李 強(qiáng) 李書舒

(1.中國科學(xué)院大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100190；2.中國科學(xué)院 科技戰(zhàn)略咨詢研究院，北京 100190)

財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響：非線性效應(yīng)與關(guān)聯(lián)機(jī)制

李 強(qiáng)1李書舒2

(1.中國科學(xué)院大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100190；2.中國科學(xué)院 科技戰(zhàn)略咨詢研究院，北京 100190)

基于中國1990—2014年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)就財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實(shí)證分析，得出三個(gè)基本結(jié)論：一是財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的“倒U型”關(guān)系，當(dāng)?shù)胤秸呢?cái)政支出占GDP的比例低于25%時(shí)，增加財(cái)政支出可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，反之則會削弱經(jīng)濟(jì)增長；二是金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響同樣存在顯著的“倒U型”效應(yīng)，當(dāng)金融發(fā)展水平(信貸/GDP)低于130%時(shí)，金融發(fā)展水平的提高可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，反之則會削弱經(jīng)濟(jì)增長；三是在經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，市場化的金融手段可以更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而在經(jīng)濟(jì)相對落后的內(nèi)陸地區(qū)，由于金融發(fā)展水平相對滯后，經(jīng)濟(jì)增長更多地依賴財(cái)政投入。

財(cái)政支出；金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長

一、引言與文獻(xiàn)綜述

在中國“政府主導(dǎo)型”經(jīng)濟(jì)增長模式的背后，財(cái)政支出和金融發(fā)展一直被認(rèn)為是支撐經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿?。盡管目前已有大量文獻(xiàn)分別討論了財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，但迄今為止，一些關(guān)鍵的核心問題仍然懸而未決，同時(shí)一些新問題也不斷涌現(xiàn)。比如，如果說財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，那么這些影響究竟是線性的還是非線性的？如果是非線性的，那么拐點(diǎn)位于何處？有何經(jīng)濟(jì)含義？更進(jìn)一步地，除財(cái)政支出和金融發(fā)展各自對經(jīng)濟(jì)增長的獨(dú)立影響外，二者之間是否還存在著相互影響和交叉效應(yīng)？研究這些問題，不僅可以加深我們對財(cái)政支出、金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長三者之間關(guān)系的認(rèn)識，而且有助于正確理解未來中國的財(cái)政和金融改革。

在財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系方面，目前學(xué)者們并沒有得出一致的結(jié)論。早期研究認(rèn)為，財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系(Aschauer，1989；Devarajan et al.，1993)。不過，也有一些研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間具有負(fù)相關(guān)關(guān)系或不存在顯著關(guān)系(Landau，1986；Evans，1997)。近年來，一些學(xué)者開始探索財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系。Armey(1995)研究認(rèn)為，財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有類似于Laffer曲線的非線性特征；Choi et al.(2005)、Wahab(2011)等也得到類似結(jié)論。在國內(nèi)研究方面，張明喜等(2005)基于生產(chǎn)函數(shù)的分析結(jié)果表明，財(cái)政支出的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長；付文林等(2006)研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出占GDP的比例與經(jīng)濟(jì)增長率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系；楊友才等(2009)通過構(gòu)建門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，證實(shí)了Aremy曲線在中國的存在性。

關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，早期研究一般認(rèn)為，金融發(fā)展有助于經(jīng)濟(jì)增長，代表性文獻(xiàn)如King et al.(1993)、Luintel et al.(1999)等。Harrison et al.(2004)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間具有彼此促進(jìn)的雙向因果關(guān)系。不過，Lucas(1988)并不認(rèn)可金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，而堅(jiān)持認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長帶動了金融發(fā)展。還有一些研究強(qiáng)調(diào)，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系并不是線性的，而且在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，二者的關(guān)系也可能存在重大差異(Rioja et al.，2004)。從國內(nèi)研究來看，陳剛等(2006)認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向效應(yīng)。但沈坤榮等(2004)的研究卻發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。張珂等(2009)也指出，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的正相關(guān)關(guān)系依賴于一些前提，比如在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低時(shí)，金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)似乎并不明顯。

在財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的交互效應(yīng)方面，目前的研究還相當(dāng)有限。杜宏宇等(2012)基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)具有顯著影響。馬勇等(2012)針對世界各國一些重要的金融危機(jī)案例進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，危機(jī)后的擴(kuò)張性財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響主要集中在短期。在較近的一項(xiàng)研究中，劉文革等(2014)發(fā)現(xiàn)，隨著政府干預(yù)和財(cái)政支出的增加，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用受到了明顯的抑制。

應(yīng)該指出，現(xiàn)有關(guān)于財(cái)政支出、金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究尚未得出一致的結(jié)論，同時(shí)，大部分研究都未考慮其中的非線性效應(yīng)和機(jī)制。為彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，本文基于中國各省的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，對財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間以及金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性效應(yīng)進(jìn)行分析。同時(shí)，為更好地考察財(cái)政支出和金融發(fā)展之間的相互影響，我們還在回歸分析中引入交叉項(xiàng)，這將有助于對財(cái)政支出、金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長三者之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)機(jī)制進(jìn)行更為深入的刻畫。

二、回歸模型與樣本數(shù)據(jù)描述

(一)回歸模型和估計(jì)方法

為分析財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響機(jī)制和效應(yīng)，本文建立如下動態(tài)面板回歸模型：

(1)

在式(1)中，下標(biāo)i和t分別表示經(jīng)濟(jì)區(qū)域和時(shí)間，c代表常數(shù)項(xiàng)，被解釋變量growthi,t為各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長率，govi,t表示各地區(qū)的財(cái)政支出， finani,t表示各地區(qū)的金融發(fā)展程度，Zi,t表示其它控制變量，εi,t為回歸方程的殘差。

由于待估計(jì)方程(1)為典型的動態(tài)面板回歸模型，滯后項(xiàng)的引入會引發(fā)經(jīng)典的內(nèi)生性問題，從而導(dǎo)致傳統(tǒng)的最小二乘法(OLS)、固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)的估計(jì)結(jié)果均無法獲得有效估計(jì)量。為此，我們參照標(biāo)準(zhǔn)文獻(xiàn)的做法，采用含工具變量的廣義矩估計(jì)(GMM)來解決相關(guān)內(nèi)生性問題。經(jīng)典的GMM估計(jì)主要有差分GMM(Difference GMM)和系統(tǒng)GMM(System GMM)。一般認(rèn)為，系統(tǒng)GMM估計(jì)由于其嚴(yán)格的矩條件能獲得更為有效的估計(jì)結(jié)果，因此，本文亦采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行相關(guān)模型估計(jì)。

在模型檢驗(yàn)方面，GMM在回歸估計(jì)中需要進(jìn)行以下兩個(gè)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：(1)關(guān)于工具變量的Hansen檢驗(yàn)，用于檢驗(yàn)工具變量的整體有效性，原假設(shè)為“工具變量有效”；(2)關(guān)于二階序列相關(guān)的AR(2)檢驗(yàn)，用于檢驗(yàn)回歸方程的殘差εi,t是否存在序列相關(guān)，只有當(dāng)殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)問題時(shí)，估計(jì)結(jié)果才是有效的。

(二)變量選擇和基本統(tǒng)計(jì)描述

根據(jù)式(1)，被解釋變量為經(jīng)濟(jì)增長，具體的代理變量使用GDP增速。核心解釋變量為財(cái)政支出和金融發(fā)展，具體的代理變量分別采用地方公共財(cái)政支出占GDP的比重(地方公共財(cái)政支出/GDP)以及金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款占GDP的比重(金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款/GDP)。此外，為對其它可能影響經(jīng)濟(jì)增長的潛在因素進(jìn)行控制，我們參考過往文獻(xiàn)的做法(陳雨露 等，2014；馬勇 等，2015)，引入通脹水平、投資水平、消費(fèi)水平、凈出口等變量作為控制變量。表1給出了上述各變量的具體說明。表2給出了各變量的基本統(tǒng)計(jì)描述。本文的所有數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)和Wind資訊，具體包括1990—2014年中國29個(gè)省市(港澳臺除外，重慶和西藏由于數(shù)據(jù)大量缺失，也未被納入)的數(shù)據(jù)。

表2 各變量的基本統(tǒng)計(jì)描述

三、實(shí)證分析與檢驗(yàn)

(一)基本回歸結(jié)果

在基本回歸中，我們首先分析財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的非線性效應(yīng)，基于式(1)的結(jié)果如表3所示。在表3中，回歸(1)為只包含財(cái)政支出及其平方項(xiàng)的回歸結(jié)果，回歸(2)加入了金融發(fā)展及其平方項(xiàng)，回歸(3)-(6)則在上述主變量的基礎(chǔ)上，依次加入通脹(CPI)、投資、消費(fèi)、凈出口控制變量。

對于財(cái)政支出的非線性效應(yīng)，表3回歸結(jié)果顯示，在至少5%的顯著性水平上，財(cái)政支出的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在“倒U型”效應(yīng)，拐點(diǎn)在0.25左右。這說明：當(dāng)?shù)胤秸呢?cái)政支出占GDP的比例低于25%時(shí)，增加財(cái)政支出可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；但如果財(cái)政支出占GDP的比例過大(經(jīng)濟(jì)增長過度依賴財(cái)政支出)，超過了25%的臨界值水平，那么財(cái)政支出的增加反而會削弱經(jīng)濟(jì)增長。

再來看金融發(fā)展的非線性效應(yīng)，在表3所有回歸結(jié)果中，金融發(fā)展的一次項(xiàng)系數(shù)均顯著為正(顯著性水平1%)，同時(shí)二次項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)(顯著性水平5%)，這意味著金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響同樣存在顯著的“倒U型”效應(yīng)。通過回歸中金融發(fā)展的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)，可以計(jì)算得出拐點(diǎn)值大約在1.3左右。換言之，當(dāng)金融發(fā)展水平(信貸/GDP)低于130%時(shí)，金融發(fā)展水平的提高可以進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；反之，如果金融發(fā)展過度，超過了130%的臨界水平，則會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生明顯的負(fù)面影響。

從表3回歸結(jié)果的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)來看，所有回歸均通過了Hansen檢驗(yàn)和AR(2)檢驗(yàn)，表明回歸估計(jì)的工具變量選擇有效，殘差不存在二階序列相關(guān)性。此外，注意到回歸模型在逐步加入控制變量的過程中，財(cái)政支出和金融發(fā)展的符號和顯著性均未發(fā)生顯著改變，這進(jìn)一步表明了估計(jì)結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性。

表3 財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響：基本回歸

注：L.growth表示被解釋變量的一階滯后；***、**、*分別表示在1%、5%、10%置信水平上顯著；變量系數(shù)括號內(nèi)為z值；AR(1)、AR(2)和Hansen統(tǒng)計(jì)量欄的數(shù)值為對應(yīng)檢驗(yàn)的p值。下同。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述基本回歸結(jié)果的可靠性，參考標(biāo)準(zhǔn)文獻(xiàn)的做法，本部分從一些主要方面進(jìn)行穩(wěn)健性分析，包括對核心解釋變量和被解釋變量采用不同的代理變量、分時(shí)間段和區(qū)域進(jìn)行回歸、引入額外的控制變量以及考慮變量之間的相互作用等。

1.基于不同的代理變量進(jìn)行回歸

參照標(biāo)準(zhǔn)文獻(xiàn)的做法，我們首先檢驗(yàn)回歸結(jié)果是否會受到核心變量不同代理變量選擇的影響。為此，采用GDP增長率的3年移動平均值作為經(jīng)濟(jì)增長的代理變量，同時(shí)采用各項(xiàng)存款和各項(xiàng)貸款之和占GDP的比重(finan=(貸款+存款)/GDP)作為金融發(fā)展的代理變量，并重新進(jìn)行相關(guān)回歸，結(jié)果如表4所示。其中，回歸(1)、(2)為采用GDP增長率的3年移動平均值作為經(jīng)濟(jì)增長的代理變量的結(jié)果，而回歸(3)、(4)為采用各項(xiàng)存款和各項(xiàng)貸款之和占GDP的比重作為金融發(fā)展的代理變量的結(jié)果。

從表4的回歸結(jié)果來看，無論是采用GDP增長率的3年移動平均值作為經(jīng)濟(jì)增長的代理變量，還是采用各項(xiàng)存款和各項(xiàng)貸款之和占GDP的比重作為金融發(fā)展的代理變量，財(cái)政支出和金融發(fā)展的一次項(xiàng)系數(shù)在所有回歸中始終顯著為正，而它們的二次項(xiàng)系數(shù)則始終顯著為負(fù)，這意味著，財(cái)政支出和金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的“倒U型”關(guān)系依然顯著成立。從拐點(diǎn)位置來看，財(cái)政支出/GDP的臨界值仍然位于25%左右，而新的金融發(fā)展變量(finan=(貸款+存款)/GDP)由于其本身數(shù)值整體變大，相應(yīng)的臨界值位于190%左右。同時(shí)，表4的所有回歸均通過了Hansen檢驗(yàn)和AR(2)檢驗(yàn)，說明模型估計(jì)是有效的?？傮w來看，在采用新的代理變量之后，前文分析的基本結(jié)論依然成立。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的其它代理變量

2.分不同時(shí)間段和不同區(qū)域進(jìn)行回歸

對于面板數(shù)據(jù)回歸，另外兩種常見的穩(wěn)健型檢驗(yàn)形式是考慮回歸結(jié)果在時(shí)間和空間兩個(gè)主要維度上的穩(wěn)定性。為此，可以對原樣本分不同時(shí)間段和不同區(qū)域重新進(jìn)行回歸。在具體時(shí)間段的劃分上，以2003年“銀監(jiān)分設(shè)”為基本標(biāo)志，中國的金融改革和發(fā)展進(jìn)入一個(gè)新的階段(陳雨露 等，2013)，據(jù)此我們將原樣本劃分為1990—2002年和2003—2014年兩個(gè)子區(qū)間并重新進(jìn)行回歸分析，具體結(jié)果分別如表5的回歸(1)和(2)所示。顯而易見，在兩個(gè)子區(qū)間里，無論是財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間的“倒U型”關(guān)系，還是金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的“倒U型”關(guān)系，均顯著成立。同時(shí)注意到，財(cái)政支出在1990—2002年子區(qū)間的回歸系數(shù)在顯著性上要大于2003—2014年子區(qū)間，而金融發(fā)展的情況正好相反，其在2003—2014年子區(qū)間的回歸系數(shù)更加顯著，這說明，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系有所下降，而金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系則在上升。

從空間維度來看，我們將總樣本劃分為經(jīng)濟(jì)相對較發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)和相對不發(fā)達(dá)的內(nèi)陸地區(qū)，然后分別進(jìn)行回歸估計(jì)，具體結(jié)果如表5中的回歸(3)和(4)所示?？梢园l(fā)現(xiàn)：一是財(cái)政支出和金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的“倒U型”關(guān)系在總體上仍然顯著成立；二是與內(nèi)陸地區(qū)相比，沿海地區(qū)金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)相對更加顯著，而財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)相對較弱。根據(jù)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)，這一點(diǎn)并不難以理解，因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，可以更多地通過市場化的金融手段促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而在經(jīng)濟(jì)相對落后的內(nèi)陸地區(qū)，由于金融發(fā)展相對滯后，可能不得不更多地依賴財(cái)政的直接投入。

3.增加額外的控制變量

為進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，我們嘗試在回歸模型中加入額外的控制變量，具體包括人均GDP、經(jīng)濟(jì)波動(GDP增速的標(biāo)準(zhǔn)差)、通脹波動(CPI的標(biāo)準(zhǔn)差)、貿(mào)易開放度(進(jìn)出口/GDP)、金融開放度(外商直接投資/GDP)、基礎(chǔ)設(shè)施水平(公路里程)、教育水平(每萬人的高等學(xué)校在校生人數(shù))。從表6看，在分別加入上述額外控制變量后，核心解釋變量(財(cái)政支出和金融發(fā)展)的符號和顯著性在所有回歸中均未發(fā)生顯著改變，且所有回歸方程均通過了Hansen檢驗(yàn)和AR(2)檢驗(yàn)，表明模型的估計(jì)結(jié)果是有效的。對于新引入的各控制變量而言，注意到在回歸(7)中，教育水平的回歸系數(shù)顯著為正，表明一個(gè)地區(qū)教育水平的提高將有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：分階段和區(qū)域回歸

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：加入額外控制變量

(續(xù)表6)

(1)growth(2)growth(3)growth(4)growth(5)growth(6)growth(7)growthvolcpi-0．156(-1．42)trade2．099(1．31)open-7．298(-0．65)road-0．042(-0．71)edu0．029?(1．85)constant20．190(1．56)-21．334??(-2．16)-20．694??(-2．32)-17．325(-1．59)-18．696??(-2．284)-14．772(-0．43)-25．397???(-2．93)AR(1)0．0130．0120．0160．0140．0130．0120．015AR(2)0．1570．1200．1480．1230．1780．1690．128Hansen0．4220．4780．4920．4640．4260．4630．519N696696696696696696696

4.考慮變量之間的相互作用

在回歸分析中，變量之間的相互作用可以通過引入交互項(xiàng)來分析其交叉效應(yīng)。在本研究中，為分析財(cái)政支出和金融發(fā)展這兩個(gè)核心變量與其它變量之間的相互影響，可以在回歸模型中進(jìn)一步引入財(cái)政支出和金融發(fā)展與各主要變量之間的交叉項(xiàng)，具體結(jié)果如表7所示。根據(jù)表7的回歸結(jié)果：財(cái)政支出和金融發(fā)展的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明財(cái)政支出和金融發(fā)展之間存在彼此強(qiáng)化和促進(jìn)的正向效應(yīng)；財(cái)政支出和通脹(CPI)的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明在高通脹環(huán)境中，財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)會遭到削弱；金融發(fā)展和投資之間的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明金融發(fā)展水平的上升可以促進(jìn)投資的增加；財(cái)政支出和金融發(fā)展與消費(fèi)之間的交叉項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說明金融發(fā)展水平的上升和財(cái)政支出的增加可以促進(jìn)消費(fèi)的增長。

通過將上述結(jié)論置于中國經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展的整體背景下，我們不難理解上述變量之間的相互影響和聯(lián)系的機(jī)制。首先，財(cái)政和金融作為中國經(jīng)濟(jì)增長的兩個(gè)重要推動力，前者代表著政府的力量，而后者代表著市場的力量，二者之間相互支持和加強(qiáng)自然會產(chǎn)生正向的反饋機(jī)制和效應(yīng)。其次，高通脹會削弱財(cái)政支出的效果，這主要是因?yàn)椋诟咄浀慕?jīng)濟(jì)環(huán)境下，投資和消費(fèi)的預(yù)期均會受到影響，此時(shí)財(cái)政支出的乘數(shù)效應(yīng)會相應(yīng)減弱。再次，隨著中國經(jīng)濟(jì)和金融市場化進(jìn)程的加速，投資和金融之間的聯(lián)系越來越緊密，由于大量的投資需求建立在信貸支持基礎(chǔ)之上，因此，金融發(fā)展可以促進(jìn)投資上升也就不難理解了。最后，財(cái)政支出和金融發(fā)展促進(jìn)消費(fèi)增加也符合標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理：一方面，消費(fèi)性的財(cái)政支出和消費(fèi)金融本身會直接帶來消費(fèi)需求的上升；另一方面，通過財(cái)政支出的乘數(shù)效應(yīng)和金融發(fā)展所帶來的跨期消費(fèi)平滑機(jī)制，會進(jìn)一步促進(jìn)消費(fèi)需求的上升。

(續(xù)表7)

(1)growth(2)growth(3)growth(4)growth(5)growthcpi-0．027(-0．55)-0．048(-1．36)-0．040(-1．22)-0．021(-0．19)-0．036(-0．79)invest5．608??(2．16)5．279?(1．77)3．882??(2．38)5．331?(1．81)4．384???(2．89)consume9．013(0．65)7．386(1．02)10．109(1．38)8．557(0．15)9．191(0．24)export10．676(0．97)10．384(0．66)11．775(1．03)9．724(0．49)11．543(1．12)gov?finan41．972??(2．18)gov?cpi-4．739??(-2．28)finan?invest0．702??(2．13)gov?consume1．787?(1．97)finan?consume5．272??(1．98)constant-24．205?(-1．86)-33．176??(-2．29)-18．253(-1．31)-16．169(-1．12)-20．423(-1．26)AR(1)0．0180．0120．0190．0130．015AR(2)0．1560．1830．1700．2210．239Hansen0．4730．4970．5820．3290．345N696696696696696

四、結(jié)論與政策啟示

本文采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，基于中國29個(gè)省市1990—2014年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，就財(cái)政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實(shí)證分析。得出基本結(jié)論：(1)財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在“倒U型”效應(yīng)，拐點(diǎn)位于25%左右。這說明：當(dāng)?shù)胤秸?cái)政支出占GDP的比例低于25%時(shí)，增加財(cái)政支出可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)財(cái)政支出占GDP的比例過大，超過25%的臨界值時(shí)，財(cái)政支出的增加反而會削弱經(jīng)濟(jì)增長。(2)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響同樣存在顯著的“倒U型”效應(yīng)，拐點(diǎn)值出現(xiàn)在金融發(fā)展水平(信貸/GDP)達(dá)到130%左右時(shí)。這意味著：當(dāng)金融發(fā)展水平(信貸/GDP)低于130%時(shí)，金融發(fā)展水平的進(jìn)一步提高可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；反之，如果金融發(fā)展過度，超過了130%的臨界水平，則會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生明顯的負(fù)面影響。(3)與內(nèi)陸地區(qū)相比，沿海地區(qū)金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)更為顯著，而財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)則相對較弱。這說明：在經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)的沿海地區(qū)，市場化的金融手段可以更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；在經(jīng)濟(jì)相對落后的內(nèi)陸地區(qū)，由于金融發(fā)展水平相對滯后，可能不得不更多地依賴財(cái)政的直接投入。

根據(jù)本文結(jié)論，提出以下政策建議：一是財(cái)政支出規(guī)模并不是越高越好，應(yīng)該合理調(diào)整財(cái)政支出占GDP的比例，以提高財(cái)政支出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效率；二是推進(jìn)適度的金融發(fā)展，既充分發(fā)揮金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效應(yīng)，同時(shí)又防止金融發(fā)展過度而脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)；三是充分考慮不同區(qū)域之間的差異性，沿海發(fā)達(dá)省市應(yīng)該繼續(xù)充分發(fā)揮金融配置資源的優(yōu)勢，同時(shí)優(yōu)化財(cái)政支出比例和結(jié)構(gòu)，而內(nèi)陸省市則應(yīng)該進(jìn)一步提升金融發(fā)展水平，讓經(jīng)濟(jì)增長的動力更多地從依賴財(cái)政支出轉(zhuǎn)向依靠市場化的金融手段。

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(責(zé)任編輯 彭 江)

Impact of Fiscal Spending and Financial Development on Economic Growth: Non-linear Effects and Transmission Mechanism

LI Qiang1LI ShuShu2

(1.School of Economics and Management, University of Chinese Academy of Sciences, Beijing 100190; 2.Institute of Policy and Management, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100190)

Based on China′s regional data over 1990-2014, this paper employs the System GMM estimation to examine the relationship between fiscal expenditure, financial development and economic growth. The results yield three basic conclusions: (1) There exists a significant inverted U-shaped relationship between fiscal expenditure and economic growth, where economic growth is enhanced before the fiscal balance (fiscal expenditure/GDP) reaches 25% and weakened after; (2) A significant inverted U-shaped relationship is also found for the relationship between financial development and economic growth, where economic growth is enhanced before financial development (credit/GDP) reaches 130% and weakened after; (3) In the more developed coastal areas, the marketed based financial means better serve of the economy, while in the inland areas, economic growth is more dependent on the government's fiscal spending due to insufficient financial development.

fiscal expenditure; financial development; economic growth

2016-09-05

李 強(qiáng)(1977-)，男，河北南皮人，中國科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士生。 李書舒(1983-)，女，四川綿陽人，博士，中國科學(xué)院科技戰(zhàn)略咨詢研究院助理研究員。

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“中國農(nóng)村環(huán)境治理效率實(shí)證研究”(41401202)。

F015；F224

A

1001-6260(2017)02-0021-09

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.02.003