鞏 鑫，唐文琳，穆 軍

（1.廣西大學(xué) 商學(xué)院，南寧 530001；2.廣西生態(tài)工程職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣西 柳州 545004）

0 引言

經(jīng)濟(jì)增長可以提高社會總福利，促進(jìn)社會進(jìn)步，是社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要目標(biāo)。如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一直都是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的核心問題，經(jīng)濟(jì)學(xué)家分別從要素積累、金融發(fā)展等角度研究經(jīng)濟(jì)增長的問題。索洛模型認(rèn)為要素積累是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，在經(jīng)濟(jì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)之前，要素投入的增加可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。發(fā)達(dá)的金融市場可以甄選優(yōu)質(zhì)的企業(yè)和項目，從而合理配置金融資源，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[1]。金融發(fā)展的規(guī)模、效率和國民生產(chǎn)總值之間存在比較顯著的相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展可以提高資本的效率和數(shù)量[2]。因此，厘清金融發(fā)展、要素積累與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系，具有重要的理論意義與現(xiàn)實意義。

Bagehot（1873）[3]較早關(guān)注金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用，他認(rèn)為英國的金融發(fā)展為工業(yè)革命的順利進(jìn)行提供了廉價的、充足的資本。學(xué)者們使用不同國家的數(shù)據(jù)對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，金融發(fā)展可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的這一結(jié)論已初步達(dá)成共識[4，5]。而古典主義經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是要素積累和技術(shù)進(jìn)步共同作用的結(jié)果，技術(shù)進(jìn)步可以看做是要素積累的副產(chǎn)品。Howitt和Aghion（1998）[6]提出要素積累和技術(shù)進(jìn)步不是經(jīng)濟(jì)增長的兩個不同影響因素，而是同一過程的兩個方面，技術(shù)進(jìn)步依賴于物質(zhì)資本和人力資本的積累。隨后的學(xué)者從勞動[7，8]、資本[9]兩個方面論述了要素積累對經(jīng)濟(jì)增長的作用。由此可見，金融發(fā)展和要素積累都可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，那么這三者之間有著什么樣的內(nèi)在聯(lián)系？對此，本文將金融發(fā)展、要素積累和經(jīng)濟(jì)增長納入到同一研究框架內(nèi)進(jìn)行分析。

1 變量選取和數(shù)據(jù)來源

基于檢驗我國金融發(fā)展是否能夠通過作用于要素積累來達(dá)到推動經(jīng)濟(jì)增長的目的，本文所選擇的變量主要包括：金融發(fā)展指標(biāo)、要素積累指標(biāo)、經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)和一些主要控制變量指標(biāo)。具體變量的解釋如下：

金融發(fā)展（fd）。衡量金融發(fā)展的因素很多，本文主要從兩個方面對金融發(fā)展進(jìn)行測度，分別是金融發(fā)展效率和金融發(fā)展規(guī)模。金融發(fā)展效率（fde）為金融機(jī)構(gòu)存款總額與金融機(jī)構(gòu)貸款總額的比值。由于此指標(biāo)能夠較好地反映金融機(jī)構(gòu)將存款轉(zhuǎn)化為貸款的效率，因而能夠比較準(zhǔn)確地反映出金融發(fā)展效率。指標(biāo)越大表示金融發(fā)展效率越高，反之則越低。金融發(fā)展規(guī)模（fdc）為金融機(jī)構(gòu)存款總額與金融機(jī)構(gòu)貸款總額之和與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。在我國，金融體系的主導(dǎo)行業(yè)為銀行業(yè)，因此該指標(biāo)可以衡量我國金融發(fā)展規(guī)模。指標(biāo)越大表示金融發(fā)展規(guī)模越大，反之則越小。

要素積累（Lnlcs）。要素積累方面主要考慮勞動要素和資本要素。本文參考張軍等（2004）[10]的做法，考慮將資本存量與就業(yè)人口的比值，即勞均資本存量作為衡量要素積累的指標(biāo)。其中資本存量通過永續(xù)盤存法計算得到，公式為 Kit=(1-δ)Kit-1+IitPit，其中，Kit表示當(dāng)期的資本存量，Kit-1表示前一期的資本存量，δ表示資本折舊率，Iit表示固定資本形成總額，Pit表示固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。通過對資本存量的測算可以較好地反映出資本要素的積累情況，就業(yè)人口能夠較好地反映勞動要素的情況。兩者的比值能夠較好地反映出整體的要素積累情況。對指標(biāo)取對數(shù)后，得到指標(biāo)Lnlcs，以此作為衡量要素積累的變量。指標(biāo)越大，表示要素積累量越多，反之則越少。

經(jīng)濟(jì)增長（Lnmegdp）。衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)一般是某一國的國內(nèi)生產(chǎn)總值或某一地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值。為了更好地消除人口數(shù)量因素對生產(chǎn)總值的影響，以及更好地關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長過程中的人均量，本文選取我國31個省域的地區(qū)生產(chǎn)總值的人均量，并取對數(shù)，得到Lnmegdp。以此作為衡量我國31個省域經(jīng)濟(jì)增長的變量。指標(biāo)越大表示經(jīng)濟(jì)增長越快，反之則越慢。

控制變量。本文對一系列可能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響的因素進(jìn)行控制。其中，我國政府對經(jīng)濟(jì)增長有著十分重要的作用，經(jīng)濟(jì)增長對政府的財政收入支出、公共服務(wù)的提供等多個方面也有直接影響。故將政府支出/地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值（Lngov）作為一個控制變量。進(jìn)出口是經(jīng)濟(jì)增長的重要組成部分，經(jīng)濟(jì)增長會影響到進(jìn)出口企業(yè)的發(fā)展，從而對進(jìn)出口總額產(chǎn)生影響，故將進(jìn)出口總額/總?cè)丝跀?shù)的對數(shù)值（Lneio）作為控制變量。人口增長會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響，一方面增加勞動力數(shù)量，提升經(jīng)濟(jì)增長動力，另一方面人口增長會稀釋經(jīng)濟(jì)增長的人均量。人口增長率是衡量人口增長比較直觀可信的數(shù)據(jù)，故將人口增長率（grow）作為一個控制變量。城市化、教育、儲蓄率和外商直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展都密切相關(guān)，故將城鎮(zhèn)常住人口/地區(qū)常住人口（city）、普通高等學(xué)校在校人數(shù)/地區(qū)常住人口（edu）、儲蓄率（save）和外商直接投資的對數(shù)（Lnfdi）作為控制變量。

本文全部指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來自于1991—2017年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》和省域統(tǒng)計年鑒。

2 模型設(shè)定

2.1 金融發(fā)展與要素積累的相關(guān)性檢驗?zāi)Ｐ?/h3>

勞動力規(guī)模和資本存量是影響要素積累的重要影響因素，要素積累的速度又受到地區(qū)金融發(fā)展的約束，特別是受到具有代表性的金融發(fā)展效率和金融發(fā)展規(guī)模的約束。在控制外商直接投資、人均進(jìn)出口額、城市化水平、教育水平和儲蓄率的基礎(chǔ)上，本文考察金融發(fā)展和要素積累之間的關(guān)聯(lián)性。主要通過建立模型（1）來驗證：

2.2 要素積累的中介效應(yīng)測度

為了驗證金融發(fā)展、要素積累以及經(jīng)濟(jì)增長三者的關(guān)系，本文首先采用模型（2）進(jìn)行檢驗：

其中，Lnemgdpit是表示經(jīng)濟(jì)增長的被解釋變量；Lnlcsit表示衡量要素積累的解釋變量；fdit是衡量金融發(fā)展的解釋變量，其中包括金融發(fā)展效率指標(biāo)fdeit和金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)fdcit。在所有的變量符號中，右下標(biāo)的i表示省份，t表示年份。ui為影響經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域因素中不隨時間變化的個體效應(yīng)；Controlit為控制變量，包含政府購買（Lngov）、人均進(jìn)出口額（Lneio）、城市化水平（city）、人口增長率（grow）、教育水平（edu）、外商直接投資（Lneio）和儲蓄率（save）。

進(jìn)一步考察金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效果中要素積累的中介效應(yīng)，本文在模型（2）的基礎(chǔ)上，加入了反映金融發(fā)展的兩個因素與要素積累的交互項fdcit×Lnlcsit和fdeit×Lnlcsit來衡量金融發(fā)展通過要素積累對經(jīng)濟(jì)增長的影響。建立模型（3）：

在模型（3）中，若fdcit×Lnlcsit和fdeit×Lnlcsit的系數(shù)值不顯著，表示金融發(fā)展通過要素積累對經(jīng)濟(jì)增長的影響不夠顯著；若fdcit和fdeit的系數(shù)值為負(fù)值或者不顯著，而fdcit×Lnlcsit和fdeit×Lnlcsit的系數(shù)值顯著，表示金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)相關(guān)關(guān)系或沒有影響，必須通過結(jié)合要素積累對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響；若Lnlcsit的系數(shù)值不顯著，而 fdcit×Lnlcsit和 fdeit×Lnlcsit的系數(shù)值顯著，表示金融發(fā)展能夠不通過要素積累而直接作用于經(jīng)濟(jì)增長。

最后，考慮到大量的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象都不是單一發(fā)生和存在的，相互之間都具有關(guān)聯(lián)性和延續(xù)性。因此，在分析金融發(fā)展、要素積累和經(jīng)濟(jì)增長的過程中，不僅在三個因素之間要考慮到相互關(guān)聯(lián)的問題，如金融發(fā)展對于要素積累中資本存量的增長有一定的促進(jìn)作用，同時也對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了推動作用。在延續(xù)性方面，有必要引入可能存在延續(xù)性影響的滯后項因素。從上述分析中不難看出，在模型（1）至模型（3）中，存在內(nèi)生性問題的概率很大，由此產(chǎn)生的估計結(jié)果的有效性也有待考量。為了解決實證模型（1）至模型（3）中可能存在的內(nèi)生性問題，引入衡量經(jīng)濟(jì)增長變量Lnmegdpit的兩階滯后項Lnmegdpit-1和Lnmegdpit-2，構(gòu)建動態(tài)面板模型，從而減少由模型自身設(shè)定所引起的誤差。由于兩階段SYS-GMM法能夠很好地修正一階段系統(tǒng)GMM法沒有考慮異方差問題而導(dǎo)致的估計偏誤，所以本文構(gòu)建模型（4）和模型（5），通過系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法對模型（4）和模型（5）進(jìn)行估計，檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。

在SYS-GMM后必須檢驗滯后項作為工具變量的有效性，判斷工具變量有效性的有Sargan檢驗和AR檢驗兩種方法，Sargan檢驗p值大于5%或10%表示原假設(shè)“全部工具變量有效”成立；AR檢驗中，擾動項存在一階序列相關(guān)是被允許的，但二階序列相關(guān)則不被允許，不適用SYS-GMM。

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的過程中，為避免出現(xiàn)偽回歸，本文對回歸分析中的主要變量分別運用LLC、IPS和ADF-Fisher三種方法進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗（見表1）。通過面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的結(jié)果不難看出，初始變量極少達(dá)到10%以下的顯著性水平，表現(xiàn)為不平穩(wěn)序列。通過一階差分處理后，所有變量均達(dá)到了10%及以下的顯著性水平，表現(xiàn)為平穩(wěn)序列，可以進(jìn)行進(jìn)一步的實證分析。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

3.2 金融發(fā)展與要素積累相關(guān)性檢驗

以要素積累（Lnlcs）作為被解釋變量，以金融發(fā)展變量（金融發(fā)展規(guī)模fdc、金融發(fā)展效率fde）作為主要解釋變量，同時加入外商直接投資的對數(shù)（Lngov）、進(jìn)出口總額/總?cè)丝跀?shù)的對數(shù)值（Lneio）等控制變量，利用1990—2016年的我國31個省份的面板數(shù)據(jù)對模型（1）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表2。可以看出金融發(fā)展規(guī)模（fdc）在1%的水平上顯著促進(jìn)了要素積累，而金融發(fā)展效率（fde）卻與要素積累成負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤法（Robust）和自助法（Bootstrap）進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)誤的修正，結(jié)果都是一致的。表明雖然銀行存款轉(zhuǎn)換為貸款的效率提高，但是貸款并沒有真正有效的轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)要素的積累。

表2 金融發(fā)展對要素積累影響的固定效應(yīng)回歸結(jié)果

3.3 靜態(tài)面板模型估計

對于靜態(tài)面板模型，本文采用了固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，表3給出了固定效應(yīng)回歸結(jié)果。表3中列（1）結(jié)果顯示，要素積累（Lnlcs）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，要素積累可以顯著的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（Lnmegdp），要素積累對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)到50%左右，表明從1990—2016年我國經(jīng)濟(jì)增長主要是由于要素積累引起的。金融發(fā)展規(guī)模（fdc）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明在沒有結(jié)合要素增長的情況下，金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大可以為國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供資金支持，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但是金融發(fā)展效率（fde）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明我國金融發(fā)展效率不僅沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，反而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的抑制作用。對此可能的原因：一是我國的金融體系不健全，導(dǎo)致資源配置的扭曲，稀缺資源流向了一些擁有特權(quán)但沒有擁有良好投資機(jī)會的企業(yè)或部門，致使稀缺資源與良好的投資機(jī)會相分離。二是我國的銀行在性質(zhì)上屬于國有銀行，承擔(dān)著太多的財政支持功能。

表3中列(2)和列(3)是考慮了交互項以后的估計結(jié)果，可以看出要素積累與經(jīng)濟(jì)增長均存在顯著正相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展規(guī)模與要素積累的交互項（fdc×Lnlcs）的符號顯著為正，說明金融發(fā)展規(guī)?？梢酝苿右胤e累，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但是，金融發(fā)展效率與要素積累的交互項（fde×Lnlcs）仍然顯著為負(fù)，由于在表2中已經(jīng)得出金融發(fā)展效率（fde）與要素積累成負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此金融發(fā)展與要素積累的結(jié)合并沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

從控制變量的回歸分析結(jié)果來看，外貿(mào)依存度（Lneio）、城市化水平（city）、教育水平（edu）都和經(jīng)濟(jì)發(fā)展是正相關(guān)關(guān)系，人口增長率（grow）和經(jīng)濟(jì)發(fā)展是負(fù)相關(guān)關(guān)系，這些都符合相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論，特別需要強(qiáng)調(diào)的是列(1)至列(3)中教育水平（edu）對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率都在17%以上，可見發(fā)展教育，提升勞動者的受教育水平，可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。政府購買（Lngov）和經(jīng)濟(jì)增長是負(fù)相關(guān)關(guān)系，對此可能的原因是政府購買支出代表國家對國民經(jīng)濟(jì)運行的干預(yù)，在轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中，政府干預(yù)過多會導(dǎo)致政府購買支出結(jié)構(gòu)不合理，這可能給市場發(fā)出錯誤的信號，造成了市場資源配置的低效率。

表3 靜態(tài)面板模型估計結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健，本文采用兩階段系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行回歸分析，建立了動態(tài)面板模型(4)和模型(5)。從下頁表4的結(jié)果可以看出，Sargan檢驗的P值為1，表明模型并沒有過度識別，AR(2)的P值大于0.12，表明模型不存在二階序列相關(guān)，可以采用兩階段系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計。在表4的列(1)中可以看到Lnmegdp(-1)、Lnmegdp(-2)的系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)增長受到自身滯后期的影響，要素積累（Lnlcs）的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明即便從動態(tài)的角度考慮，要素積累對經(jīng)濟(jì)增長也有顯著的促進(jìn)作用。列(2)中加入金融發(fā)展規(guī)模和要素積累的交互項（fdc×Lnlcs）以后發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展規(guī)模（fdc）和要素積累的共同作用有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是他們的系數(shù)0.0079，比靜態(tài)面板估計結(jié)果低一點，說明金融發(fā)展規(guī)模和要素積累的結(jié)合對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用還存在很大的上升空間。列(3)中金融發(fā)展效率和要素積累的交互項（fde×Lnlcs）的系數(shù)是-0.0026，與靜態(tài)面板估計的結(jié)論是一致的。

表4 動態(tài)面板模型估計結(jié)果

4 結(jié)論

本文運用固定效應(yīng)和兩階段GMM估計方法，以1990—2016年我國省域的面板數(shù)據(jù)對我國金融發(fā)展、要素積累與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得到以下結(jié)論：（1）經(jīng)濟(jì)增長受到自身滯后因素的影響，滯后一期影響的作用較強(qiáng)，隨著時間的發(fā)展，滯后二期的影響開始大幅度減弱。（2）要素積累是我國經(jīng)濟(jì)增長的重要原因，要素積累對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)達(dá)到50%左右。（3）我國金融發(fā)展規(guī)?？梢燥@著的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是金融發(fā)展的效率卻和經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。（4）金融發(fā)展通過和要素積累相結(jié)合可以對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，金融發(fā)展規(guī)模和要素積累的結(jié)合顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而金融發(fā)展效率和要素積累的結(jié)合卻抑制了經(jīng)濟(jì)增長。

因此，要保持我國經(jīng)濟(jì)持久、較快的發(fā)展，一方面需要繼續(xù)增加投資，保持資本存量不斷增長，同時政府應(yīng)該做好資本投資流向的規(guī)劃和管理，避免重復(fù)的、不合理的投資，提高資本的使用效率。另一方面還要加強(qiáng)金融市場發(fā)展規(guī)劃，促進(jìn)金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率協(xié)調(diào)發(fā)展，從而和要素積累產(chǎn)生良好的“化學(xué)反應(yīng)”，實現(xiàn)“1+1＞2”的作用，共同促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。