賈高清

（華東師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200241）

引 言

金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的重要性毋庸置疑，在早期的相關(guān)文獻(xiàn)中得到了大量的研究。Schumpeter （1911）［1］對(duì)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究做出了開創(chuàng)性的貢獻(xiàn)，認(rèn)為一個(gè)運(yùn)行良好的金融體系通過(guò)將資源從生產(chǎn)力較低的部門分配到生產(chǎn)力更高的部門來(lái)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的提高和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 Kuznets（1955）［2］提出金融市場(chǎng)的產(chǎn)生是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)展到一定階段后才出現(xiàn)的，并在經(jīng)濟(jì)步入成熟期后開始快速發(fā)展。Lewis和Arthur（1955）［3］發(fā)現(xiàn)金融市場(chǎng)是在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中自然發(fā)展的，并在之后促進(jìn)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。Patrick（1966）［4］對(duì)上述理論進(jìn)行了總結(jié)，概括為 “需求跟隨”理論和 “供給引導(dǎo)”理論。“需求跟隨”理論假設(shè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的增加會(huì)導(dǎo)致對(duì)金融服務(wù)的需求，從而增加金融部門的發(fā)展?！肮┙o引導(dǎo)”理論則認(rèn)為健全的金融部門的發(fā)展有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

之后，更多國(guó)外的學(xué)者從理論和實(shí)證層面證實(shí)了金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的影響［5-7］。中國(guó)的學(xué)者也注意到了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，談儒勇 （1999）［8］采用中國(guó)的季度數(shù)據(jù)證明了中國(guó)的金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著正相關(guān)的關(guān)系。周立和王子明 （2002）［9］采用中國(guó)省級(jí)的面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)中國(guó)的金融發(fā)展有利于長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。武志 （2010）［10］將發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)與金融發(fā)展的理論結(jié)合形成了一種新的理論假說(shuō)，即金融規(guī)模上的提升可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但實(shí)現(xiàn)金融質(zhì)量的提高需要進(jìn)行經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步和制度創(chuàng)新。除此之外，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是非線性的關(guān)系。Deidda和Fattouh（2002）［11］通過(guò)門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)了兩者之間非線性關(guān)系的證據(jù)。Law和Singh （2014）［12］則發(fā)現(xiàn)了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的倒U型關(guān)系，這意味著金融發(fā)展低于一定程度時(shí)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的，當(dāng)金融發(fā)展超過(guò)某一數(shù)值就會(huì)損害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Ibrahim 和Alagidede （2017）［13］的研究表明雖然金融發(fā)展在低于某一門檻值時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著積極的影響，但金融發(fā)展超過(guò)某一門檻時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)有更加強(qiáng)烈和顯著的影響。我國(guó)學(xué)者楊友才 （2014）［14］證實(shí)了我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在非線性的關(guān)系，主要表現(xiàn)為門檻效應(yīng)和邊際遞減效應(yīng)，且在東中西不同地區(qū)存在差異。黃智淋和董志勇（2013）［15］主要以通貨膨脹率作為門限值，通過(guò)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型發(fā)現(xiàn)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)非線性關(guān)系，即當(dāng)通貨膨脹率超過(guò)某一定值時(shí)，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)通貨膨脹率處于較低水平時(shí)，金融發(fā)展可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這些研究大多孤立地分析金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，未考慮到金融發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，及金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)不平衡發(fā)展時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

1 理論分析和模型設(shè)定

1.1 理論分析

本文基于內(nèi)生增長(zhǎng)中AK模型來(lái)研究金融發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，引入金融和實(shí)體兩個(gè)部門，每個(gè)部門都有不同比例的生產(chǎn)要素，資本存量的不同會(huì)造成不同的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。假設(shè)兩個(gè)部門都具有規(guī)模報(bào)酬不變的生產(chǎn)函數(shù)，兩個(gè)部門對(duì)商品的偏好是一致的，都用資本和勞動(dòng)兩種投入要素進(jìn)行生產(chǎn)，分別以K（t）和L（t）代表資本和勞動(dòng)，勞動(dòng)供給無(wú)彈性，Y代表最終產(chǎn)出，YF代表金融部門產(chǎn)出，YR代表實(shí)體部門產(chǎn)出。

金融和實(shí)體部門的生產(chǎn)函數(shù)分別為式 （1）和 （2）：

Kj（t）和 Lj（t）分別代表某部門的資本和勞動(dòng)，當(dāng)j＝F時(shí)代表金融部門，當(dāng)j＝R時(shí)代表實(shí)體部門，Aj（t）是哈羅德中性的技術(shù)進(jìn)步，對(duì)于整個(gè)經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)：

每個(gè)部門最終產(chǎn)品的價(jià)格分別是pF和pR，資本和勞動(dòng)的價(jià)格分別是r和w，r代表資本的租金回報(bào)率，w代表工人的工資率，在完全競(jìng)爭(zhēng)下的產(chǎn)品和要素市場(chǎng)中，價(jià)格滿足如下方程：

金融和實(shí)體部門中資本份額可以分別表示為：

其中，ε∈［0，∞］代表生產(chǎn)函數(shù)兩種投入的替代彈性，σ是分布參數(shù)，θ是經(jīng)濟(jì)體中金融部門資本的份額，也包括人力資本，1-θ是實(shí)體部門中的資本份額。如果ε＜1，則金融部門和實(shí)體部門之間是互補(bǔ)關(guān)系，如果ε＞1，則金融部門和實(shí)體部門之間是替代關(guān)系，我們假設(shè)金融部門和實(shí)體部門是互補(bǔ)關(guān)系，因?yàn)榻鹑诓块T可以為實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供所需要的資金，提高資本的配置效率。對(duì)方程 （12）取對(duì)數(shù)后對(duì)時(shí)間求微分，我們可以得到總的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率：

均衡的增長(zhǎng)路徑認(rèn)為所有部門都應(yīng)以恒定的速度增長(zhǎng)。劉易斯提倡均衡增長(zhǎng)，即 “經(jīng)濟(jì)的各個(gè)部門必須在彼此之間保持同向增長(zhǎng)的關(guān)系，或者都不能增長(zhǎng)”?？梢哉f(shuō)，只有經(jīng)濟(jì)體的各部門之間相互協(xié)調(diào)、整體平衡增長(zhǎng)的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程才可以維持、強(qiáng)化和累計(jì)。因此，金融和實(shí)體部門應(yīng)該以同樣的速度增長(zhǎng)，這樣才對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正的促進(jìn)作用。在本文的模型中，金融部門的發(fā)展可以通過(guò)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供信貸促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與 “供給引導(dǎo)”假說(shuō)相一致，Schumpeter（1911）［1］認(rèn)為對(duì)實(shí)體部門的信貸是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展的主要力量。假定在均衡增長(zhǎng)時(shí)，每種投入要素具有固定的比例，此時(shí)， gF（t）和 gR（t）表示每單位產(chǎn)出下的增長(zhǎng)率， 如果 gF（t）＞gR（t），表示金融部門的增長(zhǎng)率快于實(shí)體部門的增長(zhǎng)率，金融部門的過(guò)快增長(zhǎng)會(huì)損害實(shí)體經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，特別是對(duì)于那些有形資產(chǎn)比例較低或者研發(fā)支出密集度較高的行業(yè)［16］，一些風(fēng)險(xiǎn)性較高的投資項(xiàng)目也會(huì)得到投資，可能造成不良貸款，因此總體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率將是下降的。 當(dāng) gF（t）＜gR（t）時(shí)，金融部門的增長(zhǎng)率慢于實(shí)體部門的增長(zhǎng)率，金融可以將資金配置到生產(chǎn)率更高的企業(yè)中，減少金融的不穩(wěn)定性和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)金融也可以很好地發(fā)揮監(jiān)督管理職能，這時(shí)總體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率將是增加的。據(jù)此，我們可以得出結(jié)論，為了使金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融有效地支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)，信貸占GDP比例的增速和實(shí)體部門應(yīng)該保持同步增長(zhǎng)。

1.2 模型設(shè)定

為了克服金融發(fā)展、金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異和其他解釋變量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在的內(nèi)生性問(wèn)題，我們采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)，用解釋變量和被解釋變量的滯后變量作為工具變量。設(shè)定的基本模型如下：

其中yit是第i個(gè)地區(qū)在第t時(shí)間的人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率，yit-1是滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，F(xiàn)Dit是金融發(fā)展，diffit是金融發(fā)展增長(zhǎng)率和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差異，Qit是一系列的控制變量，γi是地區(qū)效應(yīng)，μt是時(shí)間效應(yīng)，εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。我們主要感興趣的參數(shù)是β3，衡量了金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，為了探究金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道，我們加入金融發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的交互項(xiàng)，設(shè)定的基本模型如下：

其中diffit是一系列金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)傳導(dǎo)渠道的變量。對(duì)于系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法，存在差分GMM和系統(tǒng)GMM，由于差分GMM面臨解釋變量不隨時(shí)間變化和弱工具變量時(shí)會(huì)產(chǎn)生偏差［17］，而且處理動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)時(shí)，僅僅通過(guò)減去均值或者進(jìn)行差分有待商榷，因此我們采取系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計(jì)，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的矩條件為：

為了證明系統(tǒng)GMM是合適的，本文要對(duì)系統(tǒng)GMM模型適用的兩個(gè)前提條件進(jìn)行檢驗(yàn)，即隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是否存在自相關(guān)和工具變量的過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

本文選取了2000～2018年全國(guó)31個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，所有相關(guān)數(shù)據(jù)都來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。關(guān)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，則選擇了工業(yè)部門作為代表，選取工業(yè)部門增加值的增長(zhǎng)率代表實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。關(guān)于金融發(fā)展的指標(biāo)，由于影子銀行的出現(xiàn)和發(fā)展，不管是廣義貨幣發(fā)行量還是銀行貸款與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的相關(guān)性都不那么顯著，因此，僅以M2或者銀行貸款來(lái)衡量金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支持力度是明顯不夠的。央行為了更好地反映金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支持，引入了社會(huì)融資規(guī)模這個(gè)指標(biāo)，接下來(lái)我們用社會(huì)融資規(guī)模占名義GDP的比例來(lái)衡量金融發(fā)展。同時(shí)，也選取了私人信貸占GDP的比例作為替代變量，對(duì)于私人信貸的計(jì)算我們采納了張軍和金煜 （2005）［18］的做法。

關(guān)于控制變量的選擇，我們選取了人均實(shí)際GDP的初始值：可以用來(lái)控制地區(qū)的收斂效應(yīng)；財(cái)政支出水平：選取各地區(qū)公共財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例來(lái)衡量政府支出水平，財(cái)政支出占GDP的比例一定程度上體現(xiàn)政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度和對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)造成的扭曲影響；人力資本：用人均受教育年限來(lái)衡量人力資本水平；對(duì)外開放水平：用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比例來(lái)衡量對(duì)外開放水平；通貨膨脹水平：用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)來(lái)衡量通貨膨脹水平；固定資本形成率；用固定資本形成總額占地區(qū)GDP的比例來(lái)表示。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了我們文中變量的基本描述性統(tǒng)計(jì)，包括變量個(gè)數(shù)、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、中位數(shù)和最大值。我們可以發(fā)現(xiàn)人均實(shí)際GDP的平均增長(zhǎng)速度為11%，中位數(shù)為10.8%，兩者比較接近，說(shuō)明我國(guó)大多數(shù)省份大多數(shù)時(shí)間平均增長(zhǎng)率處于11%左右，數(shù)據(jù)相對(duì)比較平穩(wěn)。社會(huì)融資規(guī)模占GDP比例的平均值為0.20，大于中位數(shù)0.173。金融發(fā)展增長(zhǎng)率和實(shí)體部門增長(zhǎng)率差異平均值為0.08，說(shuō)明平均來(lái)看我國(guó)金融發(fā)展的增長(zhǎng)率快于實(shí)體部門的增長(zhǎng)率。

表1 變量含義簡(jiǎn)要說(shuō)明

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表3是變量間的相關(guān)系數(shù)表。從中可以看出，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率和其他變量之間的相關(guān)系數(shù)基本小于0.6，個(gè)別變量可能大于0.7，說(shuō)明變量之間并不存在多重共線性關(guān)系，因此可以繼續(xù)進(jìn)行后續(xù)的回歸分析。人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)和金融發(fā)展增長(zhǎng)率相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異的相關(guān)系數(shù)為-0.12，且在5%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明金融發(fā)展增長(zhǎng)率相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系。

表3 相關(guān)系數(shù)表

3.2 系統(tǒng)GMM回歸分析

考慮到金融發(fā)展以及其他解釋變量可能和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法 （GMM）來(lái)研究金融發(fā)展、實(shí)體經(jīng)濟(jì)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

表4 系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

續(xù) 表

表4報(bào)告了金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的相關(guān)變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果。Wald檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定是否具有顯著性，原假設(shè)為各解釋變量的系數(shù)均為0。AR（1）是對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)的一階自相關(guān)檢驗(yàn)，AR（2）是對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)的二階自相關(guān)檢驗(yàn)，兩者檢驗(yàn)的原假設(shè)都為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)，當(dāng)AR（1）統(tǒng)計(jì)量顯示拒絕原假設(shè)，則表示存在一階序列相關(guān)，模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，當(dāng)AR（2）統(tǒng)計(jì)量顯示接受原假設(shè)時(shí)，則表示二階序列無(wú)自相關(guān)，較好地克服了模型中的內(nèi)生性問(wèn)題。Hansen Test用來(lái)檢驗(yàn)工具變量的過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，原假設(shè)是 “所有工具變量均是有效的”，當(dāng)不能拒絕原假設(shè)時(shí)則說(shuō)明模型中選擇的工具變量是有效的。從回歸（1）～（5） 我們可以看到 AR（1）和 AR（2）都通過(guò)了序列相關(guān)的檢驗(yàn)，Hansen Test也表示所有模型都通過(guò)了工具變量有效性的檢驗(yàn)。

回歸 （1）是對(duì)模型進(jìn)行的系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果，從結(jié)果我們可以看到金融發(fā)展的系數(shù)是正的，且在5%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明金融部門的發(fā)展可以顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。金融部門增長(zhǎng)率和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的相對(duì)差異系數(shù)是負(fù)的，且在1%的顯著性水平下顯著，每單位金融部門相對(duì)實(shí)體部門增長(zhǎng)率差異的增加導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降0.7%，這和本文的理論一致，證明了金融部門的過(guò)快增長(zhǎng)減弱了其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。正如Ductor和 Grechyna （2015）［19］所論述的， 當(dāng)金融部門的發(fā)展脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度而肆意擴(kuò)張時(shí)就會(huì)減弱金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)，當(dāng)金融發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)同步發(fā)展時(shí)，金融可以最大程度發(fā)揮它的作用，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。勞動(dòng)就業(yè)人數(shù)和固定資本形成率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有正的系數(shù)，且在5%的顯著性水平下顯著，和索洛增長(zhǎng)模型一致。通貨膨脹的系數(shù)是負(fù)的，且在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明通貨膨脹顯著降低了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

為了研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能存在的非線性關(guān)系，在模型中加入金融發(fā)展的平方項(xiàng)如回歸 （3）所示，金融發(fā)展的系數(shù)是正的，金融發(fā)展的二次項(xiàng)系數(shù)是負(fù)的，表明金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒U型關(guān)系。根據(jù)我們的研究結(jié)果來(lái)看，當(dāng)社會(huì)融資規(guī)模占GDP的比例達(dá)到50%時(shí)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)開始變?yōu)樨?fù)值。模型中的其他變量，除了勞動(dòng)就業(yè)人數(shù)變得不顯著外，通貨膨脹和固定資本形成率依然是顯著的。金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間產(chǎn)生非線性關(guān)系的原因可能是源于金融發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，所以在回歸 （2）中本文加入金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異的變量，金融發(fā)展的變量依然是正值，而金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的系數(shù)是負(fù)的，且在1%的顯著性水平下顯著，平均金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的單位百分比增長(zhǎng)使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降0.8%，表明金融發(fā)展的過(guò)快增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了負(fù)面的影響。更具體地來(lái)看，當(dāng)社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率超過(guò)實(shí)際部門增長(zhǎng)率0.08%時(shí)，社會(huì)融資規(guī)模從1／4分位數(shù)值 （12.30%）增加到中位數(shù)值 （17.33%），預(yù)計(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將增加0.87%①，然而當(dāng)金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)平衡增長(zhǎng)時(shí)，社會(huì)融資規(guī)模從1／4分位數(shù)值 （12.30%）增加到中位數(shù)值 （17.33%）將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.89%②。

回歸 （5）中加入金融發(fā)展增長(zhǎng)率相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與社會(huì)融資規(guī)模的交互項(xiàng)，可以看到金融發(fā)展增長(zhǎng)率相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與社會(huì)融資規(guī)模的系數(shù)是負(fù)的，且在5%的顯著性水平下顯著，這進(jìn)一步證實(shí)了金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不相匹配時(shí)，金融發(fā)展將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面作用。這也告訴我們金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)的主要作用渠道是通過(guò)社會(huì)融資規(guī)模和實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的不平衡增長(zhǎng)，當(dāng)社會(huì)融資規(guī)模的擴(kuò)張沒有伴隨著社會(huì)生產(chǎn)力的大幅改善時(shí)，大量風(fēng)險(xiǎn)投資的增長(zhǎng)可能降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)甚至導(dǎo)致金融危機(jī)。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了證實(shí)結(jié)果是否穩(wěn)健，本文將私人信貸占GDP的比例作為金融發(fā)展的替代變量重新進(jìn)行回歸。表5是以私人信貸作為金融發(fā)展的替代變量的回歸結(jié)果。由于用私人信貸來(lái)衡量金融發(fā)展排除了國(guó)有企業(yè)貸款的影響，其對(duì)金融發(fā)展的衡量更嚴(yán)格更純粹，從回歸結(jié)果可以看到，以私人信貸衡量的金融發(fā)展相比之前，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用雖然是正的，但系數(shù)變小了，說(shuō)明金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用減弱了。金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度差異的系數(shù)仍然是負(fù)的，且在1%的顯著性水平下顯著，這與我們之前的結(jié)論一致。私人信貸的平方項(xiàng)的系數(shù)是負(fù)的，且在10%的顯著性水平下是顯著的，說(shuō)明金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒U型的關(guān)系。同時(shí)，金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差異與金融發(fā)展的交互項(xiàng)的系數(shù)也是負(fù)的，且在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)效應(yīng)主要是由金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)不平衡發(fā)展所致。

3.4 影響渠道分析

接下來(lái)本文考察金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)差異影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道，通過(guò)把固定資本形成率和通貨膨脹率納入到模型中，分析金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制，本文對(duì)模型進(jìn)行回歸，表6是加入金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異交互項(xiàng)的系統(tǒng)GMM回歸。回歸（1）、（2）、（4） 分別是加入主要解釋變量與金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異和相關(guān)變量交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，回歸 （3）、（5）分別是加入其它控制變量與金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異和相關(guān)變量交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。從結(jié)果我們可以看到金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異與固定資本形成率的交互項(xiàng)系數(shù)是負(fù)的，且在5%的顯著性水平下是顯著的，表明金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異通過(guò)降低投資率而影響了我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中，金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異每單位百分比的變化通過(guò)固定資本形成率顯著降低了0.8%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。當(dāng)金融發(fā)展超過(guò)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所需要的最優(yōu)水平時(shí)，過(guò)多的信貸增長(zhǎng)沒有用來(lái)積累資本而是進(jìn)入到了非生產(chǎn)性的活動(dòng)中 （如參與金融投資），從而導(dǎo)致金融資源不能得到有效利用，影響了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。另外，當(dāng)信貸過(guò)多時(shí)，多余的資金也會(huì)參與到具有風(fēng)險(xiǎn)性的投資項(xiàng)目中，從而可能形成不良貸款，這樣也會(huì)對(duì)整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響。正如Cecchetti和Kharroubi （2015）［20］所論述的那樣， 當(dāng)金融發(fā)展過(guò)快時(shí)，在那些有形資產(chǎn)比例較低或者研發(fā)密度比較高的行業(yè)中，全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)往往會(huì)不成比例地下降。

表6 加入金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異交互項(xiàng)的系統(tǒng)GMM回歸

從金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)率與通貨膨脹的交互項(xiàng)來(lái)看，系數(shù)為-0.0002，且在10%的顯著性水平下顯著，表明金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的上升通過(guò)通貨膨脹影響到了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，具體來(lái)看，金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率通過(guò)通貨膨脹的上升使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降了0.8%。由于相比投資率來(lái)說(shuō)，過(guò)多的信貸往往會(huì)增加更多的私人消費(fèi)，從而造成總需求和價(jià)格水平的上升。較高的通貨膨脹會(huì)助長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)中投機(jī)行為，使得稀缺資源被分配到非生產(chǎn)性的活動(dòng)中，從而減少經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。除此之外，通貨膨脹會(huì)使經(jīng)濟(jì)面臨更多不確定性，從而使經(jīng)濟(jì)行為發(fā)生扭曲，造成經(jīng)濟(jì)效率的下降。然而，相比通貨膨脹的渠道來(lái)說(shuō)，金融發(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異通過(guò)固定資本形成率降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道更強(qiáng)，通貨膨脹增長(zhǎng)過(guò)快雖然對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是有害的，但金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈倒U型關(guān)系，最好的解釋是因?yàn)榻鹑诎l(fā)展相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差異。

當(dāng)金融部門的快速發(fā)展超過(guò)實(shí)體經(jīng)濟(jì)時(shí)，信貸資金的擴(kuò)張并不一定能促進(jìn)國(guó)內(nèi)資本形成，因?yàn)檫^(guò)度的金融化可能導(dǎo)致一些資金投向非生產(chǎn)性項(xiàng)目和個(gè)人消費(fèi)，從而造成通貨膨脹或者產(chǎn)生不良貸款影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

4 結(jié) 論

基于中國(guó)2000～2018年31個(gè)省份自治區(qū)直轄市的面板數(shù)據(jù)，本文研究了金融部門和實(shí)體經(jīng)濟(jì)不平衡發(fā)展時(shí)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)取決于金融部門和實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的相對(duì)增長(zhǎng)速度，當(dāng)金融發(fā)展的速度超過(guò)實(shí)體部門產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度時(shí)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成負(fù)面影響。這是因?yàn)檫^(guò)度的金融化會(huì)減少資本形成，加劇通貨膨脹從而導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定，從而抵消金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正面影響。為了保持中國(guó)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速增長(zhǎng)，金融監(jiān)管部門應(yīng)該對(duì)信貸進(jìn)行適當(dāng)?shù)闹笇?dǎo)和監(jiān)督，制定反周期的資本緩沖政策，同時(shí)要加強(qiáng)研發(fā)創(chuàng)新能力，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)，只有實(shí)體經(jīng)濟(jì)有了更高質(zhì)量的發(fā)展，金融部門的發(fā)展才有更好的基礎(chǔ)，兩者可以產(chǎn)生良性互動(dòng)，最終實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量的增長(zhǎng)。

注釋：

①首先計(jì)算社會(huì)融資規(guī)模從1／4分位數(shù)值到中位數(shù)值的增長(zhǎng)率然后計(jì)算單位社會(huì)融資規(guī)模的變化0.022-0.008×0.08＝0.02136，0.022和0.08分別是社會(huì)融資規(guī)模系數(shù)和平均金融發(fā)展增長(zhǎng)率相對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差異，兩者相乘即求得。

②預(yù)計(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將等于社會(huì)融資規(guī)模從1／4分位數(shù)到中位數(shù)的增長(zhǎng)率乘以社會(huì)融資融資規(guī)模的系數(shù)，即0.0089。