■ 石大千，王 檢，吳 可

一、引言

改革開放30多年來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了巨大成就。在影響經(jīng)濟(jì)增長的眾多因素中，金融發(fā)展是其中重要的一環(huán)。金融體系通過分配金融資源，為國民經(jīng)濟(jì)各個方面提供了資金支持，保證了生產(chǎn)和生活的順利進(jìn)行。同時，通過影響社會邊際效率、投資儲蓄比率、私人儲蓄率以及資本積累和技術(shù)進(jìn)步間接促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。在經(jīng)濟(jì)全球化和市場經(jīng)濟(jì)高度發(fā)展的前提下，金融危機(jī)對經(jīng)濟(jì)的影響越來越大，因此，深入研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系對政策指導(dǎo)具有重要意義。然而，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長是否只是單純的線性關(guān)系？金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否受到其他經(jīng)濟(jì)因素的影響？對這些問題的研究正是本文的主題。

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究一直是學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)，但研究結(jié)論卻不甚一致。國外眾多學(xué) 者 （Greenwood 等 ，1990；Ben－civenga 等 ，1991；Saint－Paul，1992；King 等） 對其展開了大量的研究。而國內(nèi)方面，眾多的理論和實(shí)證文獻(xiàn)均表明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向作用，兩者存在因果關(guān)系。而 Menkhof（2000）、Aghion 等（2004）等人的研究表明，金融發(fā)展可能對經(jīng)濟(jì)增長帶來不利影響。同時，盧峰等（2004）、Ljungwall等（2007）、林毅夫（2008）等發(fā)現(xiàn)中國金融的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系不顯著，甚至存在負(fù)向關(guān)系。從以上研究來看，一是結(jié)論不一致，二是對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系研究均停留在簡單的線性關(guān)系層面，并未注意到兩者之間的非線性關(guān)聯(lián)。而本文不僅研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的線性關(guān)系，還在理論和實(shí)證的角度探討了兩者之間的非線性關(guān)系，認(rèn)為金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在制度門檻。

前期關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究均局限在兩者之間的線性關(guān)系，而大量的理論研究(Khan，2001；Deidda，2006)已表明，兩者存在某種非線性關(guān)聯(lián)。已有的實(shí)證研究表明，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在門檻特征，金融發(fā)展的作用受通貨膨脹（Lee，2005；Huang 等，2010；黃智淋等，2013）、收入水平（Gonza1ez 等 2005；Huang 等，2009)、金融發(fā)展（楊俊等，2008；杜云福，2008）等變量的影響，進(jìn)而呈現(xiàn)非線性關(guān)系。然而這些研究雖然探討了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系，但在對其影響因素的研究中忽視了制度這個重要變量。Pagano等（2001）、Johnson 等（2002）等人的研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)一些金融自由化改革國家爆發(fā)金融危機(jī)的根本原因在于沒有建立良好的制度。因此，本文認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響受到制度水平的制約，存在制度門檻效應(yīng)，這正是本文的切入點(diǎn)，也是與以往文獻(xiàn)的不同之處。

二、理論分析

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論研究已十分豐富，本文不再贅述。本文重點(diǎn)分析制度與金融發(fā)展的交互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響，其中分析的核心便是制度如何影響金融發(fā)展。因此，本節(jié)將從理論角度重點(diǎn)分析制度對金融發(fā)展的作用。

金融發(fā)展會受到制度安排的影響。制度主要通過四個方面影響金融發(fā)展。

一是合理的制度安排暢通了儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的渠道。通過保障資金供給者對資金的占有、使用、收益、控制、處置等一系列權(quán)利，使金融主體的權(quán)利免受他人侵害和政府侵占。一方面，資金供給者能夠在制度的保障下順暢地從出借資金中獲取收益，從而提高了經(jīng)濟(jì)主體提供資金的意愿，更有利于將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資，信貸規(guī)模由此擴(kuò)大；另一方面，在制度的保障下，資金的需求者受到相應(yīng)規(guī)范的約束，能及時償還資金本息，從而提高了資金的使用效率，相應(yīng)的信貸規(guī)模會增加，銀行的運(yùn)營效率也會提升，并進(jìn)一步強(qiáng)化信貸規(guī)模擴(kuò)張，儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率更高了。

二是合理的制度安排能夠為投資者提供保護(hù)，使得經(jīng)濟(jì)主體的投資信心得到增強(qiáng)。完善的制度體制通過保護(hù)投資者投資和獲取收益的權(quán)利，增強(qiáng)了投資者信心，激發(fā)了金融市場的活躍度，私人貸款的數(shù)量會增加，證券市場的供求也會呈現(xiàn)繁榮狀態(tài)。在交易頻繁進(jìn)行的前提下，交易的效率也會相應(yīng)提升，這會進(jìn)一步提升銀行等金融機(jī)構(gòu)的信貸配置效率，不斷擴(kuò)大金融市場規(guī)模。

三是合理的制度安排能夠緩解并消除金融抑制的負(fù)面影響，為金融深化提供保障。金融抑制是實(shí)現(xiàn)金融資源配置以及攫取灰色稅收和收入的一種方式，而這種政策行為一般出現(xiàn)在制度水平和質(zhì)量較低的發(fā)展中國家和地區(qū)，可以說，金融抑制與制度水平低下是并存的。研究已表明，良好的制度安排可以使金融資源的分配和流動按照市場經(jīng)濟(jì)要求的原則運(yùn)行，并且金融資源的價格也能夠由市場供求決定，而不會被人為扭曲。金融深化也會在市場化運(yùn)作條件下逐步實(shí)現(xiàn)。

四是合理的制度安排能夠建立明確的產(chǎn)權(quán)，并進(jìn)一步保證金融安全。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，它的本質(zhì)就是產(chǎn)權(quán)的跨時交易活動。如果產(chǎn)權(quán)沒有得到明確清晰的界定，不僅會出現(xiàn)嚴(yán)重的代理人問題，而且還帶來控制權(quán)與剩余索取權(quán)相分離，從而不可能真正建立起有效的公司治理結(jié)構(gòu)，因而明晰的產(chǎn)權(quán)安排對于金融發(fā)展至關(guān)重要。另一方面，金融危機(jī)的爆發(fā)在某種程度上與產(chǎn)權(quán)的不完善有關(guān)，由于產(chǎn)權(quán)未清晰界定，尋租行為較容易發(fā)生，從而激發(fā)金融泡沫，引發(fā)金融危機(jī)。因此，合理的制度安排通過建立完善的產(chǎn)權(quán)保證了金融發(fā)展和金融安全。

從以上分析可以看出，合理的制度安排會促進(jìn)金融發(fā)展，并通過金融發(fā)展進(jìn)一步作用于經(jīng)濟(jì)增長。而上述分析潛在的含義便是不合理或低水平的制度安排會對金融發(fā)展產(chǎn)生不利影響。因此，我們提出本文的核心假設(shè)：當(dāng)制度質(zhì)量較好時，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向作用；當(dāng)制度水平較低時，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在制度門檻。

三、數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)說明

本文被解釋變量為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用實(shí)際人均GDP表示。為消除物價因素影響，人均GDP以CPI進(jìn)行調(diào)整，由于統(tǒng)計年鑒上報告的物價指數(shù)是以上一年為基期，本文將所有年份均調(diào)整為以1990年為基期，由此得到實(shí)際人均GDP，同時取對數(shù)處理（lnrgdp），以消除異常值和異方差對估計結(jié)果的影響。對于金融發(fā)展變量，本文借鑒周立等(2002)、包群等(2008)、趙勇等（2010）的研究，用各地區(qū)全部金融機(jī)構(gòu)存貸款總額占GDP的比例（fd）作為代理變量。為進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，將各地區(qū)貸款和存款的比(gfi)作為衡量中央政府信貸干預(yù)程度的指標(biāo) (趙勇等，2010)。制度變量借鑒劉文革等（2008）的研究，具體每個制度因素的選取標(biāo)準(zhǔn)請參考劉文革等（2008）。參考前期文獻(xiàn)，本文還選取了如下控制變量，城市化（urb），用非農(nóng)人口比重表示。財政支出比重（govs），以各地區(qū)財政支出占GDP的比重衡量。消費(fèi)率（cr），以居民最終消費(fèi)支出與GDP的比值衡量。受教育水平（edu），用每萬人大學(xué)生數(shù)表示，同時取對數(shù)處理?；A(chǔ)設(shè)施（lninfr），用每萬人擁有公路里程表示，并取對數(shù)處理。技術(shù)創(chuàng)新（lninno），以各地區(qū)三項專利授權(quán)總數(shù)的對數(shù)衡量。投資率（inv），用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資占GDP的比重衡量。本文所選取的樣本為1990～2012年全國 （除西藏和重慶）29個省的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1991～2013年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》。

（二）模型設(shè)定

本文重點(diǎn)分析制度與金融的交互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響，建立如下兩個模型：

模型（1）用存貸款占比測度的金融發(fā)展和其他控制變量作為解釋變量。模型（2）使用金融干預(yù)指標(biāo)和其他控制變量作為解釋變量，用于穩(wěn)健性檢驗。為了減少共線性對回歸結(jié)果的影響，當(dāng)模型中有金融發(fā)展與制度的交互項時，制度變量不再進(jìn)入模型。下標(biāo)i表示各省及直轄市，t表示年份。

在模型（1）和（2）中，本文加入了金融發(fā)展與制度的交互項，以檢驗金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的門限條件。以模型（1）為例，經(jīng)濟(jì)增長對金融發(fā)展的偏導(dǎo)數(shù)在加入交互項之后不再是α1，而是：

對于變量之間的內(nèi)生性問題，本文使用系統(tǒng)GMM方法，用因變量的滯后期以及相關(guān)解釋變量的滯后期為工具變量的動態(tài)面板估計方法來消除，并結(jié)合混合OLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型綜合考量各變量及交互項對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

四、金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長作用的實(shí)證分析

為驗證金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的制度門檻效應(yīng)，本文的實(shí)證分析分別使用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和系統(tǒng)GMM方法對模型（1）進(jìn)行檢驗。結(jié)果如表2。

表1結(jié)果顯示，除回歸（1）外，其余金融發(fā)展系數(shù)均為正值，且大部分系數(shù)在1%的水平上顯著。說明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。制度變量除回歸（2）外，其余系數(shù)均為正，但所有回歸顯著性比重較低，表明制度對經(jīng)濟(jì)增長的作用還未充分發(fā)揮。城市化系數(shù)均為正值，且大部分系數(shù)顯著，表明城市化水平的提高可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。人口向城市集聚而產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)，提高了城市生產(chǎn)率，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。政府財政支出變量系數(shù)全部為正，且大部分系數(shù)顯著，說明隨著政府財政支出的增加刺激了經(jīng)濟(jì)增長，財政支出相當(dāng)于政府的一種投資，它的投向?qū)苯幼饔糜谙嚓P(guān)領(lǐng)域經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而帶動該產(chǎn)業(yè)發(fā)展。消費(fèi)率變量系數(shù)均顯著為負(fù)，表明我國目前的消費(fèi)率對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向影響，這與我們的預(yù)期不符，但是通過考察我國消費(fèi)率變動趨勢可以看出，近年來居民消費(fèi)率呈明顯下降趨勢，因而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)向影響也不足為奇了?；A(chǔ)設(shè)施變量除回歸（4）外，其余均顯著為正，表明基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，基礎(chǔ)設(shè)施通過加速要素的流動，降低交易成本，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。技術(shù)創(chuàng)新變量系數(shù)均為正，且大部分系數(shù)顯著，表明技術(shù)創(chuàng)新水平越高，經(jīng)濟(jì)增長速度越快。隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，新的生產(chǎn)要素和生產(chǎn)方式將運(yùn)用于生產(chǎn)活動中，經(jīng)濟(jì)增長的活力會增加，增長速度會加快。投資率變量系數(shù)除回歸（4）外，均顯著為正，說明投資的增長對經(jīng)濟(jì)增長具有正向影響。投資的增長直接增加生產(chǎn)過程中的資本存量，并通過乘數(shù)效應(yīng)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模。

表1 金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長

注：（1）*＜0.1；**＜0.05；***＜0.01；（2）r2_a 為調(diào)整的可決系數(shù)；（3）Sargan檢驗P值超過0.1即可接受原假設(shè)，即工具變量是有效的；（4）AR（2）為二階序列相關(guān)檢驗，P值超過0.1即可接受原假設(shè)，即不存在二階序列相關(guān)。（5）N為樣本量，N_g為截面?zhèn)€數(shù)。

如表2所示，加入交互項之后，模型的擬合優(yōu)度有所提升。與表1不同的是，計算金融發(fā)展與制度的系數(shù)時還必須考慮交互項的影響。表2的交互項回歸結(jié)果表明，金融發(fā)展與制度的交互項系數(shù)均為正。以回歸（2）為例，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為：

當(dāng)制度水平i＞0.087/0.112≈0.777時，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響才為正。只有制度水平超過0.777時，金融發(fā)展水平的提高才能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向作用。由此可知，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用受到制度水平的制約，其對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在一個制度門檻，只有制度發(fā)展到一定水平之后，金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)才能顯現(xiàn)，這正好印證了前文的理論分析。交互項回歸中其他控制變量系數(shù)及顯著性均無明顯變化，結(jié)果相對穩(wěn)健。

表2 金融發(fā)展與制度的交互作用

由于金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在制度門檻，為進(jìn)一步驗證不同制度水平下金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，本文將樣本按第33百分位和第66百分位為三組，分別代表低、中和高等制度水平。低制度水平組金融發(fā)展變量系數(shù)均為負(fù)，且大部分系數(shù)顯著，而高制度水平組系數(shù)均為正，且大部分系數(shù)顯著。說明當(dāng)制度水平較低時，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向影響，而隨著制度水平的提高，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向作用，進(jìn)一步證實(shí)了前文所發(fā)現(xiàn)的門檻效應(yīng)：只有當(dāng)制度水平提高到一定程度之后，金融發(fā)展才能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步驗證模型估計的穩(wěn)健性，本節(jié)使用金融干預(yù)變量作為金融發(fā)展的衡量指標(biāo)去驗證本文的理論假設(shè)。結(jié)果表明，金融干預(yù)變量系數(shù)均為負(fù)，且一半顯著一半不顯著。說明金融干預(yù)的加強(qiáng)對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了抑制作用，這與預(yù)期相符，政府對金融資源的不當(dāng)配置，使得資金支持經(jīng)濟(jì)的作用受到了人為的扭曲，進(jìn)而抑制了金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用，這也從反面印證了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用。其他控制變量顯著性和符號均無顯著變化，結(jié)果相對穩(wěn)健。與前文分析一致，本文認(rèn)為金融干預(yù)與制度之間也存在門檻效應(yīng)，隨著制度水平的提高，金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向影響會隨之減弱，制度具有緩解金融干預(yù)負(fù)面效應(yīng)的作用。為此，引入金融干預(yù)與制度的交互項，進(jìn)一步檢驗金融變量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。結(jié)果表明，交互項系數(shù)符號顯著性有所下降，但均為正，而金融干預(yù)變量為負(fù)，表明金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在門檻效應(yīng)。以回歸（2）為例，根據(jù)前文的分析，金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)為：

上式表明，當(dāng)制度水平i＞0.094/0.112≈0.839時，金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響為正，其對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向影響被糾正。這說明，當(dāng)制度水平低于0.839時，金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用；只有制度水平超過0.839時，金融干預(yù)的負(fù)面效應(yīng)才會被糾正進(jìn)而發(fā)揮促進(jìn)作用。同時，相對于金融發(fā)展變量，金融干預(yù)由于本身具有負(fù)面效應(yīng)，其所對應(yīng)的制度門檻值會比金融發(fā)展變量要高，這也正好說明了制度具有糾正經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)偏差和負(fù)面效應(yīng)的功能。

為進(jìn)一步驗證金融干預(yù)的制度門檻效應(yīng)，本節(jié)按照前文的分組方法將樣本分為三組，分別報告低和高等制度水平組金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)果表明，低制度水平組金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向影響，而高制度水平組，金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長的作用為正。不僅印證了制度與金融干預(yù)之間的交互作用，還進(jìn)一步表明了金融干預(yù)對經(jīng)濟(jì)存在制度門檻效應(yīng)，制度具有緩解金融干預(yù)負(fù)面效應(yīng)的作用。以上穩(wěn)健性檢驗表明，前文金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的估計結(jié)果是相對穩(wěn)健的。

六、結(jié)論

本文使用中國29個省1990～2012年的面板數(shù)據(jù)，分析了金融發(fā)展與制度的交互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響，并進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。結(jié)論表明：

第一，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長存在門檻效應(yīng)，只有當(dāng)制度發(fā)展達(dá)到一定水平之后，金融發(fā)展才能對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正向作用，并且金融對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用會隨著制度水平的提高而增強(qiáng)。這就解釋了為什么有些研究表明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向作用，而另一些研究卻認(rèn)為金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有不利影響。在考慮了制度變量對金融發(fā)展的制約之后，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用呈現(xiàn)出兩種不同的狀態(tài)，從而合理地解釋了金融發(fā)展的不同經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

第二，在穩(wěn)健性檢驗中，我們依然發(fā)現(xiàn)金融干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的門檻效應(yīng)，只有當(dāng)制度發(fā)展到一定水平之后，金融干預(yù)的負(fù)面效應(yīng)才會得到糾正，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。同時，金融干預(yù)所要求的門檻值比金融發(fā)展變量要高，說明制度具有較強(qiáng)的糾正經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)偏差效用。

本文的實(shí)證結(jié)論表明，在擴(kuò)大金融規(guī)模、提高金融系統(tǒng)效率進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程中，必須重視制度的作用。在發(fā)展金融的同時，穩(wěn)步推進(jìn)政治、經(jīng)濟(jì)體制改革，緩解金融約束和抑制，減少金融干預(yù)，發(fā)揮市場機(jī)制對金融體系的調(diào)節(jié)作用，為金融發(fā)展提供良好的發(fā)展環(huán)境，從而為金融支持經(jīng)濟(jì)提供保障。

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[8]劉文革，高偉，張?zhí)K．制度變遷的度量與中國經(jīng)濟(jì)增長——基于中國1952～2006年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2008，(6)：48～55.