（貴州大學 經濟學院，貴州 貴陽 550025）

一、引言

金融結構作為經濟系統的重要組成部分，對經濟發(fā)展的影響日益明顯。對比不同國家的金融結構，主要分為以市場為主導和以銀行為主導兩大類。林毅夫等（2003，2006）[1-2]提出的“最優(yōu)金融結構”理論認為金融結構是一個動態(tài)變遷的過程，經濟體應當具備與其要素稟賦結構所決定的產業(yè)結構相適應的最優(yōu)金融結構；在不同的經濟發(fā)展階段，實體經濟結構的變化導致金融結構的變化是金融結構產生差異的根本原因。改革開放以來，我國社會經濟發(fā)生了巨大變化，金融結構也產生質的飛躍。研究金融結構和經濟發(fā)展的關系，有助于更好理解我國經濟發(fā)展中的一般規(guī)律。

眾多學者發(fā)現每個經濟體不同發(fā)展階段所具有的要素稟賦結構不同，在不同發(fā)展階段對金融的需求也會不同于其他階段對金融的需求[3]，隨著我國社會經濟的發(fā)展，要素稟賦結構不斷升級，只有金融結構與產業(yè)結構相適應時，才會促進經濟增長[4]。在現階段中小金融機構市場份額的上升對經濟增長具有顯著性的正向影響[5]，最優(yōu)金融結構的動態(tài)特性與經濟增長效應存在因果聯系[6]。更有學者發(fā)現，在遠離世界前沿技術的水平時，當技術進步以低風險的吸收和模仿為主要來源時，偏向銀行部門的金融結構有利于推動技術進步[7]，即提升直接融資比例有利于技術密集型行業(yè)的發(fā)展[8]。

我國金融發(fā)展的成就突出表現在總量和規(guī)模的快速增長，但金融結構的優(yōu)化調整明顯滯后。中國目前處于金融中介主導的金融體系，金融市場份額在逐年增加。對于中國來說，應如何引導金融結構的發(fā)展，使其服務于中國經濟發(fā)展和轉型，是值得學者研究探討的問題。本文正是在這種背景下，研究最優(yōu)金融結構對經濟發(fā)展的影響及作用機制。

二、理論分析與研究假設

林毅夫和付才輝（2019）[9]認為最優(yōu)金融結構是指金融體系中各種金融制度安排的比例構成及其相互關系需要與該經濟體的要素稟賦結構所內生決定的產業(yè)、技術結構和企業(yè)的特性相互匹配。當一個經濟體金融結構越接近這一最優(yōu)金融結構時，經濟增長速度越快，金融結構對經濟發(fā)展的影響呈現倒“U”型曲線。在達到金融結構這一最優(yōu)值之前，風險較高的新興行業(yè)能得到融資，成為經濟中的一個增長點，從而促進經濟發(fā)展。

在改革開放初期中國利用要素稟賦成本價格較低的優(yōu)勢，吸引外商投資，建立具有現代化特征的勞動密集型產業(yè)和傳統資本密集型產業(yè)。技術主要靠模仿學習為主，市場風險較低，金融中介可以滿足實體經濟對資金的需求，從而促進經濟發(fā)展。隨著中國要素稟賦結構發(fā)生轉變，具有高新技術特征的技術密集型產業(yè)逐漸成為經濟發(fā)展的核心動力，能夠降低融資風險的直接融資就顯得越發(fā)重要。所以本文提出了如下假設：

H1：我國金融結構會對經濟發(fā)展產生影響，并且在經濟發(fā)展中存在最優(yōu)金融結構。

金融結構是一個動態(tài)變遷的過程。隨著經濟體要素稟賦結構的變化，與之相應的產業(yè)結構也在發(fā)生變遷，經濟發(fā)展只有在金融結構與最優(yōu)產業(yè)結構相匹配時，才能達到最優(yōu)水平，所以最優(yōu)金融結構是在不斷變遷的。在這一變遷過程中，經濟波動很大程度影響經濟增長。所以本文提出了如下假設：

H2：我國金融結構在不同的經濟增長階段對經濟發(fā)展的影響不同，并且金融結構會通過經濟增長對經濟發(fā)展產生影響。

本文可能存在的貢獻：（1）從不同經濟發(fā)展階段研究金融結構與經濟發(fā)展的關系及其作用機制；（2）金融結構需要在高質量可持續(xù)的經濟增長下才能最大限度促進經濟發(fā)展。

三、實證部分

（一）計量模型與數據說明

根據31 個省級面板數據，參考張志強（2019）[10]建?？蚣?，建立以下兩個模型。

i 表示省市，t 表示年份，LNGDPit表示地區(qū)經濟發(fā)展，FSit表示金融結構，dlngdpit代表經濟增長，Xit是其他控制變量，μi代表個體固定效應，μt代表時間固定效應，εit是在i 省市t 時期對應的隨機擾動項。

2014 年12 月，習近平總書記在中央經濟工作會議上首次提出“經濟發(fā)展新常態(tài)”。如圖1 所示，2014年之前，中國經濟保持較高速度增長，但2015 年GDP增速首次跌破7，中國經濟面臨嚴峻的結構轉型壓力。所以本文在考察全樣本時間段的同時，還將樣本時間段分為高速增長階段（2007—2014）和中高速增長階段（2015—2019）。

表1 主要變量定義與度量

圖1 2007—2019 年中國國內生產總值增長率

本文選取了31 個省份數據為研究樣本，考慮到數據的可獲得性，時間范圍選取2007—2019 年，部分數據以2006 年數據為基期進行測算，所有數據來源于Wind 數據庫和《中國統計年鑒》。

（二）描述性統計

表2 是對2007—2019 年總樣本數據進行描述性統計，表中顯示，經濟發(fā)展平均值為9.278，標準差為1.059，最小值為5.8，最大值為11.31，在我國確實存在地區(qū)經濟發(fā)展程度差異較大的現象，本文具有研究意義。金融結構的平均值和方差分別是0.44 和1.217，最小值0.05，最大值為7.53，從數據中可以看出，不同地區(qū)的金融結構差距較大，絕大部分地區(qū)采用金融中介主導的金融結構。

表2 總體研究樣本描述性統計

進一步分析金融結構和經濟發(fā)展之間的關系，先將金融結構按照中位數分為2 組，小于中位數的一組經濟發(fā)展均值為9.13，大于中位數的一組經濟發(fā)展均值為9.47，經濟發(fā)展的均值隨著金融結構的提升而增加。初步印證前文假設H1，即金融結構會對經濟發(fā)展產生影響。

（三）相關性分析

表3 報告了主要變量的Pearson 和Spearman 相關系數。結果顯示變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。同時金融結構與經濟發(fā)展之間具有顯著的正相關性，符合假設H1 的預期。但這只是不控制其它變量的簡單相關關系，并不能準確反映金融結構對于經濟發(fā)展的影響。為了獲得更加準確的結果，需對相關變量進行回歸分析。

表3 Pearson 和Spearman 相關系數矩陣

（四）回歸分析

首先進行豪斯曼檢驗，檢驗結果P 值為0.000 0，認為應該使用固定效應模型，而不是隨機效應模型。并且本文是對所有個體樣本進行回歸檢驗，所以應當使用固定效應模型。

1.最優(yōu)金融結構與經濟發(fā)展的回歸分析。表4檢驗了金融結構與經濟發(fā)展的關系及其影響。首先在（1）式中對全樣本時間進行檢驗，檢驗結果是FS在1%的水平下顯著為正，相關系數為0.801。FS2在1%的水平下顯著為負，相關系數為-0.038，表明FS和lngdp 存在倒U 型關系，即存在著最優(yōu)關系。拐點為10.54，表明隨著FS 不斷提高，FS 會促進經濟發(fā)展；當FS 達到10.54 時，促進經濟發(fā)展程度最高，但隨著FS 的進一步提升，經濟發(fā)展速度會放慢。

（2）式和（3）式分別就高速增長階段和中高速增長階段進行檢驗。（2）式中FS 回歸系數0.587，在1%的水平下顯著。FS2回歸系數-0.020，在10%的水平下顯著，存在倒U 型關系，即存在最優(yōu)金融結構。拐點為14.675，較（1）式的拐點有較大程度提高。產生這種差距的原因可能是經濟快速增長，金融市場增長規(guī)模還有提升空間。（3）式中FS 和FS2不再顯著，也就不存在最優(yōu)金融結構?？赡苁墙洕鲩L放緩且較為波動，產業(yè)結構進行調整和升級，很難形成最優(yōu)金融結構。

表4 金融結構與經濟發(fā)展回歸結果

從以上分析可以看出，經濟發(fā)展速度較快，存在與經濟發(fā)展匹配的最優(yōu)金融結構，其促進了經濟發(fā)展。2014 年之后中國經濟進入“新常態(tài)”，經濟增長逐步放緩，中央和地方堅決預防金融風險的發(fā)生，這一階段沒有形成最優(yōu)金融結構，金融結構也就很難推動經濟發(fā)展。

2.金融結構通過經濟增長對經濟發(fā)展的影響。表5 的模型2 用于檢驗金融結構通過是否經濟增長對經濟發(fā)展的影響，（4）（6）（8）檢驗了金融結構是否通過經濟增長對經濟發(fā)展產生影響，（5）（7）（9）考慮了最優(yōu)金融結構的情況下，檢驗金融結構是否通過經濟增長對經濟發(fā)展產生影響。

在（4）式中，FS 相關系數0.494，在1%的水平下顯著，FS×dlngdp 顯著為負，相關系數-1.306。以市場為導向的金融結構對經濟發(fā)展起到了更顯著的作用，其在經濟增長情況下對經濟發(fā)展產生抑制作用。在（5）式中，FS 顯著為正，FS2顯著為負，FS×dlngdp 顯著為負，即存在最優(yōu)金融結構。與（4）式相比FS 和FS×dlngdp 相關系數在增大，表明在最優(yōu)金融結構的環(huán)境下，以市場為導向的金融結構通過經濟增長對經濟發(fā)展產生更強影響。根據（4）（5）兩式可以看出，在全樣本時間段的情況下，金融結構會通過經濟增長對經濟發(fā)展產生影響，并且出現最優(yōu)金融結構。

（6）（7）兩式是高速增長階段的回歸結果，（6）式檢驗了金融結構是否會通過經濟增長對經濟發(fā)揮作用，FS 相關系數0.404 在1%的水平下顯著，（7）式中加入了FS2，結果顯示存在最優(yōu)金融結構。雖然（6）（7）兩式中金融結構對經濟發(fā)展產生影響，但FS×dlngdp 不顯著。（8）（9）兩式是中高速增長階段的回歸結果，我們感興趣的解釋變量均不顯著。不顯著的原因可能是2008 年后我國經濟波動明顯，金融風險劇增，產業(yè)結構調整速度加快，金融結構的變化趕不上產業(yè)結構的變化，從而導致了金融結構不能最大限度地發(fā)揮作用。

表5 經濟增長作用下金融結構與經濟發(fā)展的回歸結果

3.穩(wěn)健性檢驗。為驗證上述檢驗是否準確可靠，筆者分別對兩個模型進行了穩(wěn)健性檢驗，采取人均實際GDP 來代替實際GDP，以此作為被解釋變量經濟發(fā)展的代理變量，再一次分別進行回歸分析，可以得出與上述研究相似的結論，說明上述研究結果是較為可靠的。

四、結論

本文基于新結構經濟學的思想，選取2007—2019年間我國31 個省市數據為樣本，根據不同經濟發(fā)展階段，研究金融結構和經濟發(fā)展的關系及其影響機制，分析在經濟增長過程中，金融結構和經濟發(fā)展的關系。最后為確保實證檢驗的可靠性和真實性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗，穩(wěn)健性結果表明實證過程較為可靠。本文的主要結論有：

第一，我國在經濟發(fā)展中存在最優(yōu)金融結構。研究結果表明，金融結構和經濟發(fā)展有著顯著的正相關性，并存在最優(yōu)金融結構。在經濟高速增長階段，平穩(wěn)的經濟運行環(huán)境可以使金融結構促進經濟發(fā)展，但在經濟中高速增長階段，經濟波動明顯，金融結構偏離了最優(yōu)金融結構。

第二，在經濟增長環(huán)境下，我國以金融市場為主導的金融結構不利于經濟發(fā)展。研究結果表明，以市場為主導的金融結構通過經濟增長阻礙了經濟發(fā)展，即我國需要發(fā)展以銀行為主導的金融結構。在經濟波動狀態(tài)，即便存在最優(yōu)金融結構，金融結構也很難通過經濟增長促進經濟發(fā)展。這是因為經濟波動環(huán)境下，金融結構與符合比較優(yōu)勢的產業(yè)結構不匹配，導致金融結構的優(yōu)勢作用無法通過經濟增長傳導到經濟發(fā)展上。

我國經濟步入“新常態(tài)”，經濟增長速度從高速增長轉為中高速增長，金融體系也在發(fā)生巨大變化，但與之相應的金融風險也在加劇。本文認為，經濟發(fā)展需要穩(wěn)定的經濟增長環(huán)境，我國需要發(fā)展以銀行為主導的金融結構。在經濟波動時期，金融結構會偏離最優(yōu)金融結構，從而導致金融結構的優(yōu)勢作用無法傳導到經濟發(fā)展上。所以政府應該制定長期的經濟發(fā)展計劃，保持經濟持續(xù)穩(wěn)定，使金融結構最大限度保障經濟發(fā)展。