机干扰项。本文所以数据均以1985-2010年华东六省一市，7个省市的省级面板数据作为样本。所有数据均来自于《新中国60年资料汇编》，2009年以后的数据由各省2009年、2010年统计年鉴补全。估计结果我们利用Stata11.2软件进行面板数据回归，分别采用固定效应模型和随机效应模型对数据进行估计政压力估计变量的系数为正，这很好的符合了预期。国有企业发展程度的估计变量系数同样为正，虽然不显著但在一定程度上也说明了国有企业的因素将增加政府干预的水平。本文认为地方政府干预变量的选择可能影响到了回归的结果。本文以当地财政支出与当地GDP之比来衡量政府干预水平的大小。可以理解的是地方政府干预银行信贷投放或者通过地方投融资平台吸纳银行资金支持基础设施项目等，并不会直接表现在政府的财政支出上，这便造成了这部分干预行为的不可测量。总的来说，模型1的估计结果为我们的分析提供了支持。
地方政府干预对区域金融发展的实证检验1.计量模型的选取及说明为了区分财政分权下，国有企业和财政压力形成的地方政府干预行为对区域金融发展的作用，本文解构了以上因素而不是采用单一的地方政府干预变量，从而构建了模型2：FINDEVit=b0+b1STATEit+b2FISDECit×STATEit+b3FINPREit+b4FISDECit×FINPREit+b5LnPGDPit-1+λ′i+ξit其中FINDEV为金融发展变量;FISDEC是对财政分权程度的衡量，FISDECit×STATEit为FISDEC与STATE的乘积项，该项的设定是为了引入财政分权体制下的国有企业对金融发展的影响。同理，FISDECit×FINPREit为FISDEC与FINPRE的乘积项。另外，PGDPit-1为滞后一期的实际人均GDP，利用GDP平减指数以1985年的不变价格对各年PGDP水平进行调整的结果。
刻意强调存贷比等信贷指标，干预信贷的经营决策近年来，存贷比、存贷差等信贷指标被抬到了一定高度，成为地方政府考察银行经营的重要标准。其目的就是通过对这些银行施压来达到促使这些银行向上级争取更多的信贷规模指标，增加对当地的贷款。设立地方投融资平台,为地区基础设施变相融资地方投融资平台往往在政府的主导下设立，带有浓厚的地方行政色彩。银行迫于地方政府背景的压力，为其融资。
在对国有银行的控制力下降的情况下，转而干预城市商业银行随着国有银行体制和内控体系的不断完善，地方政府借助于人事管理渠道干预国有商业银行信贷配置的情况在已不复存在，地方政府对国有商业银行分支行的控制力大大降低(姚耀军，2010)。股份制银行完成了股份制改造，在很大程度上摆脱了地方政府的干预。相比之下，许多城市商业银行的大股东仍然是当地政府，这就使得地方政府有强烈的动机来干预城市商业银行的信贷决策。
通过以上分析我们认为一方面的压力促使地方政府开始利用金融的汲取能力来达到弥补财政收入不足的目的;另一方面国有企业的渐进式改革也迫使政府通过金融部门来获取资金以实施保护。而正是这两点构成现阶段地方政府干预金融行为的主要动机。
其中STATE的系数为正，而FISDEC与STATE乘积项的系数为负。表明国有企业引起的地方政府干预行为促进了当地金融水平的提高，但财政分权的存在削弱了这一影响。而模型2中第二项与第三项的综合效应取决于分权的程度，即在财政分权增强到一定程度后，其不但不会促进当地金融的发展，反而会起到相反的作用。需要说明的是，财政压力变量FINPRE的系数为负，在5%的水平上显著。其涵义为财政压力增加引起的政府干预不利于区域金融的发展。但是FISDEC与FINPRE的交叉乘积项为正，表示财政分权的体制下财政压力引起的地方政府干预行为对金融发展存在一定的促进作用。由于该结果并不显著，说明这一促进作用相当有限。一个合理解释的是：财政分权之后，由于地方政府具有了一定的经济独立性，因此财政压力反而成为地方政府发展区域金融以解决财政收入不足的动力。从1985-2010年的数据来看，这段时间内这一因素总体上与区域金融呈现出正相关性。但是1994年的分税制改革使得财政压力达到了空前的地步，可以认为从1994年开始地方政府的干预行为进入了一个新的阶段。
为此我们考虑引入一个时间虚拟变量，对不同时期的财政分权程度做一个区分，以此来进一步考察上述因素对区域金融发展的影响。这一时间虚拟变量为DUM1994，从而得到模型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检验显示固定效应模型优于随机效应模型。从模型3的固定效应模型中可以看出，STATE的系数为正，FISDEC与STATE两者的乘积项，且都在5%的显著性水平上显著。这与模型2的结论一致。FISDEC、STATE与DUM1994三者的乘积项的系数并不显著，但其符号为负。表明1994年前后虽然差距不大，但财政分权的整个过程已经使得国有企业引发的政府干预阻碍了区域金融的发展。1994年的分税制改革，虽然没有加剧这一显现的严重性，但这一阻碍作用有增无减。相比之下FINPRE的系数为负，FISDEC与FINPRE的乘积项系数为正，而FISDEC、FINPRE与DUM1994三者的乘积项为负，且三个系数都显著。
由此，证实了我们之前的推论：1994年的分税制改革使得财政压力达到了空前的地步，与此同时地方政府的干预行为也进入了一个新的阶段。财政压力引起的地方政府干预行为不再延续1994年之前对发展区域金融的推动作用，转而阻碍了区域金融的发展。本文认为，这可能是因为地方政府在1994年之后财政收入税减，开始以前所未有的力度实施干预行为，突破了此前合理性的边界，由此产生了对区域金融发展的阻碍作用。
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