摘 要：本文從經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的角度出發(fā)，考察了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異下金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，應(yīng)用門(mén)限面板數(shù)據(jù)模型對(duì)其進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果顯示：我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系顯著，兩者關(guān)系會(huì)由于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)強(qiáng)度的不同而呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應(yīng)，目前我國(guó)還沒(méi)有達(dá)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極限。

關(guān)鍵詞：二元經(jīng)濟(jì)；金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；面板門(mén)限模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F832 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031（2013）10-0010-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.10.02

一、引言及文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)在某種程度上得益于金融體系改革。但作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)二元特征十分突出。因此，研究我國(guó)每個(gè)階段中金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，不僅有利于對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律更加清楚地理解和把握，還為經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的合理制定提供了基礎(chǔ)依據(jù)。

傳統(tǒng)金融發(fā)展理論大多認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但多從金融抑制、金融結(jié)構(gòu)、金融功能觀視角出發(fā)。Levine（1997）和Allen and Gale（1998）等人的內(nèi)在邏輯是：金融發(fā)展通過(guò)資本積累、分散風(fēng)險(xiǎn)、提高流動(dòng)性、資源配置等不同途徑作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[1-2]。隨著信息經(jīng)濟(jì)學(xué)和新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，眾多學(xué)者開(kāi)始更加注重從微觀角度來(lái)研究金融發(fā)展的內(nèi)生性問(wèn)題。Beck er al（2000）和Michalopoulos et al（2009）等人的基于“全要素生產(chǎn)率（TFP）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的唯一源泉”的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，通過(guò)對(duì)金融發(fā)展——TFP——經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制鏈條下的研究，其結(jié)果顯示金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著影響[3-4]。上述研究大多是基于國(guó)外發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體系，顯然忽視了發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體二元性的特征事實(shí)。另外，大量的實(shí)證研究結(jié)論依賴(lài)于線性估計(jì)，Jean-Claude（1987）則認(rèn)為線性模型設(shè)定的內(nèi)在偏誤，所導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果是不穩(wěn)健的[5]。事實(shí)上，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的演進(jìn)過(guò)程中，各經(jīng)濟(jì)變量之間并不存在單一穩(wěn)定的關(guān)系，而是一種非線性關(guān)系。在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)下，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)存有不同的均衡水平，一旦狀態(tài)變量突破某一門(mén)限值，原有的經(jīng)濟(jì)均衡系統(tǒng)將被打破并轉(zhuǎn)換為另一種均衡水平。關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在非線性關(guān)系的問(wèn)題研究，最早可以追述到Patrick（1966）。他基于金融發(fā)展路徑的不同將金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系歸納為“供給領(lǐng)先型（supply-leading）”和“需求引致型（demand-following）”兩種模式，其具體的結(jié)論是：在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期階段，金融發(fā)展能有效地促進(jìn)投資的增長(zhǎng)，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，這種效應(yīng)逐居次要地位直至消失[6]。Levine（1993，2001）在其系列研究中得出了相似的結(jié)論：在欠發(fā)達(dá)的國(guó)家（LDC），金融發(fā)展領(lǐng)先和帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；在發(fā)達(dá)國(guó)家（DC），經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則拉動(dòng)了金融發(fā)展[7-8]。Acemoglu et al（2006）指出，相對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的金融發(fā)展對(duì)TFP的提升并不明顯而言，發(fā)達(dá)國(guó)家的創(chuàng)新企業(yè)由于能獲得更多的融資支持，金融發(fā)展對(duì)TFP的提升有顯著作用，因而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用存在著差異[9]。Easterly et al（2000）和Kunieda（2008）的研究結(jié)論證明了銀行中介與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系[10-11]。由此可見(jiàn)，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系是存在差異的。

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者戰(zhàn)明華（2004）、李澤廣（2007）、趙振全（2007）、龍海明（2008）等對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系進(jìn)行了分析，但這些研究皆從金融發(fā)展角度出發(fā)，將金融發(fā)展水平設(shè)定為門(mén)限值進(jìn)行研究[12-15]。孔東民（2007）在通貨膨脹這一新的視角下研究了該問(wèn)題[16]。本文在綜合國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，試圖從二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的新視角，并利用門(mén)限面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證研究。

二、變量定義和數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）變量定義

本文借鑒綜合二元反差指數(shù)來(lái)度量二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，具體形式如下：

r=■

其中，E1、E2分別表示農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)部門(mén)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，其比值反映兩部門(mén)的勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，W1、W2分別表示農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)部門(mén)的勞動(dòng)力占比，其比值反映兩部門(mén)間的勞動(dòng)力配置狀況。該指標(biāo)可以很好地?cái)M合二元經(jīng)濟(jì)狀況，本文將農(nóng)業(yè)部門(mén)用第一產(chǎn)業(yè)部門(mén)替代，非農(nóng)部門(mén)用第二、三產(chǎn)業(yè)部門(mén)替代。

1.金融發(fā)展水平（Fin）：國(guó)際上一般采用金融資產(chǎn)總額/GDP（戈氏指標(biāo)）和M2/GDP（麥?zhǔn)现笜?biāo)）來(lái)衡量金融發(fā)展水平。前者出于數(shù)據(jù)可得性的考慮，很多情況下并不被采用，后者則受到眾多學(xué)者質(zhì)疑①。有學(xué)者提出“私人貸款/GDP”和“貸款/GDP”，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，本文選用“各項(xiàng)貸款余額/總GDP”這一指標(biāo)來(lái)度量金融發(fā)展水平。

2.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（g）：通常情況下，反映該指標(biāo)的主要有GDP和人均GDP。本文采用“人均實(shí)際GDP”來(lái)度量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為消除異方差的影響，本文最終采用“人均實(shí)際GDP”的對(duì)數(shù)形式。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選用1980—2009年各省面板數(shù)據(jù)，由于西藏、重慶缺少大量數(shù)據(jù)，故從樣本中剔除。各地區(qū)的1980—2008的“各項(xiàng)貸款余額”數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009年數(shù)據(jù)來(lái)自2010年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；其余數(shù)據(jù)全部來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)。另外，對(duì)“名義GDP”和“各項(xiàng)貸款余額”數(shù)據(jù)作出如下調(diào)整：以1978年為基年，采用“名義GDP/商品零售價(jià)格指數(shù)”表示實(shí)際GDP；利用構(gòu)建的本年和上一年貸款余額的算術(shù)平均值表示剔除價(jià)格因素后的本年貸款余額。

本文實(shí)證部分利用Eviews6.0和Stata11.2的計(jì)量軟件來(lái)實(shí)現(xiàn)。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)特征描述

從表1可知，較g而言，r和Fin變量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說(shuō)明我國(guó)省際間的金融發(fā)展水平和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在著明顯的差異，省際間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不平衡性。

（二）模型設(shè)定

作為非線性模型的典型代表，門(mén)限效應(yīng)模型則可以較好地刻化不同區(qū)間的作用機(jī)制，從而為該金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究提供了一個(gè)很好的分析范式，其基本形式如下：

yit=？滋i+xitβ1·I（qit≤？酌）+xitβ2·I（qit>？酌）+？著it，？著it～i.i.d（0，？滓2）

其中，i表示個(gè)體，t表示時(shí)間，μi指?jìng)€(gè)體效應(yīng)，yit和xit分別為被解釋變量和解釋變量，I（·）作為指示指示變量，其值依據(jù)門(mén)限變量qit與門(mén)限值γ的大小相應(yīng)地取1和0，從而將樣本值劃分為兩個(gè)不同的區(qū)制，兩者的區(qū)別主要在于回歸斜率β1和β2的不同。在模型的檢驗(yàn)和估計(jì)上，本文參照連玉君（2006）的方法：首先采用組內(nèi)去平均值法消除個(gè)體效應(yīng)；在固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，采用“自助抽樣法”（Bootstrap）模擬似然比檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布，并計(jì)算出似然比統(tǒng)計(jì)量和相應(yīng)的漸進(jìn)P值，從而檢驗(yàn)是否存在門(mén)限效應(yīng)。若P值小于設(shè)定的臨界值，則拒絕原假設(shè)，存在門(mén)限效應(yīng)，進(jìn)而運(yùn)用OLS法估計(jì)出斜率參數(shù)，最終構(gòu)造出門(mén)限值的置信區(qū)間。若模型中存在兩個(gè)及以上的門(mén)限值時(shí)，則重復(fù)上述步驟。

基于本文的研究目的，我們將二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)指標(biāo)rit作為門(mén)限變量，計(jì)量模型設(shè)定的具體形式如下，其中金融發(fā)展Finit表示解釋變量，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)git表示被解釋變量。

git=？滋i+？琢1FinitI（rit≤？酌）+？琢2FinitI（rit>？酌）+？著it，？著it～i.i.d（0，？滓12）

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

門(mén)限模型一般要求門(mén)限變量是（趨勢(shì)）平穩(wěn)變量，本文利用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher四種方法對(duì)門(mén)限變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，rit是平穩(wěn)的。

（四）模型的檢驗(yàn)與估計(jì)

由表3的門(mén)限模型檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，單一門(mén)限檢驗(yàn)和雙重門(mén)限檢驗(yàn)的F值都非常顯著，相應(yīng)的自助抽樣①P值分別為0.007和0.023；而三重門(mén)限檢驗(yàn)的F值較小且P值為0.113，所研究的樣本中模型存在兩個(gè)門(mén)限值。

表4給出了兩個(gè)門(mén)限的估計(jì)值及相應(yīng)的95%置信區(qū)間。同時(shí)，利用程序分別構(gòu)造出似然比函數(shù)圖1和圖2，我們可以看出，其置信區(qū)間非常小，說(shuō)明門(mén)限效應(yīng)十分顯著。據(jù)此，可以將二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)強(qiáng)度劃分為強(qiáng)（rit≥1.979）、中（0.956≤rit<1.979）、弱（rit≤0.956）三類(lèi)，相應(yīng)的金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)分為三種，表5則具體列出了2009年各省份所處的二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段。

（五）結(jié)果分析

模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果列示于表6。從整個(gè)樣本來(lái)看，金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)非常顯著。我們從不同的二元經(jīng)濟(jì)條件角度可以發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道和作用機(jī)制存在較大差異。綜合二元反差指數(shù)高于1.979時(shí)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.174，而一旦突破這一門(mén)限值時(shí)，相應(yīng)的彈性系數(shù)變?yōu)?.223。本文對(duì)這一結(jié)論作出的解釋是：在二元經(jīng)濟(jì)體中，金融市場(chǎng)是不完全的[28]，不僅城鄉(xiāng)的金融市場(chǎng)之間存在的分割性，嚴(yán)重扭曲了金融的資源配置功能，而且存在著的信息不對(duì)稱(chēng)所造成的道德風(fēng)險(xiǎn)、代理成本等一系列問(wèn)題的發(fā)生，大大弱化了金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果。隨著二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程的不斷推進(jìn)，要素市場(chǎng)由不完全逐步變?yōu)橥耆@使得金融發(fā)展作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道變得更加順暢，其導(dǎo)致的一個(gè)直接結(jié)果是經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一個(gè)較高的增長(zhǎng)水平。當(dāng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型跨過(guò)第二個(gè)門(mén)限值時(shí)，彈性系數(shù)變?yōu)?.119，說(shuō)明金融發(fā)展在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用地位上逐步降低。本文對(duì)這種現(xiàn)象可能存在以下兩種解釋?zhuān)阂皇谴藭r(shí)的經(jīng)濟(jì)體類(lèi)似于發(fā)達(dá)國(guó)家，正如Jorgenson（2005）所述，發(fā)達(dá)國(guó)家的資本積累對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率越來(lái)越小，而技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用越來(lái)越占主導(dǎo)地位[22]；二是盡管諸如北京、上海、浙江省市的經(jīng)濟(jì)已邁向轉(zhuǎn)型的后期階段，但由于我國(guó)銀行主導(dǎo)型的金融市場(chǎng)體系自身存在信貸資源配置效率低等問(wèn)題[23]，以及股票市場(chǎng)還未對(duì)資本積累和生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生足夠強(qiáng)的沖擊作用，從而弱化了金融市場(chǎng)體系功能[24]。

四、結(jié)論和啟示

（一）結(jié)論

本文首次從二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異的視角，運(yùn)用門(mén)限面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)1980年以來(lái)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問(wèn)題進(jìn)行了研究，主要結(jié)論如下：

1.我國(guó)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向作用；

2.我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著顯著的門(mén)限效應(yīng)，一旦二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)強(qiáng)度突破第一個(gè)門(mén)限值時(shí)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)給以一個(gè)強(qiáng)有力的正向促進(jìn)作用，當(dāng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型步入第二個(gè)門(mén)限值時(shí)，金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)力量變得最為弱??；

3.目前我國(guó)大部分省份還處于二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的初始和中期階段，可以預(yù)見(jiàn)在未來(lái)的一段時(shí)間里，我國(guó)金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)會(huì)越來(lái)越大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)還未達(dá)到極限。

（二）啟示

1.推動(dòng)二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)程將有助于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在此基礎(chǔ)上，積極引導(dǎo)發(fā)達(dá)省市的金融資源流向二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)強(qiáng)的省份、自治區(qū)，就變得十分有必要；

2.對(duì)于經(jīng)濟(jì)步入轉(zhuǎn)型后期階段的省市，如北京、上海、浙江，我們可以效仿國(guó)外發(fā)達(dá)經(jīng)驗(yàn)，優(yōu)化金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，穩(wěn)步推進(jìn)利率市場(chǎng)化步伐，逐步放寬銀行信貸管制和降低證券、保險(xiǎn)市場(chǎng)進(jìn)入門(mén)檻，同時(shí)改變?cè)袃H僅依賴(lài)資本積累來(lái)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制，通過(guò)提高TFP以此保持和刺激經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)?！?/p>

（責(zé)任編輯：湯戈于）

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