【摘要】采用我國1997 ～ 2021年的省際平衡面板數(shù)據(jù)， 基于雙固定效應(yīng)模型、 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型和面板門檻模型檢驗(yàn)政府調(diào)控、 市場化水平與金融發(fā)展之間的關(guān)系。雙固定效應(yīng)模型分析表明： 政府財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平共同促進(jìn)了區(qū)域信貸市場的發(fā)展， 但是政府貨幣政策調(diào)控手段抑制了信貸市場的發(fā)展； 政府貨幣政策調(diào)控手段與有效的市場機(jī)制共同促進(jìn)了股票市場的發(fā)展； 政府財(cái)政政策調(diào)控手段促進(jìn)了保險(xiǎn)市場的發(fā)展， 但是政府貨幣政策調(diào)控不利于保險(xiǎn)市場的發(fā)展。調(diào)節(jié)效應(yīng)模型分析表明： 在政府財(cái)政政策調(diào)控促進(jìn)信貸市場發(fā)展的過程中， 市場化水平表現(xiàn)出增強(qiáng)型調(diào)節(jié)效應(yīng)， 但是在政府貨幣和財(cái)政政策促進(jìn)股票市場發(fā)展的過程中， 市場化水平?jīng)]有表現(xiàn)出調(diào)節(jié)效應(yīng)。進(jìn)一步分析表明： 在不同的市場發(fā)展水平下， 政府財(cái)政政策對于信貸市場發(fā)展呈現(xiàn)非線性效應(yīng)， 政府貨幣政策對于股票市場發(fā)展也呈現(xiàn)非線性效應(yīng)。

【關(guān)鍵詞】政府調(diào)控；市場化水平；金融發(fā)展；門檻模型

【中圖分類號】F832" " " 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）12-0118-7

自1949年新中國成立以來， 我國不僅實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的跨越式增長， 金融發(fā)展程度也極大提高。從我國的金融發(fā)展歷程來看， 我國金融業(yè)的發(fā)展經(jīng)歷了社會主義金融體系的探索時期（1949 ～ 1978年）、 中國特色社會主義金融體系的建設(shè)時期（1979 ～ 2017年）及2018年以后的現(xiàn)代金融體系的構(gòu)建期（王國剛，2019）， 金融體系也在逐步完善； 從我國的金融發(fā)展程度來看， 金融業(yè)增加值也在逐漸趕超。我國學(xué)術(shù)界有關(guān)金融發(fā)展的研究文獻(xiàn)眾多， 一般是將金融發(fā)展作為驅(qū)動因素研究其對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用（談儒勇，1999；周立和王子明，2002）， 而對于我國金融發(fā)展自身問題的關(guān)注并不多（樊羚和韓廷春，2021）。本文試圖以金融發(fā)展作為研究對象， 分析政府調(diào)控與市場化水平對金融發(fā)展的影響， 以對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行有益補(bǔ)充。

一、 文獻(xiàn)綜述與問題提出

金融發(fā)展到底指什么？Levine（2004）認(rèn)為， 金融體系具有引導(dǎo)資本配置投資、 改善并監(jiān)督公司治理、 分散投資風(fēng)險(xiǎn)、 動員儲蓄與便利化商品服務(wù)等五方面的作用， 其中任何一方面的提升都意味著金融發(fā)展， 這是比較權(quán)威的說法。基于實(shí)證的便利性， 學(xué)者們采用了不同的方法對金融發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行衡量。Goldsmith（1996）提出運(yùn)用國民資產(chǎn)與國民財(cái)富的比例的金融相關(guān)率方法進(jìn)行衡量， 其實(shí)質(zhì)是金融資產(chǎn)與實(shí)物資產(chǎn)的比例， 衡量的是金融體系相對于經(jīng)濟(jì)體系的規(guī)模。King等（1993）提出了四個衡量金融發(fā)展的指標(biāo)， 分別是： 金融體系流動負(fù)債與GDP的比值， 實(shí)質(zhì)是貨幣化率； 存款貨幣銀行的資產(chǎn)與中央銀行和存款貨幣銀行資產(chǎn)之比， 實(shí)質(zhì)是金融部門的風(fēng)險(xiǎn)處理能力； 非金融企業(yè)部門貸款與國內(nèi)總貸款之比； 非金融企業(yè)部門貸款與GDP之比。后兩者實(shí)質(zhì)是信貸發(fā)展能力。王志強(qiáng)等（2003）將金融發(fā)展指標(biāo)劃分為： 金融發(fā)展的規(guī)模擴(kuò)張， 采用金融資產(chǎn)總量與GDP的比值衡量； 金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)指標(biāo)， 采用證券余額占金融資產(chǎn)的比例衡量； 金融發(fā)展的效率指標(biāo)， 采用儲蓄與存款之比衡量。黃智淋等（2013）采用金融機(jī)構(gòu)貸款余額與GDP的比值進(jìn)行衡量。陶春生（2015）采用規(guī)模類結(jié)構(gòu)指標(biāo)和金融活動類結(jié)構(gòu)指標(biāo)加總生成綜合性指標(biāo)進(jìn)行衡量。學(xué)者們的研究眾多， 由于選取的指標(biāo)不同， 得出的結(jié)論也不盡一致。

上述金融發(fā)展衡量指標(biāo)的討論為理解金融發(fā)展的內(nèi)涵提供了基礎(chǔ)， 但基于中國特色政治經(jīng)濟(jì)制度、 人口、 區(qū)域發(fā)展不平衡等國情， 我國的金融發(fā)展問題是復(fù)雜而特殊的（王恒，2010）。此外多種因素相互交織也加劇了這種復(fù)雜性。McKinnon（1993）提出在中國財(cái)政赤字、 金融快速增長與低利率現(xiàn)象并存， 即中國在財(cái)政持續(xù)惡化的情況下也很好地抑制了通貨膨脹， 學(xué)術(shù)界稱為“麥金農(nóng)之謎”。 Allen等（2005）認(rèn)為， 中國的金融體系并不發(fā)達(dá)， 但中國是增長最快的經(jīng)濟(jì)體之一， 從主流的金融發(fā)展文獻(xiàn)來看， 中國的金融發(fā)展可能是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的一個另類。雖然后續(xù)Allen的觀點(diǎn)有所改變， 但其始終認(rèn)為中國的正規(guī)金融系統(tǒng)仍然是銀行占據(jù)主要地位， 股市等其他金融中介的作用微乎其微。相關(guān)學(xué)者對我國金融發(fā)展情況進(jìn)行了解讀。皮天雷等（2011）從制度變遷視角分析了我國金融發(fā)展模式的內(nèi)涵： 第一， 政府自上而下的強(qiáng)制主導(dǎo)作用； 第二， 循序漸進(jìn)的經(jīng)濟(jì)和政策措施； 第三， 政府主導(dǎo)市場化進(jìn)程的模式。丁騁騁等（2020）認(rèn)為我國金融發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)在于在合適的時間和地點(diǎn)做了合適的事情， 具體表現(xiàn)為： 在新中國成立初期實(shí)行動員式金融， 旨在建立工業(yè)化體系； 改革開放以來實(shí)行配置型金融， 旨在為民營企業(yè)提供資金支持， 激發(fā)社會活力； 近年來實(shí)行服務(wù)型金融， 旨在適應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長模式的轉(zhuǎn)變。而其中起主要作用的便是政府， 引導(dǎo)我國金融發(fā)展走出了一條中國道路。

也有學(xué)者提出， 政府對于金融發(fā)展的干預(yù)起到的金融抑制作用更大， 不利于金融發(fā)展。McKinnon（1973）、 Shaw（1973）在研究發(fā)展中國家的金融發(fā)展時， 提出“金融抑制論”， 雖然兩者的研究方法與路徑不同， 但是結(jié)論建議與政策框架卻很接近。他們認(rèn)為， 發(fā)展中國家存在著貨幣化程度低、 金融機(jī)構(gòu)單一、 金融市場不發(fā)達(dá)等現(xiàn)象， 這些現(xiàn)象的出現(xiàn)是由于政府對于金融的過度干預(yù)抑制了金融體系發(fā)展， 進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Andrei等（1994）認(rèn)為， 政客對于銀行資金的配置更多的是出于政治目的而不是出于利于經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的目的。陳斌開等（2012）認(rèn)為， 金融抑制導(dǎo)致了金融市場的機(jī)會不平等， 窮人會面對更高的貸款利率與更低的存款利率， 這會加大貧富差距。鄒偉等（2018）認(rèn)為， 地方政府的干預(yù)在金融發(fā)展程度不一致的地區(qū)存在異質(zhì)性， 在金融發(fā)展水平高的地區(qū)， 政府干預(yù)金融會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用， 從而政府干預(yù)應(yīng)尊重市場規(guī)律， 避免指令性行政干預(yù)等強(qiáng)制措施， 積極引導(dǎo)金融行業(yè)健康穩(wěn)定發(fā)展。

那么市場是否會起到促進(jìn)金融發(fā)展的作用呢？關(guān)于市場在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用， 學(xué)術(shù)界一直爭議不斷。亞當(dāng)·斯密將市場比作看不見的手， 強(qiáng)調(diào)市場對于資源配置的作用。秉承這一理念的學(xué)者們認(rèn)為， 市場是最有效率的， 市場調(diào)節(jié)具有自發(fā)性和靈活性。但是在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢下， 學(xué)者們也強(qiáng)調(diào)只有將看不見的手和看得見的手有效配合， 才能發(fā)展好經(jīng)濟(jì)。郭娜（2013）采用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)， 對比分析政府和市場行為對于中小企業(yè)融資難問題的緩解效應(yīng)， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)市場通過完善信用評級機(jī)制和推動擔(dān)保機(jī)構(gòu)發(fā)展較之政府手段能更有效地緩解中小企業(yè)融資問題。但是也有學(xué)者提出市場化會引起過度金融化的擔(dān)憂， 自由競爭加劇以及資本的逐利性都是市場的重要屬性， 而市場指引作用下的過度金融化不僅會抑制實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展， 還會形成對投資研發(fā)的擠出效應(yīng)， 從而得出過度金融化不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)論（Law和Singh，2014）。

協(xié)調(diào)好金融發(fā)展過程中政府與市場的關(guān)系始終是一項(xiàng)核心難題， 在金融初起到逐步形成的階段， 政府的行政干預(yù)作用無疑是重要的（Jin等，2006）， 促進(jìn)了金融體系的逐步完善， 但是“大政府小市場”發(fā)展模式也會給金融發(fā)展帶來金融抑制和資本配置扭曲等問題（盧現(xiàn)祥，2020）。在此背景下， 深入分析政府調(diào)控、 市場化水平對于我國金融發(fā)展的作用機(jī)理， 探索政府與市場在金融發(fā)展過程中的互動關(guān)系， 可以為金融發(fā)展提供理論依據(jù)， 同時也對上述問題給出答案。

二、 研究設(shè)計(jì)

（一） 模型構(gòu)建

基于前文的理論分析， 下面采用1997 ～ 2021年我國省際平衡面板數(shù)據(jù)， 分析政府調(diào)控、 市場化水平對于我國金融發(fā)展的作用機(jī)理?；鶞?zhǔn)模型構(gòu)建如下：

FDit=β0+β1Govit+β2Marit+βkXit+μi+εit （1）

FDit=γ0+γ1Govit+γ2Marit+γ3Govit×Marit+γkXit+μi+εit （2）

其中， 下標(biāo)i代表省份、 t代表年份， FD代表金融發(fā)展， Gov代表政府調(diào)控， Mar代表市場化水平。X表示一系列控制變量， 包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Eco）、 人力資本水平（Hum）、 科技創(chuàng)新水平（Tec）、 固定資本投入（K）、 產(chǎn)業(yè)升級水平（Ind）、 城鎮(zhèn)化水平（City）和對外開放水平（Open）。μi為不同地區(qū)的個體效應(yīng)， εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。為了緩解模型的內(nèi)生性， 采用金融發(fā)展水平的滯后一期（FDi，t-1）為工具變量。分別通過觀察回歸系數(shù)β1， β2， γ1，

γ2， γ3的估計(jì)值與顯著性來檢驗(yàn)政府調(diào)控、 市場化水平對于金融發(fā)展的影響， 以及市場化水平在政府調(diào)控促進(jìn)金融發(fā)展中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（二） 指標(biāo)設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

1. 被解釋變量： 金融發(fā)展（FD）。衡量金融發(fā)展的方法眾多， 為了全面衡量金融發(fā)展的不同維度， 本文借鑒劉貫春等（2016）、 楊力等（2022）的方法將我國的金融發(fā)展從銀行系統(tǒng)、 資本市場和保險(xiǎn)市場的角度進(jìn)行分類， 將金融發(fā)展細(xì)分為信貸市場發(fā)展水平（FD1）、 股票市場發(fā)展水平（FD2）和保險(xiǎn)市場發(fā)展水平（FD3）， 其中信貸市場發(fā)展水平采用各地金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP的比重進(jìn)行衡量， 股票市場發(fā)展水平采用各地股票市場市價總值占GDP的比重進(jìn)行衡量， 保險(xiǎn)市場發(fā)展水平采用各地保費(fèi)收入總額占GDP的比重進(jìn)行衡量。

2.核心解釋變量： 政府調(diào)控（Gov）和市場化水平（Mar）。對于政府調(diào)控， 多數(shù)學(xué)者從政府干預(yù)的角度進(jìn)行測度。鄒新月等（2020）借鑒財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的測度方法， 使用各區(qū)域人均財(cái)政支出占中央人均財(cái)政支出的比重來衡量政府調(diào)控水平。本文借鑒梁任敏等（2020）的方法， 從財(cái)政和貨幣政策調(diào)整兩方面來衡量各地政府調(diào)控水平， 具體為： 政府財(cái)政政策調(diào)控（Gov1）采用各地政府支出占GDP的比重進(jìn)行衡量， 該值越大， 說明地方財(cái)政支出水平越高， 表明地方政府對于地區(qū)宏觀政策干預(yù)程度也越高； 政府貨幣政策調(diào)控（Gov2）采用各地GDP占全國GDP的比重與當(dāng)年M2（貨幣和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量）的乘積表示， 該值越大， 就說明地方貨幣供應(yīng)量越大， 表明地方政府對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)政策干預(yù)程度也越高， 為了與其他數(shù)據(jù)具有可比性， 對該變量進(jìn)行對數(shù)化處理。對于市場化水平的衡量， 學(xué)者們通常參考樊綱等（2011）的方法， 該指標(biāo)體系較為全面地反映了我國各地區(qū)的市場化水平， 但是該指標(biāo)只有1997 ～ 2019年的結(jié)果， 本文借鑒韋倩等（2014）的方法， 補(bǔ)充2020 ～ 2021年的市場化水平指數(shù)， 具體做法為： 基于我國市場化水平的發(fā)展現(xiàn)狀與事實(shí)， 發(fā)現(xiàn)市場化水平與我國非公企業(yè)產(chǎn)值比重之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系， 因此以樊綱等（2011）測度出的各省區(qū)1997 ～ 2019年的市場化水平為被解釋變量， 以各省的非公企業(yè)產(chǎn)值比重為解釋變量， 得到一個簡單的線性回歸模型。得到回歸模型的擬合系數(shù)后， 再將2020 ～ 2021年各省的非公企業(yè)產(chǎn)值代入擬合后的簡單線性回歸模型， 便得到2020 ～ 2021年我國各省的市場化水平， 最后將原有的數(shù)據(jù)與自行測算的數(shù)據(jù)相結(jié)合， 作為本文的核心解釋變量市場化水平。

3. 控制變量。為了避免回歸模型由于遺失變量帶來的內(nèi)生性問題， 本文參考眾多學(xué)者的研究成果， 選取了如下控制變量： ①地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Eco）， 采用各地人均GDP的增長率進(jìn)行衡量。②人力資本水平（Hum）， 參考陳釗等（2004）的做法， 選取各地人均受教育年限進(jìn)行衡量。③科技創(chuàng)新水平（Tec）， 采用各地技術(shù)市場成交額占GDP的比例進(jìn)行衡量。④固定資本投入（K）， 采用各地的固定資本投資額占GDP的比例進(jìn)行衡量。⑤產(chǎn)業(yè)升級水平（Ind）， 采用各地第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比例進(jìn)行衡量。⑥城鎮(zhèn)化水平（City）， 采用各地城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎剡M(jìn)行衡量。⑦對外開放水平（Open）， 采用各地進(jìn)出口總額之和占GDP的比例進(jìn)行衡量。

考慮研究的必要性和數(shù)據(jù)的可得性， 本文的數(shù)據(jù)樣本選自我國31個省、 市和自治區(qū)， 樣本的時間區(qū)間選定為1997 ～ 2021年。上述各個變量來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、 各地的統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)以及統(tǒng)計(jì)公報(bào)， 金融相關(guān)的數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

此外， 本文還利用Stata軟件對主要變量進(jìn)行了相關(guān)性分析（限于篇幅，結(jié)果略）。結(jié)果表明， 信貸市場發(fā)展水平與政府財(cái)政政策調(diào)控、 貨幣政策調(diào)控以及市場化水平的相關(guān)系數(shù)分別為0.358、 0.148和0.256， 且均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 股票市場發(fā)展水平與政府財(cái)政政策調(diào)控、 貨幣政策調(diào)控以及市場化水平的相關(guān)系數(shù)分別為0.0631、 0.0840和0.1588， 且均通過了10%的顯著性檢驗(yàn)， 初步可以判斷政府財(cái)政政策調(diào)控、 貨幣政策調(diào)控與市場化水平均有助于信貸市場和股票市場發(fā)展。保險(xiǎn)市場發(fā)展水平與政府貨幣政策調(diào)控以及市場化水平的相關(guān)系數(shù)分別為0.4269和0.5841， 且均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 初步可以判斷政府貨幣政策調(diào)控與市場化水平均有助于保險(xiǎn)市場發(fā)展， 但是保險(xiǎn)市場發(fā)展水平與政府財(cái)政政策調(diào)控的相關(guān)系數(shù)并沒有通過顯著性檢驗(yàn)。同時， 本文還對所有變量進(jìn)行了共線性檢測， VIF值最大的變量為人力資本水平， 為5.32， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10， 可以判斷本文所選取的變量不存在多重共線性， 為下一步的實(shí)證打下了基礎(chǔ)。

三、 實(shí)證結(jié)果分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先對基準(zhǔn)模型（1）進(jìn)行回歸， 分析不同形式的政府調(diào)控與市場化水平對各類金融發(fā)展的影響， 表2列示了估計(jì)結(jié)果。第（1）、 （2）列采用混合OLS估計(jì)不同的政府調(diào)控對于信貸市場發(fā)展水平的影響效應(yīng)， 可以看出在第（1）列中政府財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平的回歸系數(shù)為正， 且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 初步判斷政府財(cái)政政策調(diào)控、 市場化水平與信貸市場發(fā)展水平存在正相關(guān)關(guān)系。但是第（2）列中政府貨幣政策調(diào)控的回歸系數(shù)為正但沒有通過顯著性檢驗(yàn)， 不能判斷貨幣政策調(diào)整與信貸市場發(fā)展水平之間的關(guān)系。由于本文的數(shù)據(jù)樣本存在時間小但是個體大的特點(diǎn)， 而且使用Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量均拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)， 因此表2中第（3） ～ （8）列采用個體與時間雙固定效應(yīng)模型對模型（1）進(jìn)行估計(jì)。從表2的第（3）列可以看出， 政府財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平的回歸系數(shù)均為正且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 進(jìn)一步驗(yàn)證了財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平對于信貸市場發(fā)展水平的促進(jìn)效應(yīng)， 這表明， 有效的政府財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平共同促進(jìn)了區(qū)域信貸市場的發(fā)展， 可以作為信貸市場發(fā)展的內(nèi)在動力。但是從表2的第（4）列可以看出， 政府貨幣政策調(diào)控的回歸系數(shù)為負(fù)且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)， 這表明貨幣政策調(diào)控手段抑制了信貸市場發(fā)展， 可能的原因在于信貸市場并非完全有效， 這就導(dǎo)致預(yù)期的貨幣調(diào)控政策沒有傳導(dǎo)至信貸市場， 抑制了信貸市場的持續(xù)發(fā)展（李成， 2018）。

從表2中第（5）列可以看出， 政府財(cái)政政策調(diào)控的回歸系數(shù)為負(fù)但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)， 第（6）列中政府貨幣政策調(diào)控的回歸系數(shù)為正且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 而市場化水平的系數(shù)均為正且分別通過了10%和5%的顯著性檢驗(yàn)， 說明貨幣政策調(diào)控手段與有效的市場機(jī)制共同提高了股票市場的發(fā)展水平。這是由于當(dāng)采取緊縮的貨幣政策時， 人們會拋售股票拉低股票市場的整體價格， 而當(dāng)采用擴(kuò)張的貨幣政策時， 企業(yè)就會加大對于金融市場的投資， 抬升股票市場的價格， 驗(yàn)證了理論上貨幣政策的松緊與股價的高低呈正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論（尹繼志，2013）。市場化水平對于股票市場的促進(jìn)效應(yīng)始終為正， 說明市場化水平對于金融市場的發(fā)展至關(guān)重要， 寬松的市場環(huán)境可以為金融市場的發(fā)展提供信息， 降低信息的不對稱程度， 為金融市場的參與雙方提供信心， 助力金融市場的持續(xù)發(fā)展。

從表2中第（7）列可以看出， 政府財(cái)政政策調(diào)控的回歸系數(shù)為正且通過10%的顯著性檢驗(yàn)， 在第（8）列中政府貨幣政策調(diào)控的回歸系數(shù)為負(fù)且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 說明政府財(cái)政政策調(diào)控手段提高了保險(xiǎn)市場的發(fā)展水平， 但是政府貨幣政策調(diào)控不利于保險(xiǎn)市場的發(fā)展， 原因可能在于貨幣政策調(diào)控與保險(xiǎn)市場發(fā)展水平呈正相關(guān)關(guān)系， 但是也要根據(jù)實(shí)際的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況來定， 由于貨幣政策調(diào)整會對消費(fèi)者的消費(fèi)需求產(chǎn)生收入效應(yīng)和替代效應(yīng)， 可能是我國的貨幣政策調(diào)整產(chǎn)生的替代效應(yīng)大于保費(fèi)收入效應(yīng)， 導(dǎo)致人們的可支配收入降低， 使得人們降低了對于保險(xiǎn)產(chǎn)品的購買需求， 從而不利于保險(xiǎn)市場的發(fā)展。而市場化水平系數(shù)為正但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)， 原因可能在于我國各地區(qū)層面的異質(zhì)性， 即各地的市場化水平雖然有所提高， 但不是所有地區(qū)的保險(xiǎn)市場都會對此有所反應(yīng)。此外， 控制變量的估計(jì)結(jié)果也基本與預(yù)期一致， 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與人力資本水平均有利于金融發(fā)展。

（二） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 縮短樣本年限。將樣本年限縮短為1997 ～ 2019年， 重新對模型（2）進(jìn)行估計(jì)， 結(jié)果如表3所示。可以看出， 政府財(cái)政政策調(diào)控、 貨幣政策調(diào)控與市場化水平的回歸系數(shù)和顯著性水平同表2中的結(jié)果相比， 只有第（4）列中市場化水平的回歸系數(shù)符號改變但未通過顯著性檢驗(yàn)， 其余變量的回歸系數(shù)雖然數(shù)值上有所變化， 但是符號及是否通過顯著性檢驗(yàn)沒有發(fā)生變化， 基本可以說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

2. 更換估計(jì)方法?；诒疚臄?shù)據(jù)樣本時間小但是個體大的特點(diǎn)， 估計(jì)過程可能會產(chǎn)生異方差問題， 因此借鑒余東華等（2017）的方法， 使用“xtscc， fe”命令對模型（1）再次進(jìn)行估計(jì)， 以降低異方差和截面相關(guān)對估計(jì)過程的影響效應(yīng)， 回歸結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?， 政府財(cái)政政策調(diào)控、 貨幣政策調(diào)控與市場化水平的回歸系數(shù)和顯著性水平同表2中的結(jié)果相比， 第（1）、 （2）列中市場化水平的回歸系數(shù)符號改變但未通過顯著性檢驗(yàn)， 第（5）列中市場化水平的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)， 其余變量的回歸系數(shù)雖然數(shù)值上有所變化， 但是符號及是否通過顯著性檢驗(yàn)沒有發(fā)生變化， 基本可以說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（三） 內(nèi)生性處理

本部分將對政府調(diào)控、 市場化水平與區(qū)域金融發(fā)展之間可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。借鑒李瑤等（2022）的研究， 對核心解釋變量進(jìn)行滯后一期處理， 再代入模型（1）進(jìn)行估計(jì)， 從而緩解模型的內(nèi)生性， 結(jié)果列示于表5?？梢钥闯?， 政府財(cái)政政策調(diào)控、 貨幣政策調(diào)控與市場化水平滯后一期的回歸系數(shù)和顯著性水平同表2中的結(jié)果相比， 第（2）列中政府貨幣政策調(diào)控的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)， 第（4）列中市場化水平的回歸系數(shù)符號改變但未通過顯著性檢驗(yàn)， 其余變量的回歸系數(shù)雖然數(shù)值上有所變化， 但是符號及是否通過顯著性檢驗(yàn)沒有發(fā)生變化， 所得結(jié)論與前文基本一致。

（四） 市場化水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表2的基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示， 政府財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平共同促進(jìn)信貸市場發(fā)展， 同時政府貨幣政策調(diào)控與市場化水平共同促進(jìn)股票市場發(fā)展， 因此本文在模型（1）的基礎(chǔ)上擴(kuò)展模型（2）， 進(jìn)一步考察市場化水平在政府調(diào)控促進(jìn)金融發(fā)展中的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 模型（2）擴(kuò)展后具體如下：

FD1it=γ0+γ1Gov1it+γ2Marit+γ3Gov1it×Marit+

γkXit+μi+εit （3）

FD2it=γ0+γ1Gov2it+γ2Marit+γ3Gov2it×Marit+

γkXit+μi+εit （4）

我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于領(lǐng)先地位， 市場化水平也高， 考慮到我國各地的政府調(diào)控與市場化水平存在差異， 導(dǎo)致二者對金融發(fā)展產(chǎn)生的影響效應(yīng)不同， 因此本部分將全國分為東、 中與西部地區(qū)， 實(shí)證分析市場化水平調(diào)節(jié)效應(yīng)的不同表現(xiàn)。綜上， 對于模型（3）和（4）的全國樣本與分地區(qū)樣本的回歸結(jié)果如表6所示。從全國樣本的結(jié)論來看， 模型（3）的交叉項(xiàng)系數(shù)為正， 說明政府財(cái)政政策調(diào)控在促進(jìn)信貸市場發(fā)展的過程中， 市場化水平表現(xiàn)出增強(qiáng)型調(diào)節(jié)效應(yīng)， 即市場強(qiáng)化了政府對于信貸市場發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)。在市場化水平較高的區(qū)域， 信息的不對稱性得到抑制， 資產(chǎn)要素的流動與當(dāng)?shù)氐氖袌鰸摿蜋C(jī)會匹配， 市場預(yù)期良好， 為信貸市場的發(fā)展提供了良好的機(jī)會。同時， 較高的市場化水平也能為政府調(diào)控提供有效性和精準(zhǔn)性。模型（4）的交叉項(xiàng)系數(shù)為正但沒有通過顯著性檢驗(yàn)， 說明政府貨幣政策調(diào)控在促進(jìn)股票市場發(fā)展的過程中， 市場化水平?jīng)]有表現(xiàn)出調(diào)節(jié)效應(yīng)， 這可能是由于我國股票市場的發(fā)展受到較多的政府管制， 與美國的股票市場監(jiān)管有所不同， 我國的股票市場監(jiān)管采用的是集中監(jiān)管體制， 監(jiān)管部門缺乏應(yīng)有的獨(dú)立性， 其權(quán)限往往會受到更高一級的政府干預(yù)， 而且我國的股票監(jiān)管目的在于維護(hù)社會穩(wěn)定， 也就導(dǎo)致市場化水平對于政府貨幣政策的變動不敏感。從分樣本回歸結(jié)果來看， 東部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果與全國樣本一致， 而中部地區(qū)的交叉項(xiàng)系數(shù)回歸結(jié)果沒有通過顯著性檢驗(yàn)， 西部地區(qū)的政府財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平的交叉項(xiàng)系數(shù)為正且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 但市場化水平?jīng)]有通過顯著性檢驗(yàn)， 說明西部地區(qū)市場化水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在。這表明中部與西部地區(qū)政府調(diào)控與市場化水平對金融發(fā)展沒有形成良性的協(xié)同效應(yīng)， 市場化水平在政府調(diào)控促進(jìn)信貸市場和股票市場發(fā)展的過程中沒有起到調(diào)節(jié)作用， 這可能是由于中西部地區(qū)的金融發(fā)展水平較落后， 政府調(diào)控對于中西部地區(qū)的影響效應(yīng)顯著， 由此產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)與市場機(jī)制下的資金配置之間關(guān)聯(lián)性不顯著， 進(jìn)而抑制了市場機(jī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。因此下一步改革的重點(diǎn)在于對中西部地區(qū)要注重市場機(jī)制與政府調(diào)控的協(xié)同效應(yīng)， 為地區(qū)金融發(fā)展提供政策上的支持、 市場上的靈活性， 從而激發(fā)政府調(diào)控與市場機(jī)制的協(xié)同效應(yīng)， 為實(shí)現(xiàn)金融高質(zhì)量發(fā)展助力。

（五） 進(jìn)一步分析： 市場化水平的門檻效應(yīng)

通過上文的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析， 可以看出市場化水平在政府調(diào)控促進(jìn)信貸市場發(fā)展過程中起到增強(qiáng)型調(diào)節(jié)效應(yīng)， 分地區(qū)來看， 此種效應(yīng)并不一致， 因此猜測產(chǎn)生此種現(xiàn)象的原因可能在于不同的市場化水平下， 政府調(diào)控對于金融發(fā)展的影響可能是非線性的， 故本部分借助面板門檻模型對這一猜想進(jìn)行檢驗(yàn)。具體模型如下：

FD1it=λ0+λ1Gov1it×I（Mar≤r）+λ2Gov1it×I（Margt;r）+

λkXit+μi+εit （5）

FD2it=λ0+λ1Gov2it×I（Mar≤r）+λ2Gov2it×I（Margt;r）+

λkXit+μi+εit （6）

模型（5）、 （6）為將市場化水平設(shè)置為門檻值， 驗(yàn)證政府調(diào)控對于金融發(fā)展的異質(zhì)性影響， 其中模型（5）驗(yàn)證政府財(cái)政政策對于信貸市場發(fā)展的非線性效應(yīng)， 模型（6）驗(yàn)證政府貨幣政策對于股票市場發(fā)展的非線性效應(yīng)， I（）為指示函數(shù)， 滿足括號中的條件則取1， 否則取0， r為待求的門檻值。模型（5）、 （6）均為單門檻模型， 多門檻模型的設(shè)定類似， 此處不再贅述。

對于門檻模型， 首先使用Bootstrap法來計(jì)算門檻數(shù)及顯著程度， 檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示?？梢钥闯鰺o論是模型（5）還是模型（6）， 市場化水平的單門檻效應(yīng)分別通過了1%和10%的顯著性檢驗(yàn)， 而雙門檻效應(yīng)沒有通過顯著性檢驗(yàn)， 市場化水平的單門檻值分別為1.839和2.725?；貧w結(jié)果如表8所示， 從模型（5）的回歸結(jié)果可以看出， 當(dāng)市場化水平指數(shù)小于1.839時， 政府財(cái)政政策調(diào)控的回歸系數(shù)為0.480， 且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)， 當(dāng)市場化水平指數(shù)大于等于1.839時， 政府財(cái)政政策調(diào)控的回歸系數(shù)為1.379， 且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)?？梢钥闯?， 當(dāng)市場化水平越過門檻值的時候， 政府財(cái)政政策調(diào)控對于信貸市場發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)明顯變大， 可能是因?yàn)槭袌龌绞且粋€逐步變化的過程， 只有在市場化達(dá)到一定水平之后， 市場機(jī)制對于政府財(cái)政政策調(diào)控的協(xié)同作用才會逐步增大， 累積的促進(jìn)效應(yīng)才會愈發(fā)明顯。從模型（6）的回歸結(jié)果來看， 當(dāng)市場化水平指數(shù)小于2.725時， 政府貨幣政策調(diào)控的回歸系數(shù)為0.156， 但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)， 當(dāng)市場化水平指數(shù)大于等于2.725時， 政府貨幣政策調(diào)控的回歸系數(shù)為0.180， 且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)?？梢钥闯觯?當(dāng)市場化水平越過門檻值的時候， 政府貨幣政策調(diào)控對于股票市場的正向促進(jìn)效應(yīng)變得顯著， 這說明政府貨幣政策調(diào)控對于股票市場促進(jìn)效應(yīng)的發(fā)揮需要較高的市場化水平作為基礎(chǔ)， 借助較高的市場化水平才能消除妨礙市場要素流動的障礙， 實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品與資本的自由流動， 加速激發(fā)政府調(diào)控對于股票市場的促進(jìn)效應(yīng)。

四、 研究結(jié)論與對策建議

（一） 研究結(jié)論

本文基于我國31個省份1997 ～ 2021年的平衡面板數(shù)據(jù)， 運(yùn)用雙固定效應(yīng)模型、 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型與面板門檻模型等多種計(jì)量分析方法實(shí)證檢驗(yàn)了政府調(diào)控與市場化水平對信貸市場發(fā)展、 股票市場發(fā)展與保險(xiǎn)市場發(fā)展的影響效應(yīng)， 得到如下研究結(jié)論： 第一， 政府財(cái)政政策調(diào)控與市場化水平共同促進(jìn)了區(qū)域信貸市場的發(fā)展， 可以作為信貸市場發(fā)展的內(nèi)在動力， 政府貨幣政策調(diào)控手段抑制了信貸市場發(fā)展。政府貨幣政策調(diào)控手段與有效的市場機(jī)制共同促進(jìn)了股票市場的發(fā)展。政府財(cái)政政策調(diào)控手段促進(jìn)了保險(xiǎn)市場的發(fā)展， 但是政府貨幣政策調(diào)控不利于保險(xiǎn)市場的發(fā)展。第二， 政府財(cái)政政策調(diào)控在促進(jìn)信貸市場發(fā)展的過程中， 市場化水平表現(xiàn)出增強(qiáng)型調(diào)節(jié)效應(yīng)， 但是在政府貨幣政策促進(jìn)股票市場發(fā)展的過程中， 市場化水平?jīng)]有表現(xiàn)出調(diào)節(jié)效應(yīng)。而且此種效應(yīng)在我國東部、 西部與中部地區(qū)并不一致。第三， 在不同的市場化水平下， 政府財(cái)政政策對于信貸市場發(fā)展呈現(xiàn)非線性影響， 具體表現(xiàn)為當(dāng)市場化水平越過門檻值時， 政府財(cái)政政策調(diào)控對于信貸市場發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)明顯變大。政府貨幣政策對于股票市場發(fā)展也呈現(xiàn)非線性影響， 具體表現(xiàn)為當(dāng)市場化水平越過門檻值時， 政府貨幣政策調(diào)控對于股票市場的正向促進(jìn)效應(yīng)變得顯著。

（二） 對策建議

政府和市場的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)中的重要議題， 也是實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展必須要處理好的核心問題。本文結(jié)論對推動我國金融發(fā)展具有如下啟示： 第一， 政府調(diào)控對于金融發(fā)展的影響不可忽視。實(shí)證結(jié)果表明， 政府調(diào)控對于我國金融發(fā)展呈現(xiàn)異質(zhì)性， 對于這種異質(zhì)性影響應(yīng)該辯證看待， 一方面政府調(diào)控對于金融發(fā)展是有促進(jìn)效應(yīng)， 可為我國的金融發(fā)展助力， 另一方面政府調(diào)控對于金融發(fā)展的抑制作用也能抑制金融風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生。各地的政府調(diào)控目的不是一味地促使金融發(fā)展水平提升， 也要考慮區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、 金融基礎(chǔ)設(shè)施等情況， 平穩(wěn)有序地引導(dǎo)區(qū)域金融健康發(fā)展。此外， 政府調(diào)控也要與市場機(jī)制配合， 起到補(bǔ)充和支持作用， 在不斷激發(fā)市場活力的同時， 運(yùn)用好政府調(diào)控手段彌補(bǔ)市場機(jī)制的不足。第二， 有效市場是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)和金融良性運(yùn)行的重要基礎(chǔ)， 上述實(shí)證結(jié)果表明， 市場化水平對于信貸市場發(fā)展、 股票市場發(fā)展與保險(xiǎn)市場發(fā)展均起到促進(jìn)效應(yīng)， 那么各地在制定經(jīng)濟(jì)政策時， 要避免出現(xiàn)行政效率低下等政府失靈現(xiàn)象， 明確政府干預(yù)的邊界， 在做好市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行事前預(yù)判的同時， 也要做好市場風(fēng)險(xiǎn)出現(xiàn)后的事后補(bǔ)救， 積極推進(jìn)政府治理能力的現(xiàn)代化。第三，" 實(shí)證結(jié)果表明， 合適的市場化水平可以為政府調(diào)控促進(jìn)金融發(fā)展提供調(diào)節(jié)作用， 即二者的結(jié)合是金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的源動力。有效的市場機(jī)制與政府調(diào)控是金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的源動力， 也是我國長期發(fā)展實(shí)踐總結(jié)出來的重要經(jīng)濟(jì)成果， 為正確處理政府和市場的相容問題提供了答案。在我國的經(jīng)濟(jì)體制中， 政府是市場的基礎(chǔ)， 市場為政府提供助力， 二者共同推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。在新的發(fā)展格局下， 要加快構(gòu)建有為政府， 快速實(shí)現(xiàn)有效市場， 建設(shè)“有為政府+有效市場”的均衡政治經(jīng)濟(jì)體制， 為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展創(chuàng)造完善的制度環(huán)境。

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