田 菁

(天津商業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300134)

金融發(fā)展是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長？
——基于2003—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的再檢測

田 菁

(天津商業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300134)

本文利用2003—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從銀行部門和股票市場兩個(gè)方面定義金融發(fā)展，運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)，實(shí)證檢驗(yàn)了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響路徑以及這一影響的區(qū)域差異效應(yīng)。研究表明，銀行發(fā)展主要通過推動(dòng)資本積累來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而股票市場發(fā)展的作用在于提高了全要素生產(chǎn)率。金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響途徑和機(jī)制與地區(qū)經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平相關(guān)。本文的貢獻(xiàn)在于為金融與經(jīng)濟(jì)之間非單調(diào)的聯(lián)結(jié)關(guān)系提供了新的證據(jù)，這意味著金融發(fā)展是有規(guī)模限制的，超過之后反而對經(jīng)濟(jì)增長不利。

金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；銀行部門；股票市場；系統(tǒng)GMM估計(jì)

一、問題的提出

金融體制改革的目的在于提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率和支持經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的能力。作為經(jīng)濟(jì)體系的重要組成部分，金融體系的制度、規(guī)范和行為與實(shí)體經(jīng)濟(jì)相互交織、相互影響。金融發(fā)展是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長？只有充分認(rèn)識(shí)二者之間的聯(lián)結(jié)關(guān)系，才能厘清金融體制改革的重點(diǎn)和方向。本文基于2003—2014年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)重新詮釋這一問題，實(shí)證檢驗(yàn)了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響路徑及其區(qū)域差異效應(yīng)。

自Schumpeter開始，大量的代表性研究，如Greenwood和Jovanovic[1]、Bencivenga和Smith[2]、Greenwood和Smith[3]將金融發(fā)展視作經(jīng)濟(jì)增長的要素，因?yàn)楣δ芰己玫慕鹑谥薪楹徒鹑谑袌瞿軌驕p少信息成本和交易成本，有效地配置資源，通過推動(dòng)資本積累和提高全要素生產(chǎn)率來促進(jìn)長期經(jīng)濟(jì)增長，資本積累和全要素生產(chǎn)率亦被稱作增長的源泉，但是這個(gè)觀點(diǎn)受到Lucas[4]與Pagano[5]的挑戰(zhàn)，他們認(rèn)為，金融發(fā)展對于經(jīng)濟(jì)增長的影響被高估了。新近的文獻(xiàn)，如Gregorio和Guidotti[6]、Rioja和Valev[7]、Arcand等[8]、Law 和Singh[9]，解釋經(jīng)濟(jì)增長是個(gè)非線性、多階段的過程，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系隨經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展程度的不同而改變，這些研究可以看做是對上述兩種觀點(diǎn)的折中。另外，正如Levine和Zervos[10]、Beck和Levine[11]所關(guān)注的，爭論同時(shí)也存在于銀行和股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的作用上，是互補(bǔ)、替代，亦或誰更重要？

國內(nèi)的研究中，在金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系方面，楊龍和胡曉珍[12]基于1995—2008年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，整體上金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有正的影響。李強(qiáng)和徐康寧[13]基于2000—2010年省級(jí)數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)面板估計(jì)發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有正向促進(jìn)作用，但對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)有抑制作用，金融發(fā)展服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的職能沒有得到體現(xiàn)。楊友才[14]基于1987—2009年省級(jí)數(shù)據(jù)的門檻面板模型，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用不僅存在門檻效應(yīng)，即金融發(fā)展水平超過門檻值時(shí)才會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長有正的作用，且存在邊際效應(yīng)遞減的趨勢。張亦春和王國強(qiáng)[15]基于1992—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的雙門檻模型，實(shí)證研究表明金融發(fā)展水平過高或過低都會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長，金融發(fā)展應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長相適應(yīng)。此外，上述研究都發(fā)現(xiàn)了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的區(qū)域差異效應(yīng)，一致的結(jié)論是，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)依東、中、西部遞減。

在金融發(fā)展作用于經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)制與傳導(dǎo)路徑上，趙勇和雷達(dá)[16]基于1985—2006年省級(jí)面板數(shù)據(jù)考察了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長、資本積累與全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對于資本積累和全要素生產(chǎn)率都起到了重要的推動(dòng)作用。黎歡和龔六堂[17]在理論上將金融發(fā)展變量引入內(nèi)生增長模型之中，推導(dǎo)出金融發(fā)展水平越高，企業(yè)越有動(dòng)力投入研發(fā)，提高技術(shù)進(jìn)步速度，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。李健和衛(wèi)平[18]以2000—2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)為樣本，從金融規(guī)模和金融效率兩個(gè)維度衡量金融發(fā)展，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，無論是金融規(guī)模還是金融效率都顯著提高了全要素生產(chǎn)率。

相關(guān)研究盡管角度不同、方法各異、結(jié)論不一，但共同的問題在于，國內(nèi)研究所關(guān)注的金融發(fā)展變量僅限于銀行部門而忽略了股票市場，這可能會(huì)帶來下述疑問：忽略股票市場的發(fā)展，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是否穩(wěn)健？作為一國金融體系重要的組成部分，銀行部門與股票市場各自獨(dú)立還是作為一個(gè)整體對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響并且影響如何？本文將拓展以上研究成果，闡釋在以金融深化為特征的經(jīng)濟(jì)體中，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響路徑，以及這種影響是否與經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平相關(guān)。具體而言，本文在以下幾點(diǎn)有別于既往文獻(xiàn)：(1)從銀行部門和股票市場兩個(gè)方面定義金融發(fā)展，以獲得更完整的經(jīng)驗(yàn)設(shè)計(jì)并豐富了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的聯(lián)結(jié)關(guān)系。(2)依樣本期間人均GDP將全國劃分為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，引入地區(qū)虛擬變量，這種劃分方法相比之前基于地理位置的劃分方法能夠更清晰地顯示不同經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展階段下金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的差異。(3)鑒于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的非單調(diào)性，本文以2003—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)為觀察對象以獲得最新的研究動(dòng)態(tài)。

二、模型構(gòu)建

遵循Beck和Levine[11]的經(jīng)典研究框架，構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長回歸模型如下：

yit-yit-1=(α-1)yit-1+β′Xit+ηi+εit

(1)

其中，yit為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的對數(shù)形式，yit-yit-1即為產(chǎn)出的增長率；Xit為所有解釋變量集合，包括金融發(fā)展變量和控制變量，考慮到解釋變量與被解釋變量之間的非線性關(guān)系，所有解釋變量都取對數(shù)形式；ηi為不可觀測的個(gè)體異質(zhì)效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差；α-1與β′為系數(shù)。

合并yit-1，整理可得：

yit=αyit-1+β′Xit+ηi+εit

(2)

做一階差分以消除個(gè)體效應(yīng)：

yit-yit-1=α(yit-1-yit-2)+β′(Xit-Xit-1)+

(εit-εit-1)

(3)

由于增長率的滯后項(xiàng)(yit-1-yit-2)與誤差項(xiàng)(εit-εit-1)相關(guān)，而且金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的雙重因果關(guān)系會(huì)產(chǎn)生聯(lián)立性偏誤，使得金融發(fā)展作為解釋變量、經(jīng)濟(jì)增長作為被解釋變量的計(jì)量模型估計(jì)存在內(nèi)生性問題，需要尋找適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞坎拍艿玫揭恢鹿烙?jì)。

本文運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)式(1)，作為金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的整體估計(jì)。在此基礎(chǔ)之上引入地區(qū)虛擬變量，具體做法是，依樣本期間人均GDP將全國劃分為兩類地區(qū)：人均GDP高于全國平均人均GDP的地區(qū)為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，HD=1(HD為地區(qū)虛擬變量)；人均GDP低于全國平均人均GDP的地區(qū)為經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。*經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)包括：北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和陜西12個(gè)省市；經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)包括：河北、山西、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、海南、四川、貴州、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏和新疆18個(gè)省市自治區(qū)。擴(kuò)展后的經(jīng)濟(jì)增長回歸模型如下：

(4)

加入地區(qū)虛擬變量與金融發(fā)展變量的交叉項(xiàng)后，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)為β1′+β2′，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)為β1′。同樣對式(4)進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)，以分析不同經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展階段下金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的差異。

三、變量定義與數(shù)據(jù)處理

(一)被解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長

為了評(píng)估金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響及影響的路徑，本文的經(jīng)濟(jì)增長變量包括經(jīng)濟(jì)增長率、資本積累增長率和全要素生產(chǎn)率增長率。

經(jīng)濟(jì)增長率，即真實(shí)人均GDP增長率，根據(jù)各省2003—2014年人均GDP指數(shù)測算。

資本積累增長率，即人均資本存量的增長率。借鑒張軍等[19]已經(jīng)核算出來的2000年各省資本存量的數(shù)據(jù)，運(yùn)用永續(xù)盤存法按照2003年不變價(jià)格計(jì)算各省2002—2014年資本存量：

Kit=Kit-1(1-δ)+Iit

(5)

其中，Iit為當(dāng)年固定資本形成總額，δ為經(jīng)濟(jì)折舊率，取δ=9.6%。由各省資本存量除以各省常住人口即可換算為各省人均資本存量，最終求得各省2003—2014年人均資本存量增長率。

全要素生產(chǎn)率增長率。全要素生產(chǎn)率的測算通常采用索洛余值法，在新古典人均生產(chǎn)函數(shù)y=Akα中，A為全要素生產(chǎn)率，k為人均資本存量，α為資本產(chǎn)出彈性，資本產(chǎn)出彈性可由收入份額法確定。*根據(jù)各地區(qū)生產(chǎn)總值收入法構(gòu)成項(xiàng)目，α=1-勞動(dòng)者報(bào)酬/地區(qū)生產(chǎn)總值。取對數(shù)后，全要素生產(chǎn)率為：

ln(A)=ln(y)-αln(k)

(6)

差分后，全要素生產(chǎn)率的增長率可以按下式估算：

全要素生產(chǎn)率的增長率=人均GDP增長率-α×人均資本存量增長率

(7)

(二)核心解釋變量：金融發(fā)展

本文選取的金融發(fā)展變量如下：

貸款/GDP，即各地區(qū)年末銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額與GDP的比。本文以“各地區(qū)年末銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額/GDP”作為一個(gè)寬的衡量指標(biāo)。

貸款/存款，即各地區(qū)年末銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額與各項(xiàng)存款余額的比。

換手率，即各地區(qū)一年內(nèi)股票市場交易量與流通規(guī)模的比。通常認(rèn)為，較低換手率的市場因?yàn)榻灰壮杀据^高，會(huì)抑制投資者長期投資的熱情；相反，較高換手率的市場相當(dāng)于給予投資者一個(gè)退出期權(quán)，能刺激投資者進(jìn)行長期投資，促進(jìn)資源更有效的配置以及更快的經(jīng)濟(jì)增長。

流通市值/GDP，即各地區(qū)年末股票流通市值與GDP 的比。本文仍然追隨Levine和Zervos[10]的做法，將股票市場發(fā)展規(guī)模指標(biāo)納入金融發(fā)展變量指標(biāo)體系，以獲得更全面的經(jīng)驗(yàn)設(shè)計(jì)。

(三)控制變量

考慮到遺漏重要解釋變量會(huì)造成估計(jì)結(jié)果有偏，基于文獻(xiàn)的指引，添加如下控制變量：地方財(cái)政支出/GDP、進(jìn)出口總額/GDP以及人均受教育年限。

(四)數(shù)據(jù)來源

上述變量中除了股票市場發(fā)展變量的數(shù)據(jù)來自于聚源銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫，其余變量的數(shù)據(jù)均來自于中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。為了獲得金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期關(guān)系，并兼顧樣本數(shù)據(jù)的長短，本文按每兩年劃分為6個(gè)時(shí)段，每個(gè)變量取兩年的均值以消除短期經(jīng)濟(jì)周期的影響。由此，本文獲得了30個(gè)省份10個(gè)變量的面板數(shù)據(jù)。*出于對數(shù)據(jù)連續(xù)性的考慮，將重慶并入四川。

(五)描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了樣本各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 樣本各變量描述性統(tǒng)計(jì)(N=150)

四、計(jì)量結(jié)果與分析

(一)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響：整體估計(jì)

基于式(1)，表2報(bào)告了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的整體GMM估計(jì)結(jié)果。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，第(1)、第(3)和第(5)列是未加入控制變量的估計(jì)結(jié)果，第(2)、第(4)和第(6)列是加入控制變量的估計(jì)結(jié)果。AR(2)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示擾動(dòng)項(xiàng)無明顯自相關(guān)，Sargan過度識(shí)別檢驗(yàn)無法拒絕“所有工具變量都有效”的原假設(shè)，表明模型的設(shè)定是正確的。金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響在加入控制變量前后沒有顯著差異，控制變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響符合理論預(yù)期且部分顯著，估計(jì)結(jié)果具有較好的一致性。

表2 金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：整體估計(jì)結(jié)果

注：所有解釋變量都取對數(shù)形式；***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平下顯著；括號(hào)中的數(shù)值為異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。

1.銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響

由表2估計(jì)結(jié)果可知，銀行發(fā)展對人均GDP 增長率和人均資本存量增長率均有顯著影響，但對全要素生產(chǎn)率增長率的影響不顯著，即銀行發(fā)展主要是通過影響資本積累而作用于經(jīng)濟(jì)增長的。

從表2的第(1)—第(4)列可以看出，貸款/GDP對人均GDP增長率和人均資本存量增長率具有顯著的負(fù)面影響。*本文也嘗試用(貸款+存款)/GDP定義金融深度，得到了相似的估計(jì)結(jié)果。由表1可知，貸款/GDP的樣本均值為105.6%，這在一定程度上可與Arcand等[8]的研究結(jié)論互相印證。Arcand等[8]采用1960—2010年跨國數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融深度與經(jīng)濟(jì)增長之間的非單調(diào)、倒U型關(guān)系，當(dāng)私人信貸/GDP大于42%時(shí)，金融深度對經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)就不再顯著；當(dāng)私人信貸/GDP大于90%時(shí)，金融深度對經(jīng)濟(jì)增長的影響由正轉(zhuǎn)而為負(fù)，但不具有顯著性；當(dāng)私人信貸/GDP超過113%時(shí)，金融深度對經(jīng)濟(jì)增長的影響則表現(xiàn)為顯著的負(fù)效應(yīng)。由此，金融發(fā)展是有規(guī)模限制的，超過之后反而對經(jīng)濟(jì)增長不利。

在控制了銀行信貸規(guī)模后，貸款/存款對人均GDP增長率和人均資本存量增長率具有顯著的正面影響。如新疆在2011—2012年間貸存比是65.4%，若將其貸存比提高到樣本均值即71.0%，則會(huì)帶動(dòng)人均GDP增長率提高1.6%、人均資本存量增長率提高1.9%。*人均GDP增長率提高的計(jì)算過程是：ln(71.1%)-ln(65.4%)=0.084,0.084×0.194=0.016，人均資本存量增長率提高的計(jì)算過程同理。本文研究期內(nèi)中國貸存比均值為71.0%，這源于中國從1995年頒布實(shí)行的貸存比最高不得超過75%的規(guī)定，這一規(guī)定在一定程度上制約了商業(yè)銀行市場化運(yùn)作，適當(dāng)放開更有利于經(jīng)濟(jì)增長。

2.股票市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響

由表2估計(jì)結(jié)果可知，股票市場發(fā)展對人均GDP 增長率和人均資本存量增長率均無顯著影響，但對全要素生產(chǎn)率增長率有顯著的正向影響，即股票市場的作用主要在于促進(jìn)了生產(chǎn)率的提高。這一結(jié)果說明由于創(chuàng)新性的投資機(jī)會(huì)在股票市場上更容易獲得資金支持，所以股票市場發(fā)展有利于提高生產(chǎn)效率。同時(shí)也說明，股票市場和銀行分別提供了不同功能的金融服務(wù)。

但是，與以往的實(shí)證研究股票市場具有增長促進(jìn)作用的大量文獻(xiàn)不同，本文的估計(jì)結(jié)果表明，是“股票市場規(guī)?！倍皇恰肮善笔袌隽鲃?dòng)性”對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正作用。由于股票市場規(guī)模的變化一方面源于新股的發(fā)行，另一方面源于股票價(jià)格的變化。對于正在經(jīng)歷金融深化的發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，企業(yè)發(fā)行股票的意愿強(qiáng)烈，企業(yè)上市意味著可以獲得源源不斷的資金支持，股票市場規(guī)模的增加更多地源于新股的發(fā)行，從而帶來股票市場籌資規(guī)模的增加。又因?yàn)楣善笔袌龌I資相比銀行信貸會(huì)受到更加嚴(yán)格的監(jiān)管，資金約束的解除使得企業(yè)更多地投資于盈利性項(xiàng)目，由此促進(jìn)了生產(chǎn)率的提高。

(二)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響：基于地區(qū)虛擬變量的進(jìn)一步分析

基于式(4)，逐一引入四個(gè)金融發(fā)展變量與地區(qū)虛擬變量的交叉項(xiàng)，表3報(bào)告了被解釋變量分別為人均GDP增長率、人均資本存量增長率和全要素生產(chǎn)率增長率的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果。各模型均通過了AR(2)檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)，結(jié)合整體估計(jì)可以看出回歸結(jié)果也比較穩(wěn)健。

表3 金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：基于地區(qū)虛擬變量的估計(jì)

1.銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的區(qū)域效應(yīng)分析

加入地區(qū)虛擬變量與金融發(fā)展變量的交叉項(xiàng)后，估計(jì)結(jié)果顯示銀行發(fā)展對人均GDP增長率和人均資本存量增長率均有顯著影響，對全要素生產(chǎn)率增長率無顯著影響，與整體估計(jì)結(jié)果一致。由表3的第(1)、第(2)列可以看出，銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的區(qū)域效應(yīng)。貸款/GDP對經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)人均GDP 增長率和人均資本存量增長率影響較小且均不顯著，由Panel A和Panel B第(1)列可得，回歸系數(shù)分別為β1=-0.004和β1=0.029；但其與地區(qū)虛擬變量交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，即β2=-1.172和β2=-0.402，說明貸款/GDP只對經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)人均GDP增長率和人均資本存量增長率有顯著的負(fù)作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)貸款/GDP均值為119%，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)貸款/GDP均值為96%，進(jìn)一步支持了整體估計(jì)的結(jié)論，即銀行規(guī)模過大有礙于整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)表現(xiàn)尤為明顯。貸款/存款對兩類地區(qū)人均GDP增長率和人均資本存量增長率的影響不再顯著，由Panel A和Panel B第(2)列可得，回歸系數(shù)分別為β1=0.058和β1=0.104；其與地區(qū)虛擬變量交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)也不顯著但都為負(fù)，即β2=-0.062和β2=-0.010。說明雖不顯著，但貸款/存款的增加更有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

經(jīng)過對兩類地區(qū)子樣本更細(xì)致的統(tǒng)計(jì)分析后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)貸款/存款均值為73%，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)貸款/存款均值為69%，由此可見，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)應(yīng)該適當(dāng)促進(jìn)存款向貸款的轉(zhuǎn)化，而經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)銀行發(fā)展的重點(diǎn)是提高信貸質(zhì)量而非規(guī)模擴(kuò)張。

2.股票市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的區(qū)域效應(yīng)分析

加入地區(qū)虛擬變量與金融市場發(fā)展變量的交叉項(xiàng)后，估計(jì)結(jié)果顯示股票市場發(fā)展對人均GDP增長率和全要素生產(chǎn)率增長率有顯著影響，對人均資本存量增長率無顯著影響，與整體估計(jì)結(jié)果基本一致。由表3的第(3)、第(4)列可以看出，股票市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的區(qū)域效應(yīng)。在整體估計(jì)中，如表2所示，股票市場發(fā)展對人均GDP增長率的影響表現(xiàn)為不顯著的微弱的正作用，而加入其與地區(qū)虛擬變量的交叉項(xiàng)后，由表3Panel A第(3)列可得，雖然換手率的回歸系數(shù)不顯著，即β1=-0.013，但換手率與地區(qū)虛擬變量交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，即β2=0.021；由表3Panel A第(4)列可得，流通市值/GDP的回歸系數(shù)及其與地區(qū)虛擬變量交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著，即β1=0.017、β2=-0.021。這說明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)股票市場換手率的提高對人均GDP增長率有顯著的正向影響，而經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)股票市場規(guī)模對人均GDP增長率有顯著的正向影響。在股票市場發(fā)展對全要素生產(chǎn)率增長率的回歸中，由表3Panel C第(3)列可得，雖然換手率的回歸系數(shù)不顯著，即β1=0.227，但其與地區(qū)虛擬變量交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，即β2=0.113，說明股票市場換手率對于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的全要素生產(chǎn)率的增長具有顯著的促進(jìn)作用。由表3Panel C第(4)列可得，流通市值/GDP的系數(shù)顯著為正，即β1=0.477，但其與地區(qū)虛擬變量的交叉項(xiàng)系數(shù)β2=0.081，不顯著，說明股票市場規(guī)模對兩類地區(qū)全要素生產(chǎn)率的增長都有顯著的促進(jìn)作用且無明顯區(qū)域差異。

經(jīng)過對兩類地區(qū)子樣本更細(xì)致的統(tǒng)計(jì)分析后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)換手率均值為4.294，流通市值/GDP均值為0.334；經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)換手率均值為5.061，流通市值/GDP均值為0.179，雖然換手率指標(biāo)在兩類地區(qū)間差異不大，但經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)在股票市場籌資規(guī)模上較大程度地落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，顯示了經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)仍然可能存在的資金約束問題。

五、結(jié)論與啟示

本文利用2003—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從銀行部門和股票市場兩個(gè)方面定義金融發(fā)展，利用系統(tǒng)GMM估計(jì)，檢驗(yàn)了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響路徑以及這一影響的區(qū)域差異。結(jié)果顯示，在銀行發(fā)展方面，信貸規(guī)模的擴(kuò)張?jiān)诮趦?nèi)對經(jīng)濟(jì)增長有抑制作用，控制了信貸規(guī)模后，銀行盈利能力的提高對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用；在股票市場發(fā)展方面，換手率對經(jīng)濟(jì)增長無顯著影響，股票市場規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正向影響。從影響路徑來看，銀行發(fā)展主要通過推動(dòng)資本積累來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而股票市場發(fā)展的作用在于提高了全要素生產(chǎn)率。說明銀行部門和股票市場作為一國金融體系兩個(gè)重要組成部分，分別提供了不同功能的金融服務(wù)且各自獨(dú)立地發(fā)揮作用。

加入地區(qū)虛擬變量與金融發(fā)展變量的交叉項(xiàng)后，計(jì)量結(jié)果依然穩(wěn)健。在銀行發(fā)展方面，信貸規(guī)模的擴(kuò)張僅對發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的抑制作用，銀行盈利能力對經(jīng)濟(jì)增長影響的顯著性較整體估計(jì)減弱，雖不顯著但對發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)小于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。在股票市場發(fā)展方面，換手率僅對經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的促進(jìn)作用，股票市場規(guī)模則更能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。說明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響路徑與地區(qū)經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平相關(guān)，金融部門與實(shí)體經(jīng)濟(jì)間的聯(lián)系具有復(fù)雜的非單調(diào)性。

本文的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)對于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下金融改革的啟示在于：(1)在制定金融發(fā)展政策的過程中，需要關(guān)注金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間動(dòng)態(tài)的聯(lián)結(jié)關(guān)系。雖然金融發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但當(dāng)金融發(fā)展對于經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用減弱甚至可能造成潛在的、不可忽視的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，就需要兼顧其他政策措施以維護(hù)整體經(jīng)濟(jì)利益。尤其應(yīng)當(dāng)認(rèn)識(shí)到，金融發(fā)展不能專注于規(guī)模的擴(kuò)張，而是應(yīng)更多地致力于提高金融中介的功能。(2)完善金融結(jié)構(gòu)，發(fā)展股票市場，加快金融市場化進(jìn)程。銀行導(dǎo)向的金融體系難以適應(yīng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的要求，而股票市場的作用機(jī)制是通過對創(chuàng)新的支持，提高全要素生產(chǎn)率從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，所以加速存款向資本市場的轉(zhuǎn)移，擴(kuò)大股票市場融資規(guī)模，增加直接融資的比重應(yīng)視為當(dāng)前金融發(fā)展的工作重點(diǎn)。(3)針對不同地區(qū)實(shí)施有差別的金融發(fā)展政策。鑒于金融發(fā)展作用于經(jīng)濟(jì)增長的路徑具有鮮明的區(qū)域差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)重在提高金融發(fā)展質(zhì)量和市場流動(dòng)性，而經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的金融深化仍需縱深推進(jìn)。

[1] Greenwood, J., Jovanovic, B.Financial Development, Growth and the Distribution of Income[J].Journal of Political Economy, 1990, 98(5):1076-1107.

[2] Bencivenga, V., Smith, B.Financial Intermediation and Endogenous Growth[J].Review of Economic Studies, 1991,58(2):195-209.

[3] Greenwood, J., Smith, B.Financial Markets in Development, and the Development of Financial Markets[J].Journal of Economic Dynamics and Control, 1997,21(1):145-181.

[4] Lucas, R.On the Mechanics of Economics Development [J].Journal of Monetary Economics, 1988,22(1):3-42.

[5] Pagano, M.Financial Markets and Growth：An Overview[J].European Economic Review, 1993,37(2-3):613-622.

[6] Gregorio, J.D., Guidotti, P.Financial Development and Economic Growth[J].World Development, 1995,23(3):433-448.

[7] Rioja, F., Valev, N.Does One Size Fit All？A Reexamination of the Finance and Growth Relationship[J].Journal of Development Economics, 2004,74(2):429-447.

[8] Arcand, J.L., Berkes, E., Panizza, U.Too Much Finance?[R].IMF Working Paper, 2012.161.

[9] Law, S.H., Singh, N.Does too Much Finance Harm Economic Growth?[J].Journal of Banking and Finance, 2014,41(1):36-44.

[10] Levine, R., Zervos, S.Stock Market, Banks, and Economic Growth[J].The American Economic Review, 1998,88(3):537-558.

[11] Beck, T., Levine, R.Stock Markets, Banks, and Growth: Panel Evidence[J].Journal of Banking and Finance, 2004,28(3):423-442.

[12] 楊龍，胡曉珍.金融發(fā)展規(guī)模、效率改善與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011,(1)：38-48.

[13] 李強(qiáng)，徐康寧.金融發(fā)展、實(shí)體經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)增長[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2013，(9)：3-11.

[14] 楊友才.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長——基于我國金融發(fā)展門檻變量的分析[J].金融研究，2014，(2)：59-71.

[15] 張亦春，王國強(qiáng).金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長非均衡關(guān)系研究——基于雙門檻回歸實(shí)證分析[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2015，(6)：45-54.

[16] 趙勇，雷達(dá).金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：生產(chǎn)率促進(jìn)亦或資本形成[J].世界經(jīng)濟(jì)，2010，(2)：37-50.

[17] 黎歡，龔六堂.金融發(fā)展、創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2014，(2)：1-16.

[18] 李健，衛(wèi)平.金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率增長——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2015，(8)：47-64.

[19] 張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，(10)：35-44.

[20] Blundell, R.,Bond, S.Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models[J].Journal of Econometrics,1998,87(1):115-143.

(責(zé)任編輯：巴紅靜)

2017-03-19

天津市科技發(fā)展戰(zhàn)略研究計(jì)劃項(xiàng)目“天津市科技金融結(jié)合模式與政策研究”(15ZLZLZF00120)

田 菁(1973-)，女，天津人，副教授，博士，主要從事金融理論與政策研究。E-mail：13302180180@163.com

F832.1

A

1000-176X(2017)06-0043-07