張煥明，馬昭君，馬瑞祺

（1.安徽財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽蚌埠 233030；2.中國社會科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京 102488）

一、引言

2008 年的金融危機使世界經(jīng)濟陷入了困局，在此背景下，對于金融和實體經(jīng)濟的理論探討出現(xiàn)了新的研究重點，開始重新審視深層次的理論問題。早期的觀點認為，金融業(yè)的發(fā)展有助于分散風險，拉動經(jīng)濟增長。基于過高的金融杠桿以及危機之后的反思，宏觀經(jīng)濟學(xué)研究開始聚焦于金融杠桿與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。金融體系通過資金配置功能，幫助資金需求者以借貸等方式籌措資金，完成各類投資和交易，從而發(fā)揮金融杠桿的作用?？v觀全球經(jīng)濟和金融的發(fā)展歷程，金融杠桿的作用不可忽視，經(jīng)濟發(fā)展水平和國民收入的提升也加速了銀行和股票市場的繁榮，全球私人部門國內(nèi)信貸占GDP 的比重從1965年的64.89%上升至2020 年的147.99%。適當?shù)慕鹑诟軛U有利于降低投資消費約束、增加市場活力，從而提高經(jīng)濟發(fā)展水平，但是在擴大投資和交易總額的同時也增加了金融生態(tài)的脆弱性，帶來了高負債、高風險和資產(chǎn)價格泡沫等問題，甚至引發(fā)了經(jīng)濟危機（Wagner，2009）[1]。金融危機之前，以美國、歐洲國家為代表的發(fā)達經(jīng)濟體金融杠桿提升較快，危機之后以中國為代表的新興經(jīng)濟體杠桿率經(jīng)歷了更加迅猛的增長。杠桿率的大幅提升說明資本在金融領(lǐng)域重復(fù)運轉(zhuǎn)，金融部門的強關(guān)聯(lián)特征導(dǎo)致系統(tǒng)性風險增加，給經(jīng)濟增長帶來了不確定性（Miller，2018）[2]。從宏觀經(jīng)濟運行的角度來看，合理穩(wěn)定的投融資比例至關(guān)重要，金融杠桿的不斷攀升以及波動性的不斷加大可能意味著投融資行為的不穩(wěn)定，同時加劇了經(jīng)濟波動，對經(jīng)濟增長存在潛在的負面影響。金融機構(gòu)創(chuàng)新能力的提升以及金融工具的創(chuàng)新發(fā)展，使得杠桿水平隨之提高。一方面，杠桿水平的提高加快了資金運轉(zhuǎn)，提升了金融服務(wù)實體經(jīng)濟的效率；另一方面，可能會造成資金在虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域空轉(zhuǎn)，擠出對實體經(jīng)濟的投資，增加系統(tǒng)性風險，不利于經(jīng)濟的穩(wěn)定健康發(fā)展。歷史經(jīng)驗表明，“去杠桿”在對防范系統(tǒng)性金融風險的同時，可能會導(dǎo)致流動性趨緊。合理的“去杠桿”策略能夠?qū)暧^經(jīng)濟波動產(chǎn)生正面效應(yīng)，促進金融業(yè)應(yīng)時而變，加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。那么，金融杠桿與經(jīng)濟增長之間有著怎樣的關(guān)系？金融發(fā)展因素對二者的動態(tài)效應(yīng)如何？杠桿的波動會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生怎樣的影響？對這些問題的深入研究，一方面有助于明晰金融杠桿發(fā)展規(guī)律，加深對相關(guān)問題的認識；另一方面，根據(jù)金融發(fā)展狀況厘清金融杠桿水平與經(jīng)濟發(fā)展之間的非線性關(guān)系，有助于從宏觀角度為我國金融杠桿調(diào)控提供政策參考。

二、文獻回顧

從現(xiàn)有文獻來看，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長一直以來都是學(xué)者們關(guān)注的焦點，對二者關(guān)系的研究已經(jīng)初具規(guī)模。金融杠桿作為聯(lián)系二者的重要紐帶，相關(guān)研究也開始探討其在經(jīng)濟增長中的作用。從微觀層面來看，金融杠桿通過債務(wù)比率衡量金融機構(gòu)的負債程度；從宏觀層面來看，理論上金融杠桿率可以通過微觀數(shù)據(jù)加總得到，但實際情況是各個國家或地區(qū)的微觀數(shù)據(jù)獲取難度較大且統(tǒng)計口徑不一致，因而在以跨國數(shù)據(jù)為樣本進行研究時，較多采用私人部門信貸在GDP 中的占比作為替代變量，來衡量經(jīng)濟體基于宏觀角度的金融杠桿水平（張美麗、陳希敏，2020）[3]。早期研究中，大多認為金融杠桿對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了積極的影響，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有重要作用。Levine（1999）[4]闡述了金融體系的五大功能，認為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正面效應(yīng)。之后的研究中，許多學(xué)者也證實了這一結(jié)論（King and Levine，1993；Beck 等，2000）[5，6]。同時也有部分學(xué)者認為，金融杠桿的攀升會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面作用（Rioja and Valev，2004；Shen and Lee，2006）[7，8]。

近些年來，許多研究強調(diào)金融杠桿與經(jīng)濟增長之間可能存在非線性關(guān)系，金融發(fā)展的不同階段對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的作用存在差異。Rousseau 和Wachtel（2011）[9]在研究中強調(diào)過度的金融深化以及過快的信貸增長都可能加劇金融系統(tǒng)的脆弱性，同時發(fā)現(xiàn)，雖然在1960—1989 年之間金融發(fā)展對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了正向的促進作用，但是在接下來的15 年這種促進作用逐漸削弱。原因在于，20 世紀90 年代以來，許多國家在相關(guān)法律體系和監(jiān)管制度尚不完善之時放開金融市場，不利于金融深化發(fā)揮正向的促進作用。Mendoza（2010）[10]發(fā)現(xiàn)當經(jīng)濟周期處于擴張階段時，杠桿比率也會有所上升，達到一定的水平后會產(chǎn)生約束效應(yīng)，費雪的債務(wù)-通貨緊縮理論作用于產(chǎn)出水平，從而抑制經(jīng)濟增長，信貸、資產(chǎn)價格及抵押資產(chǎn)的數(shù)量均會下降。Torre 等（2011）[11]的研究表明，金融杠桿超過一定水平，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用呈現(xiàn)邊際遞減特征，杠桿值過高甚至會對經(jīng)濟增長帶來負面的影響。楊友才（2017）[12]、馬勇和陳雨露（2017）[13]也進行了類似研究，他們以跨國數(shù)據(jù)為研究對象，認為金融杠桿對經(jīng)濟發(fā)展存在邊際效應(yīng)遞減的非線性作用。

次貸危機爆發(fā)之后，金融杠桿過高被認為是主要誘因，合理的金融杠桿的閾值成為了學(xué)者們所關(guān)心的問題，此后關(guān)于杠桿水平的研究便著重于對其合理范圍進行討論。Arcand 等（2015）[14]基于1960—2010 年130 多個國家的跨國面板數(shù)據(jù)進行實證分析，計算出杠桿水平的門檻值為100%。一旦超過這一比重，金融杠桿會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生抑制作用。Cecchetti 和Kharroubi（2012）[15]以1980—2009 年50個國家的面板數(shù)據(jù)為研究對象，發(fā)現(xiàn)在金融杠桿水平達到某個臨界點之前，金融杠桿比率的提高對經(jīng)濟增長有正面效應(yīng)，而超過該臨界點之后，金融杠桿水平的繼續(xù)攀升則會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面效應(yīng)。同時在研究中發(fā)現(xiàn)，對于發(fā)達國家，金融部門的快速發(fā)展不利于綜合生產(chǎn)率的提高。Law 和Singh（2014）[16]、劉曉光等（2018）[17]也進行了類似研究。此外，也有學(xué)者分析了“去杠桿”策略的經(jīng)濟效應(yīng)。Roxburgh 等（2010）[18]認為經(jīng)歷重大金融危機之后，許多國家會長時間地處于“去杠桿”過程中，經(jīng)濟發(fā)展水平不同的國家所采取的降杠桿手段具有差異性。同時，部分研究表明，“去杠桿化”會增加私人部門的信貸約束，從而對經(jīng)濟波動產(chǎn)生負面影響。Aghion 等（2010）[19]基于短期投資和長期投資兩種投資類型，分析了不確定性和信貸約束對投資的周期性構(gòu)成以及經(jīng)濟波動的影響，研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束的增加通過影響投資周期的構(gòu)成，導(dǎo)致經(jīng)濟波動加劇以及經(jīng)濟增長率下降。需要指出的是，通過分析“去杠桿”對經(jīng)濟發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)金融“去杠桿”雖然能夠在一定程度上降低金融風險，但是也給投資消費和經(jīng)濟增長帶來了負面影響。一方面，居民部門的需求和消費降低；另一方面，資本投資受到不利影響，導(dǎo)致失業(yè)率增加，工資水平降低（Cuerpo et al.，2013）[20]。馬勇等（2016）[21]對跨國面板數(shù)據(jù)進行了實證研究，在更大的樣本范圍內(nèi)分析了金融杠桿對經(jīng)濟增長與金融穩(wěn)定的影響，發(fā)現(xiàn)“去杠桿”過程和杠桿的波動均不利于經(jīng)濟增長，波動的加劇甚至會導(dǎo)致金融危機的發(fā)生，不利于經(jīng)濟發(fā)展和金融穩(wěn)定。

在上述研究中，不少學(xué)者對金融杠桿和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了廣泛深入的討論，目前的研究尚未形成一致結(jié)論。但是，通過梳理文獻我們不難發(fā)現(xiàn)，金融杠桿及其結(jié)構(gòu)性調(diào)整會作用于經(jīng)濟發(fā)展水平。因此，厘清金融發(fā)展變化之下金融杠桿水平對經(jīng)濟增長的影響顯得十分必要。本文可能的邊際貢獻在于兩個方面。其一，各經(jīng)濟體的宏觀杠桿率與經(jīng)濟增長之間可能存在的非線性關(guān)系并非一成不變，易受到一國或地區(qū)金融發(fā)展狀況的影響。大多數(shù)國外文獻將研究重點放在對銀行部門微觀層面的考察上，而忽視了金融結(jié)構(gòu)等宏觀層面的作用機制。因此，在國際金融自由化的背景之下，從雙重視角考察金融發(fā)展水平，利用跨國樣本分析金融杠桿對經(jīng)濟增長的影響，有助于我們對相關(guān)問題有更加深入的理解。其二，“去杠桿”策略會引發(fā)金融杠桿波動，而經(jīng)濟增長除了人均GDP 維度，還包括經(jīng)濟波動維度。從該角度而言，金融杠桿的提升以及“去杠桿”策略引發(fā)的杠桿波動與宏觀經(jīng)濟波動之間的關(guān)系值得進一步分析和探討，以加深對金融杠桿問題的理解。此外，“去杠桿”問題在中國備受關(guān)注，這些研究對于調(diào)整杠桿內(nèi)部結(jié)構(gòu)、增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力具有一定的現(xiàn)實意義。

鑒于此，本文基于46 個國家2000—2019 年的跨國面板數(shù)據(jù)，從金融發(fā)展變化的角度切入，借助門檻面板模型，從門檻效應(yīng)視角分析了金融杠桿對經(jīng)濟增長的影響，豐富了對該領(lǐng)域的研究。與此同時，通過納入經(jīng)濟波動水平變量和金融杠桿波動水平變量，采用系統(tǒng)廣義矩估計方法，進一步分析了金融杠桿的穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長的潛在影響，彌補了已有實證研究的不足。

三、理論分析與研究假設(shè)

從宏觀角度來看，金融中介的存在會產(chǎn)生金融杠桿，使得實體經(jīng)濟的融資更為便利，全要素生產(chǎn)率得到提升，但隨之而來的是相應(yīng)成本的提高，當金融周期與所處經(jīng)濟發(fā)展階段相背離，過度攀升的金融杠桿率會給經(jīng)濟運行帶來了較大的風險（郭紅玉和李義舉，2018）[22]。金融杠桿率深刻影響著經(jīng)濟的增長與衰退，金融杠桿的提升通過提高投資率、優(yōu)化資源配置等方式拉動經(jīng)濟增長，但是當杠桿率上升到一定程度，以至于金融杠桿發(fā)揮的正向效應(yīng)小于潛在的風險成本時，則會形成負面的沖擊，即金融杠桿與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系。圖1 繪制了各個國家或地區(qū)人均GDP 對數(shù)與金融杠桿水平之間的散點圖，從簡單的擬合效果來看，總體而言，二者的關(guān)系展現(xiàn)出明顯的先上升后下降的趨勢，存在較為顯著的非線性效應(yīng)。相關(guān)研究表明，這種非線性關(guān)系易受到金融發(fā)展程度的影響，即存在一個促進人均收入水平的最佳值（林進忠，2020）[23]。

圖1 金融杠桿水平與國家經(jīng)濟增長的關(guān)系

從金融效率的角度來看，金融服務(wù)實體經(jīng)濟的關(guān)鍵點之一在于金融效率，換言之就是金融資源投入對經(jīng)濟增長的貢獻程度。其中，金融資源的分配結(jié)構(gòu)和運用效率起到了決定性作用（徐圓、趙蓮蓮，2015）[24]。金融資源分配合理表明將生產(chǎn)效率較高的經(jīng)濟主體或部門作為優(yōu)先配置對象，提高了其流向生產(chǎn)性用途的效用度。不論是微觀層面還是宏觀層面，效率越高說明該國或地區(qū)儲蓄轉(zhuǎn)化成投資的能力越強，同時會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生一定的抑制作用（劉蘭鳳、袁申國，2021；史貞，2021）[25，26]，有利于發(fā)揮金融杠桿推動經(jīng)濟發(fā)展的作用（劉曉光等，2019）[27]。從金融結(jié)構(gòu)的角度來看，在經(jīng)濟金融發(fā)展的過程中，一個普遍被接受的規(guī)律是，經(jīng)濟繁榮時期，以股票市場為代表的直接融資比例呈現(xiàn)上升趨勢，而間接融資比例則逐漸下降。金融的發(fā)展需要結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，當金融發(fā)展水平較低時，銀行主導(dǎo)型的結(jié)構(gòu)需要通過擴大間接融資來使資金更多地流入實體經(jīng)濟，利用較高的杠桿率拉動經(jīng)濟增長。與此同時，對于高風險的企業(yè)和項目，銀行中介機構(gòu)有效投資不足，促使直接融資比例提升，資本市場能夠提供一定的風險分擔（劉曉光等，2019；鄭樂凱等，2021）[27，28]，從而進一步提高了杠桿的利用效率，推動了經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。但是，隨著金融結(jié)構(gòu)的演化，市場導(dǎo)向型的結(jié)構(gòu)下可能會出現(xiàn)金融市場與實體經(jīng)濟發(fā)展速度不匹配的情況，以間接融資為主的銀行體系受到?jīng)_擊，導(dǎo)致金融杠桿的邊際效應(yīng)遞減，利用效率大幅下降。因此，本文提出了假設(shè)H1。

H1：金融杠桿對經(jīng)濟增長的推動作用因金融發(fā)展水平的變化而具有異質(zhì)性，可能存在最優(yōu)區(qū)間。金融效率視角下，效率水平越高，越有利于金融杠桿發(fā)揮對經(jīng)濟增長的正向促進作用；金融結(jié)構(gòu)視角下，金融杠桿水平對經(jīng)濟增長的推動作用呈現(xiàn)出邊際效應(yīng)遞減的特征。

當金融杠桿水平處于后拐點區(qū)域時，金融杠桿水平的繼續(xù)提升將無法對我國經(jīng)濟增長起到有效的拉動作用，宏觀經(jīng)濟面臨下滑壓力。從現(xiàn)實情況看，這符合現(xiàn)階段我國經(jīng)濟處于次高速增長的特征。歷史經(jīng)驗表明，大部分經(jīng)濟體在經(jīng)歷一段時間的高速增長后，都會出現(xiàn)經(jīng)濟增長的“次高速時代”。以美國和日本為例，分別從1946 年和1974 年開始，GDP增速由9%左右分別降至3.14%和3.92%，進入次高速增長時期?；谄渌麌业陌l(fā)展經(jīng)驗，可以認為，我國經(jīng)濟的中高速增長符合一定的經(jīng)濟規(guī)律，同時提升金融資源配置效率和運用效率、平衡金融杠桿的變動尤為重要。金融杠桿的波動主要來源于信貸的供給和需求（張曉玫、羅鵬，2014）[29]，宏觀政策的調(diào)控使得外部政策環(huán)境改變，交易主體的預(yù)期發(fā)生變化，交易雙方的需求函數(shù)也會隨之改變，影響信貸交易的均衡數(shù)量，進而提高實體經(jīng)濟的運行成本，破壞金融的穩(wěn)定性，不利于經(jīng)濟穩(wěn)定增長。此外，金融杠桿的波動會引起資產(chǎn)價格波動，同樣會對信貸均衡數(shù)量產(chǎn)生影響。信貸資金通過“擠出效應(yīng)”可能會導(dǎo)致金融資源錯配現(xiàn)象的發(fā)生，同時投資成本提高，交易摩擦成本增加，實體經(jīng)濟投資下降，由此，實體經(jīng)濟通過投融資渠道對企業(yè)產(chǎn)出帶來負面的效應(yīng)。與此同時，銀行業(yè)的風險變化導(dǎo)致金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定性增加，就業(yè)和收入也受到負面影響，引發(fā)經(jīng)濟波動，從而降低了經(jīng)濟增長速度。從金融“加杠桿”和“去杠桿”的角度來看，新興經(jīng)濟體的過度“加杠桿”反而會導(dǎo)致經(jīng)濟平均增速的下降和通貨膨脹的加劇，而金融體系過度的“去杠桿”可能會影響部門的正常產(chǎn)出，引發(fā)經(jīng)濟衰退。適度的金融杠桿波動，會使得要素價格更加合理，吸引企業(yè)更多有效的投資，同時資金配置更加規(guī)范高效，在經(jīng)濟中流動性增大的同時減少了資金在金融機構(gòu)內(nèi)部的循環(huán)，從而帶動經(jīng)濟增長。因此，本文提出了假設(shè)H2。

H2：適度的金融杠桿水平有利于經(jīng)濟增長，而過度的金融杠桿波動會造成經(jīng)濟水平的劇烈波動。

四、研究設(shè)計

（一）研究樣本與變量選擇

基于實際數(shù)據(jù)的可獲得性以及世界銀行（The World Bank）的常用代表性國家樣本，本文的實證分析樣本為46 個國家2000—2019 年的面板數(shù)據(jù)。①本文數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫以及Wind 數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)采用插值法予以補齊。

對于本文涉及到的代理變量，作為被解釋變量的經(jīng)濟發(fā)展水平，我們采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)（lnpgdp）予以衡量，從宏觀層面反映了不同國家經(jīng)濟發(fā)展的階段以及富裕程度。在核心解釋變量方面，世界銀行對私人部門信貸的定義反映了金融活動中資金最為活躍的部分，因此，本文選擇私人部門信貸占GDP 的比重（fle）來衡量宏觀金融杠桿水平，從理論上來說具有合理性，能夠體現(xiàn)實體經(jīng)濟部門中金融杠桿產(chǎn)生的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。對于門檻變量的選擇，如前文所述，金融杠桿是聯(lián)系金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的樞紐，金融體系的發(fā)展狀況及動態(tài)變化也會影響其產(chǎn)生的效應(yīng)，在不同階段對經(jīng)濟發(fā)展表現(xiàn)出不同的影響。因此，本文選取金融效率（fe）、金融結(jié)構(gòu)（fst）兩個指標作為反映金融發(fā)展水平的門檻變量，具體分別利用儲蓄投資轉(zhuǎn)化率、股票市場交易總額與商業(yè)銀行信貸余額之比來衡量。同時，為考察金融杠桿波動與經(jīng)濟波動之間的關(guān)系，被解釋變量中加入經(jīng)濟波動項，解釋變量中加入金融杠桿波動項，計算方法參考主流文獻的做法，采用HP 濾波法對金融杠桿以及經(jīng)濟發(fā)展水平提取波動因子，得到周期波動項，再取其絕對值得到波動水平。金融杠桿和經(jīng)濟水平的波動項數(shù)值越大，相應(yīng)的不穩(wěn)定性也就越高。

除上述的核心解釋變量和門檻變量外，我們還在分析中納入一系列的控制變量。具體而言：在宏觀經(jīng)濟層面，選擇了貿(mào)易開放程度（open）和工業(yè)化程度（ind）；在金融層面，選擇了人均資本量的對數(shù)（lncap）；在社會人口層面，選擇了人口增長率（pop）和城鎮(zhèn)化率（urb）。同時，這些變量也反映了經(jīng)濟發(fā)展的系統(tǒng)性和復(fù)雜性。上述回歸變量的符號、含義和計算方法如表1 所示，表2 給出了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量說明

表2 變量的描述性統(tǒng)計

圖2 為核心變量金融杠桿水平的國際比較，根據(jù)世界銀行金融部門的數(shù)據(jù)，中國的金融杠桿率從2000 年的1.112 攀升至2019 年的1.654，同時超過了中等收入國家以及所處的中高等收入國家的平均水平。近30 年以來，中國國民經(jīng)濟年均增速超過9%，金融杠桿作為調(diào)整資源配置的重要手段，也隨著經(jīng)濟的發(fā)展持續(xù)增長。中國是新興市場經(jīng)濟體，同時也是世界第二大經(jīng)濟體，杠桿率水平僅次于美國和日本。同時可以發(fā)現(xiàn)，以2008 年金融危機爆發(fā)為節(jié)點，“四萬億”計劃應(yīng)運而生，我國的金融杠桿水平持續(xù)攀升，進入了加杠桿周期。

圖2 私人部門信貸占GDP 比重的國際比較

我國作為金磚五國的成員國之一，金融杠桿率遠高于印度、巴西和俄羅斯聯(lián)邦。根據(jù)中國社會科學(xué)院國家金融與發(fā)展實驗室發(fā)布的數(shù)據(jù)，2019 年中國實體經(jīng)濟的杠桿率達到245.4%，相較于2008 年的170%大幅增加。圖3 展示了世界前三大經(jīng)濟體以及金磚五國2000—2019 年的金融杠桿波動情況。從金融杠桿的波動程度來看，次貸危機的爆發(fā)使得各個經(jīng)濟體均有較大幅度的波動，2015 年的股災(zāi)加劇了金融系統(tǒng)的脆弱性，中國的金融杠桿水平產(chǎn)生了小幅波動。2016 年進入到“去杠桿”的周期，金融杠桿波動呈現(xiàn)收斂趨勢。

圖3 金融杠桿波動情況的國際比較

以上對本文選取的核心解釋變量進行了簡要的描述性統(tǒng)計和初步分析。對于觀察期內(nèi)各變量的差異和變化，以及金融發(fā)展、金融杠桿對經(jīng)濟增長的作用，需要從近20 年來的跨國經(jīng)驗予以考察，以期發(fā)現(xiàn)金融杠桿影響經(jīng)濟增長的一般規(guī)律，對本文的研究目的給出更為清晰的答案。

（二）模型設(shè)定與估計方法

本文的研究目標是考察金融杠桿在經(jīng)濟發(fā)展中的門檻效應(yīng)，這里使用Hansen（1999）[30]提出的固定效應(yīng)面板門檻模型進行分析，該方法在模型中加入了門檻值作為未知變量，由多個臨界值分割，確定樣本分離點和分異區(qū)間，擬合非線性趨勢。模型設(shè)定如下：

其中：i 表示國家；t 表示年份；被解釋變量lnpgdp 為經(jīng)濟發(fā)展水平；解釋變量fle 表示受到門檻變量影響的金融杠桿水平，隨著非線性區(qū)間的變化，其影響系數(shù)也會發(fā)生變化；fd 為門檻變量，表示金融發(fā)展水平；γ 為待驗證的門檻值；e 為隨機誤差項。門檻效應(yīng)檢驗的原假設(shè)為β2=β3，備擇假設(shè)為β2≠β3，通過對一般線性模型和門檻模型的比較，判斷回歸系數(shù)在不同區(qū)間的取值是否具有一致性，即門檻效應(yīng)的存在性和估計情況的真實性。

雙重門檻模型和多重門檻模型可在此基礎(chǔ)上繼續(xù)擴展。存在兩個門檻值的模型可進一步拓展為：

具體而言，以單門檻模型為例，門檻模型的估計和檢驗包括三個步驟。首先，根據(jù)fd 進行逐點回歸，隨機選取一個門檻值進行OLS 估計，擬合模型，得到其他解釋變量的參數(shù)估計值和殘差平方和，對上述步驟進行重復(fù)，選擇殘差平方和最小時對應(yīng)的門檻值γ。其次，檢驗門檻回歸模型在統(tǒng)計意義上的顯著性，直接在原假設(shè)下進行檢驗會導(dǎo)致門檻值不可識別。由于F 統(tǒng)計量的漸進分布不是標準正態(tài)的，因此使用自抽樣法（Bootstrap）模擬檢驗統(tǒng)計量的漸進有效分布，得出近似有效的p 值后，對原假設(shè)進行判斷。若結(jié)果顯示拒絕原假設(shè)，則說明門檻模型通過了存在性檢驗。最后，利用似然比LR 統(tǒng)計量進行檢驗和估計，以判斷門檻值的有效性與所在置信區(qū)間（黃倩等，2021）[31]。

進一步，在對金融杠桿波動與經(jīng)濟波動關(guān)系的討論中，構(gòu)建動態(tài)面板模型，具體形式如下：

本文還考慮經(jīng)濟增長可能存在一定的跨期依賴，因此引入了經(jīng)濟波動水平的一階滯后項vpgdpi，t-1。此外，c 為常數(shù)項，Z 為一組控制變量，μi代表個體效應(yīng)，εit表示殘差項，α、β、γ、θ 為回歸項系數(shù)。式（3）為一個動態(tài)面板模型，本文選擇兩步系統(tǒng)廣義矩方法進行估計，該方法綜合了水平方程和差分方程，同時在兩步GMM 中引入一步GMM 的殘差結(jié)果，放寬了殘差的假設(shè)條件，使估計效率有所提高。

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準模型回歸結(jié)果

在不考慮金融發(fā)展水平的前提下，本文首先嘗試使用靜態(tài)面板模型分析金融杠桿在經(jīng)濟發(fā)展過程產(chǎn)生的邊際作用。表3 給出了混合回歸、固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)的檢驗結(jié)果。對固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)進行面板Hausman 檢驗，結(jié)果顯示，固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)。綜合回歸系數(shù)的顯著性，選擇了更為適合的個體和時間雙固定效應(yīng)模型。模型回歸結(jié)果顯示，金融杠桿水平的系數(shù)為0.116，且P 值在1%的水平下顯著為零，初步判定在研究樣本期內(nèi)，金融杠桿對經(jīng)濟發(fā)展存在拉動作用。同時，其他控制變量均高度顯著。

表3 基準回歸結(jié)果

（二）門檻效應(yīng)檢驗

基于前文式（2）、式（3）的模型設(shè)定，首先借助Hansen（1999）[30]提出的格點搜索方法確定門檻效應(yīng)類型和相應(yīng)的門檻值。在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的假定下，通過自抽樣法（Bootstrap）反復(fù)進行500次抽樣，得到檢驗結(jié)果（見表4）。由表4 可以發(fā)現(xiàn)，三重門檻均不顯著，以金融效率為門檻變量時存在雙重門檻，以金融結(jié)構(gòu)為門檻變量時僅存在單一門檻。

表4 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

表5 給出了門檻值的估計結(jié)果及其95%的置信區(qū)間，同時繪制了兩種門檻變量視角下似然比和門檻參數(shù)的關(guān)系圖，見圖4 和圖5。由此得到，金融效率變量的雙重門檻參數(shù)分別為0.850 5 和1.273，金融結(jié)構(gòu)變量的單一門檻參數(shù)為0.872 4。同時，對應(yīng)的似然比統(tǒng)計量均低于5%顯著性水平下的臨界值，說明門檻估計值在各自的區(qū)間內(nèi)通過了真實性檢驗，估計門檻值與實際門檻值相等。

表5 門檻值估計結(jié)果

圖4 金融效率的門檻估計值及95%的置信區(qū)間

圖5 金融結(jié)構(gòu)的門檻估計值及95%的置信區(qū)間

（三）計量結(jié)果分析

根據(jù)門檻效應(yīng)的檢驗結(jié)果，估計不同金融發(fā)展水平之下對應(yīng)門檻變量的門檻回歸模型，具體結(jié)果見表6。

表6 門檻效應(yīng)的估計結(jié)果

（續(xù)表6）

由表6 顯示的門檻面板回歸結(jié)果可知，以金融效率和金融結(jié)構(gòu)變量為門檻時，除了金融效率第一個門檻參數(shù)對應(yīng)的金融杠桿系數(shù)為負，其他均為正，且在1%或10%的水平上顯著。由此可知，金融杠桿水平對經(jīng)濟增長的正向促進作用更為突出，金融效率的提高和金融結(jié)構(gòu)的變化能夠?qū)?jīng)濟增長起到推動作用，這與前文固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果較為一致。同時可以發(fā)現(xiàn)，門檻值的存在會使金融杠桿的經(jīng)濟推動作用發(fā)生變化，邊際影響有所降低或升高，即門檻效應(yīng)顯著。根據(jù)金融杠桿回歸系數(shù)的結(jié)果，以金融效率變量為門檻時，當效率水平低于第一個門檻值0.850 5 時，金融杠桿對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)為-0.052，同時在10%的水平上顯著為負，表明當金融效率處于較低的水平時，金融杠桿在經(jīng)濟發(fā)展中有較為明顯的負向作用。當金融效率大于0.850 5 即超過第一個門檻值之后，系數(shù)變?yōu)?.095，金融杠桿系數(shù)由負轉(zhuǎn)正說明金融杠桿發(fā)揮的經(jīng)濟增長效應(yīng)從負向變?yōu)檎?。當金融效率上升?.273 即第二個門檻值之后，系數(shù)隨之上升為0.166，且在1%的水平上顯著，表明金融杠桿的作用效果和程度依賴于金融效率的大小。隨著金融效率的不斷提高，杠桿水平對經(jīng)濟增長的拉動作用表現(xiàn)得愈發(fā)明顯，從而驗證了假設(shè)1。從變量定義的角度來看，金融效率可以分為微觀和宏觀兩個層面，涵蓋了金融資源配置和運用兩個方面，反映的是一個國家（地區(qū)）金融資源要素投入與經(jīng)濟產(chǎn)出之間的關(guān)系（Beck 等，2004）[32]。從金融效率對經(jīng)濟增長的作用機制來看，實體金融效率和金融市場效率都會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響。一方面，當金融效率水平較低時，金融資源向?qū)嶓w經(jīng)濟轉(zhuǎn)化能力較弱，使得對實體經(jīng)濟的服務(wù)能力不足，同時會出現(xiàn)資源配置不合理、利用效率低下等情況，此時杠桿的攀升反而會造成對金融資源的浪費，儲蓄—投資轉(zhuǎn)化率受到抑制，存在資金轉(zhuǎn)化失效現(xiàn)象，金融運行質(zhì)量降低，不利于經(jīng)濟的穩(wěn)定增長。另一方面，當金融效率水平提高時，對經(jīng)濟波動存在一定的抑制作用，能夠有效平滑金融開放帶來的經(jīng)濟波動，從而金融杠桿能夠發(fā)揮對經(jīng)濟增長的正向作用（袁申國等，2019；劉赟和莫斌，2021；張國發(fā)等，2021）[33-35]。

當金融結(jié)構(gòu)作為金融發(fā)展水平的門檻變量時，結(jié)果顯示，當金融結(jié)構(gòu)低于和高于門檻值0.872 4時，金融杠桿的系數(shù)在1%或10%的水平上顯著為正，但是系數(shù)由0.149 減小為0.034，表明金融杠桿對經(jīng)濟增長的拉動作用受到金融結(jié)構(gòu)的影響，直接融資比例達到一定程度時，金融杠桿的促進作用有所削弱，從而進一步驗證了假設(shè)1。金融結(jié)構(gòu)反映了直接融資和間接融資的比重，具體表現(xiàn)為金融體系各組成部分的規(guī)模、分布以及相互的配合情況，對經(jīng)濟穩(wěn)定增長具有重要影響（Yeh 等，2013；Kim 等，2016）[36,37]。金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是一個較為平穩(wěn)的動態(tài)變化過程，與經(jīng)濟發(fā)展所處階段相適應(yīng)至關(guān)重要，否則當虛擬資產(chǎn)高于初始貨幣過多時，不論是銀行主導(dǎo)型經(jīng)濟體還是市場主導(dǎo)型經(jīng)濟體，金融體系不穩(wěn)定性帶來的微小震蕩都可能會觸發(fā)經(jīng)濟金融危機。由回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當直接融資比例增加時，在銀行主導(dǎo)型的金融結(jié)構(gòu)中，融資渠道拓寬，實體經(jīng)濟的融資需求得到有力支撐，對銀行信貸的依賴性降低，融資成本減少，有效投資增加，金融結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化，金融杠桿在經(jīng)濟增長中的促進作用表現(xiàn)得較為明顯。但是，金融非中介化的過度發(fā)展也可能使得金融行業(yè)亂象頻生，杠桿利用率大幅削減，不利于金融業(yè)和經(jīng)濟的持續(xù)健康穩(wěn)定發(fā)展。

對于納入模型的控制變量，通過分析其回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)：貿(mào)易開放程度的系數(shù)顯著為正，說明外貿(mào)經(jīng)濟的發(fā)展加速了經(jīng)濟增長；工業(yè)化程度的系數(shù)顯著為負，可能是由于工業(yè)化進程的加速降低了人口文化程度，人力資源結(jié)構(gòu)的改變減少了未來技術(shù)型勞動力的人數(shù)；人均資本量的系數(shù)顯著為正，意味著投資擴張和資本形成的加速是經(jīng)濟增長的重要動力；人口增長率的系數(shù)顯著為負，說明人口增長雖然帶來了勞動力供給的增加，但同時也會導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率降低、社會投資率下降等問題，并對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生負面影響，從而不利于經(jīng)濟增長?？傮w來看，上述結(jié)論與經(jīng)典宏觀經(jīng)濟學(xué)的理論基本一致，也符合直覺和經(jīng)驗預(yù)期。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了對上述估計結(jié)果進行驗證，基于前文估計的門檻值，我們對門檻區(qū)間進行劃分，對不同的區(qū)間設(shè)置對應(yīng)的虛擬變量。在基準回歸模型中加入金融杠桿水平與虛擬變量的交互項判斷金融杠桿與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，驗證門檻模型回歸結(jié)果的可靠性，檢驗結(jié)果如表7 所示。

表7 基于調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

表7 中模型（1）和模型（2）分別展示了金融效率和金融結(jié)構(gòu)兩個維度的金融發(fā)展狀況，并對引入虛擬變量和金融杠桿交互項之后金融杠桿水平與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行分析。在具體的虛擬變量設(shè)定中，由于前文分析中確定了顯著的門檻值，因此對于雙重門檻值，將門檻變量取值小于（或等于）第一個門檻參數(shù)時定義為d1（d1取值為0），大于第一個門檻參數(shù)時定義為d2（d2取值為1）。對于單門檻值，將門檻取值大于第一個門檻參數(shù)時定義為d1。由結(jié)果可知，不同的金融杠桿水平取值使得其在經(jīng)濟增長中發(fā)揮的效應(yīng)有所不同。通過分析交互項的回歸系數(shù)得到了與前文研究結(jié)果基本一致的結(jié)論，即金融效率的提升有助于拉動經(jīng)濟增長，過高的金融杠桿水平不會隨著金融結(jié)構(gòu)的改善而促進經(jīng)濟發(fā)展，從而表明原門檻回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠，符合上述實證得到的研究結(jié)論。

（五）擴展分析

上述我們以經(jīng)濟發(fā)展水平為被解釋變量，金融杠桿為核心解釋變量，考察了杠桿水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響。接下來，本文將經(jīng)濟波動作為被解釋變量的代理變量，金融杠桿及其波動作為核心解釋變量，進一步分析金融杠桿水平的波動與經(jīng)濟水平波動之間的關(guān)系。圖6 呈現(xiàn)了二者之間簡單的擬合效果，可以初步判斷，金融杠桿波動與國家宏觀經(jīng)濟波動存在一定的正相關(guān)關(guān)系。

圖6 金融杠桿波動與宏觀經(jīng)濟波動的關(guān)系

金融杠桿波動和經(jīng)濟波動研究中樣本區(qū)間的設(shè)定與前文一致，首先采用靜態(tài)面板估計方法進行回歸，表8 分別給出了OLS、固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的估計結(jié)果?？梢钥吹?，杠桿波動與經(jīng)濟波動在統(tǒng)計上具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明在控制了杠桿水平等變量后，杠桿波動會加劇經(jīng)濟波動。

表8 杠桿波動與經(jīng)濟波動的基準回歸結(jié)果

為了更加清晰準確地判斷兩者之間的關(guān)系，基于靜態(tài)面板的估計結(jié)果以及前文動態(tài)面板模型的設(shè)定，本文使用系統(tǒng)GMM 方法進行分析，這緩解了可能存在的變量與變量或變量與殘差之間的內(nèi)生性問題，同時相比差分GMM 方法能夠減少估計誤差，實證結(jié)果如表9 所示，模型（1）至模型（3）逐步引入了宏觀層面、金融層面和社會人口層面的控制變量。

表9 系統(tǒng)GMM 估計結(jié)果

由表9 顯示的結(jié)果可知，在不同的模型中，核心解釋變量金融杠桿水平及其波動項均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明金融杠桿率的高低和波動性會對經(jīng)濟波動產(chǎn)生明顯的影響。從具體的符號來看，金融杠桿水平的系數(shù)均為正數(shù)，在完整的回歸模型（3）中其系數(shù)值為0.033，意味著整體而言，金融杠桿對經(jīng)濟增長存在明顯的拉動作用，這與前文的回歸結(jié)果一致。金融杠桿波動項的回歸系數(shù)在模型（1）至模型（3）中也均為正數(shù)，在模型（3）中其系數(shù)值為0.354，說明前者波動一個單位會導(dǎo)致后者相應(yīng)波動0.354 個單位，金融杠桿波動與經(jīng)濟波動之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，換言之，經(jīng)濟水平產(chǎn)生的波動隨著金融杠桿波動性的加大而增加。同時，在一定程度上說明，金融杠桿的波動對經(jīng)濟發(fā)展存在潛在的風險，這與現(xiàn)實經(jīng)驗較為吻合，也驗證了假設(shè)2。宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定運行需要健康穩(wěn)定的金融環(huán)境和適度的融資供給，金融杠桿水平的劇烈波動意味著投資行為的不確定，勢必會對經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展產(chǎn)生負面影響。從上述估計結(jié)果來看，其穩(wěn)定性并未受到加入控制變量的影響。從回歸結(jié)果的有效性來看，Hansen 檢驗的P 值均表示接受原假設(shè)，即工具變量選擇恰當，同時擾動項的差分項不存在二階自相關(guān)。因此，系統(tǒng)GMM 模型的設(shè)置是合理的。

六、研究結(jié)論與對策建議

本文基于46 個國家（地區(qū)）2000—2019 年的面板數(shù)據(jù)，以金融發(fā)展程度為門檻變量，通過構(gòu)建門檻回歸模型對金融杠桿與經(jīng)濟發(fā)展的非線性關(guān)系進行了研究。同時將經(jīng)濟波動率作為經(jīng)濟增長的代理變量，選擇系統(tǒng)GMM 方法進一步討論了金融杠桿波動與經(jīng)濟波動之間的關(guān)系。實證結(jié)果表明，金融杠桿對經(jīng)濟發(fā)展存在門檻效應(yīng)，即隨著門檻區(qū)制的變化，金融杠桿產(chǎn)生的效應(yīng)呈現(xiàn)異質(zhì)性。具體而言，金融效率的提升有利于金融杠桿發(fā)揮對經(jīng)濟增長的推動作用，而當金融杠桿達到門檻值之后，金融結(jié)構(gòu)改善對金融杠桿的促進作用有所減弱，此時過高的杠桿率不利于經(jīng)濟增長。在擴展分析中，我們得出杠桿波動水平和經(jīng)濟波動水平之間存在正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟增長的穩(wěn)定性受到金融杠桿波動的顯著影響。

對于轉(zhuǎn)型時期的中國而言，經(jīng)濟發(fā)展步入“新常態(tài)”，面臨著“三期疊加”的矛盾。國內(nèi)的“去杠桿”政策對金融調(diào)控和風險防范成效顯著，但處在刺激經(jīng)濟政策消化期的中國仍需應(yīng)對杠桿率高企的挑戰(zhàn)。與此同時，擴大金融對外開放等一系列金融改革也推動了金融業(yè)和經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。因此，如何維持金融業(yè)穩(wěn)定發(fā)展以及增強其對中國經(jīng)濟的推動作用，是當前金融業(yè)發(fā)展的重要內(nèi)容。為了充分發(fā)揮金融杠桿對于經(jīng)濟增長的拉動作用，適應(yīng)新時代中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的要求，結(jié)合實證分析本文提出了三點建議。

第一，調(diào)整金融杠桿結(jié)構(gòu)，合理控制金融杠桿水平。根據(jù)“三去一降一補”五大結(jié)構(gòu)性改革任務(wù)，對金融杠桿進行分類調(diào)控，不同區(qū)域適用不同的金融杠桿水平。對于產(chǎn)能過剩區(qū)域，宜實行“去杠桿”；對于金融資源匱乏的區(qū)域，應(yīng)當適度“加杠桿”；對于經(jīng)濟金融發(fā)展較為協(xié)調(diào)的區(qū)域，應(yīng)當“穩(wěn)杠桿”。金融機構(gòu)應(yīng)積極轉(zhuǎn)變經(jīng)營戰(zhàn)略，由粗放型盈利模式轉(zhuǎn)向綜合型盈利模式，根據(jù)實際情況降低融資成本，多渠道對新興行業(yè)等提供金融支持。此外，我國經(jīng)濟波動幅度不是很大，結(jié)構(gòu)性杠桿調(diào)整和經(jīng)濟增長的雙重目標需要兼顧，應(yīng)當完善內(nèi)部控制機制和外部沖擊應(yīng)對機制，落實風險管理執(zhí)行工作，實現(xiàn)金融杠桿分部門、分類型地調(diào)整優(yōu)化。

第二，防止杠桿率大幅波動，強化金融杠桿預(yù)警機制。根據(jù)實證結(jié)果，金融杠桿的大幅波動不利于經(jīng)濟良性發(fā)展，因此，在政策實施過程中要維護金融安全穩(wěn)定，防范系統(tǒng)性金融風險的發(fā)生。金融杠桿調(diào)控應(yīng)注意總量控制與結(jié)構(gòu)優(yōu)化，建立金融杠桿監(jiān)測預(yù)警體系，加強對地區(qū)杠桿水平的監(jiān)控，循序漸進，注意節(jié)奏與方式，防范“去杠桿”帶來的派生風險。同時，居民、非金融企業(yè)等部門的杠桿率也應(yīng)該得到重視，探索內(nèi)部協(xié)調(diào)機制，實現(xiàn)全方位的掃描預(yù)警，避免單一部門風險過高。

第三，提升金融資源配置效率，促進金融更好地服務(wù)實體經(jīng)濟。金融業(yè)回歸本源和脫虛向?qū)?，離不開銀行業(yè)金融體系的完善。具體而言，應(yīng)注重融資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，有針對性地進行融資方式的創(chuàng)新。同時，金融監(jiān)管部門需要加強政策支持，強化金融監(jiān)管，制定差異化的考核機制，使得金融資源能夠得到更優(yōu)的配置。此外，推動更多金融資源通過資本市場進行配置，讓資本市場以實體經(jīng)濟的內(nèi)在需求為落腳點，引導(dǎo)要素在市場中有序流動，發(fā)揮其對經(jīng)濟增長的積極作用。

注釋：

①本文選取了包括澳大利亞、奧地利、比利時、瑞士、智利、塞浦路斯、捷克共和國、德國、西班牙、法國、英國、希臘、克羅地亞、匈牙利、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、韓國、盧森堡、馬耳他、荷蘭、挪威、阿曼、波蘭、葡萄牙、沙特阿拉伯、新加坡、美國、阿根廷、巴西、中國、哥倫比亞、哥斯達黎加、牙買加、約旦、墨西哥、毛里求斯、馬來西亞、秘魯、羅馬尼亞、俄羅斯、塞爾維亞、泰國、土耳其、南非等全球各大洲共46 個國家。