二元經濟條件下金融發(fā)展與經濟增長的非線性關系

摘 要：本文從經濟轉型的角度出發(fā)，考察了二元經濟結構差異下金融發(fā)展與經濟增長的關系，應用門限面板數據模型對其進行實證分析，研究結果顯示：我國金融發(fā)展與經濟增長的關系顯著，兩者關系會由于二元經濟結構強度的不同而呈現出顯著的區(qū)間效應，目前我國還沒有達到經濟增長極限。

關鍵詞：二元經濟；金融發(fā)展；經濟增長；面板門限模型

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2013）10-0010-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.10.02

一、引言及文獻綜述

近年來，我國經濟的高速增長在某種程度上得益于金融體系改革。但作為世界上最大的發(fā)展中國家，我國經濟結構二元特征十分突出。因此，研究我國每個階段中金融發(fā)展與經濟增長的關系，不僅有利于對我國經濟發(fā)展規(guī)律更加清楚地理解和把握，還為經濟發(fā)展政策的合理制定提供了基礎依據。

傳統金融發(fā)展理論大多認為金融發(fā)展對經濟增長具有促進作用，但多從金融抑制、金融結構、金融功能觀視角出發(fā)。Levine（1997）和Allen and Gale（1998）等人的內在邏輯是：金融發(fā)展通過資本積累、分散風險、提高流動性、資源配置等不同途徑作用于經濟增長[1-2]。隨著信息經濟學和新制度經濟學的發(fā)展，眾多學者開始更加注重從微觀角度來研究金融發(fā)展的內生性問題。Beck er al（2000）和Michalopoulos et al（2009）等人的基于“全要素生產率（TFP）是經濟增長的唯一源泉”的新古典經濟增長理論，通過對金融發(fā)展——TFP——經濟增長的機制鏈條下的研究，其結果顯示金融發(fā)展對經濟增長有顯著影響[3-4]。上述研究大多是基于國外發(fā)達經濟體系，顯然忽視了發(fā)展中經濟體二元性的特征事實。另外，大量的實證研究結論依賴于線性估計，Jean-Claude（1987）則認為線性模型設定的內在偏誤，所導致的估計結果是不穩(wěn)健的[5]。事實上，在經濟發(fā)展的演進過程中，各經濟變量之間并不存在單一穩(wěn)定的關系，而是一種非線性關系。在不同的經濟發(fā)展狀態(tài)下，經濟系統存有不同的均衡水平，一旦狀態(tài)變量突破某一門限值，原有的經濟均衡系統將被打破并轉換為另一種均衡水平。關于金融發(fā)展與經濟增長是否存在非線性關系的問題研究，最早可以追述到Patrick（1966）。他基于金融發(fā)展路徑的不同將金融發(fā)展與經濟增長的關系歸納為“供給領先型（supply-leading）”和“需求引致型（demand-following）”兩種模式，其具體的結論是：在經濟發(fā)展的早期階段，金融發(fā)展能有效地促進投資的增長，但隨著經濟發(fā)展水平的提高，這種效應逐居次要地位直至消失[6]。Levine（1993，2001）在其系列研究中得出了相似的結論：在欠發(fā)達的國家（LDC），金融發(fā)展領先和帶動經濟增長；在發(fā)達國家（DC），經濟增長則拉動了金融發(fā)展[7-8]。Acemoglu et al（2006）指出，相對于發(fā)展中國家的金融發(fā)展對TFP的提升并不明顯而言，發(fā)達國家的創(chuàng)新企業(yè)由于能獲得更多的融資支持，金融發(fā)展對TFP的提升有顯著作用，因而對經濟增長的影響作用存在著差異[9]。Easterly et al（2000）和Kunieda（2008）的研究結論證明了銀行中介與經濟增長的非線性關系[10-11]。由此可見，在不同的經濟發(fā)展階段，金融發(fā)展與經濟增長之間的關系是存在差異的。

近年來，國內學者戰(zhàn)明華（2004）、李澤廣（2007）、趙振全（2007）、龍海明（2008）等對我國金融發(fā)展與經濟增長的非線性關系進行了分析，但這些研究皆從金融發(fā)展角度出發(fā)，將金融發(fā)展水平設定為門限值進行研究[12-15]。孔東民（2007）在通貨膨脹這一新的視角下研究了該問題[16]。本文在綜合國內相關文獻的基礎上，試圖從二元經濟轉型的新視角，并利用門限面板數據模型進行實證研究。

二、變量定義和數據說明

（一）變量定義

本文借鑒綜合二元反差指數來度量二元經濟結構，具體形式如下：

r=■

其中，E1、E2分別表示農業(yè)部門和非農部門的勞動生產率，其比值反映兩部門的勞動生產率差異，W1、W2分別表示農業(yè)部門和非農部門的勞動力占比，其比值反映兩部門間的勞動力配置狀況。該指標可以很好地擬合二元經濟狀況，本文將農業(yè)部門用第一產業(yè)部門替代，非農部門用第二、三產業(yè)部門替代。

1.金融發(fā)展水平（Fin）：國際上一般采用金融資產總額/GDP（戈氏指標）和M2/GDP（麥氏指標）來衡量金融發(fā)展水平。前者出于數據可得性的考慮，很多情況下并不被采用，后者則受到眾多學者質疑①。有學者提出“私人貸款/GDP”和“貸款/GDP”，結合數據的可得性，本文選用“各項貸款余額/總GDP”這一指標來度量金融發(fā)展水平。

2.經濟增長（g）：通常情況下，反映該指標的主要有GDP和人均GDP。本文采用“人均實際GDP”來度量經濟增長，為消除異方差的影響，本文最終采用“人均實際GDP”的對數形式。

（二）數據說明

本文選用1980—2009年各省面板數據，由于西藏、重慶缺少大量數據，故從樣本中剔除。各地區(qū)的1980—2008的“各項貸款余額”數據來自《新中國五十五年統計資料匯編》，2009年數據來自2010年的《中國統計年鑒》；其余數據全部來源于中經網。另外，對“名義GDP”和“各項貸款余額”數據作出如下調整：以1978年為基年，采用“名義GDP/商品零售價格指數”表示實際GDP；利用構建的本年和上一年貸款余額的算術平均值表示剔除價格因素后的本年貸款余額。

本文實證部分利用Eviews6.0和Stata11.2的計量軟件來實現。

三、實證分析

（一）數據特征描述

從表1可知，較g而言，r和Fin變量的標準差較大，說明我國省際間的金融發(fā)展水平和二元經濟結構存在著明顯的差異，省際間經濟發(fā)展水平不平衡性。

（二）模型設定

作為非線性模型的典型代表，門限效應模型則可以較好地刻化不同區(qū)間的作用機制，從而為該金融發(fā)展與經濟增長的關系研究提供了一個很好的分析范式，其基本形式如下：

yit=？滋i+xitβ1·I（qit≤？酌）+xitβ2·I（qit>？酌）+？著it，？著it～i.i.d（0，？滓2）

其中，i表示個體，t表示時間，μi指個體效應，yit和xit分別為被解釋變量和解釋變量，I（·）作為指示指示變量，其值依據門限變量qit與門限值γ的大小相應地取1和0，從而將樣本值劃分為兩個不同的區(qū)制，兩者的區(qū)別主要在于回歸斜率β1和β2的不同。在模型的檢驗和估計上，本文參照連玉君（2006）的方法：首先采用組內去平均值法消除個體效應；在固定效應模型的基礎上，采用“自助抽樣法”（Bootstrap）模擬似然比檢驗的漸進分布，并計算出似然比統計量和相應的漸進P值，從而檢驗是否存在門限效應。若P值小于設定的臨界值，則拒絕原假設，存在門限效應，進而運用OLS法估計出斜率參數，最終構造出門限值的置信區(qū)間。若模型中存在兩個及以上的門限值時，則重復上述步驟。

基于本文的研究目的，我們將二元經濟結構指標rit作為門限變量，計量模型設定的具體形式如下，其中金融發(fā)展Finit表示解釋變量，經濟增長git表示被解釋變量。

git=？滋i+？琢1FinitI（rit≤？酌）+？琢2FinitI（rit>？酌）+？著it，？著it～i.i.d（0，？滓12）

（三）平穩(wěn)性檢驗

門限模型一般要求門限變量是（趨勢）平穩(wěn)變量，本文利用LLC、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher四種方法對門限變量進行單位根檢驗，由表2的檢驗結果可知，rit是平穩(wěn)的。

（四）模型的檢驗與估計

由表3的門限模型檢驗結果可知，在5%的顯著水平下，單一門限檢驗和雙重門限檢驗的F值都非常顯著，相應的自助抽樣①P值分別為0.007和0.023；而三重門限檢驗的F值較小且P值為0.113，所研究的樣本中模型存在兩個門限值。

表4給出了兩個門限的估計值及相應的95%置信區(qū)間。同時，利用程序分別構造出似然比函數圖1和圖2，我們可以看出，其置信區(qū)間非常小，說明門限效應十分顯著。據此，可以將二元經濟結構強度劃分為強（rit≥1.979）、中（0.956≤rit<1.979）、弱（rit≤0.956）三類，相應的金融發(fā)展對經濟增長的影響效應分為三種，表5則具體列出了2009年各省份所處的二元經濟轉型階段。

（五）結果分析

模型的參數估計結果列示于表6。從整個樣本來看，金融發(fā)展的經濟增長效應非常顯著。我們從不同的二元經濟條件角度可以發(fā)現，金融發(fā)展影響經濟增長的渠道和作用機制存在較大差異。綜合二元反差指數高于1.979時，金融發(fā)展對經濟增長的彈性系數為0.174，而一旦突破這一門限值時，相應的彈性系數變?yōu)?.223。本文對這一結論作出的解釋是：在二元經濟體中，金融市場是不完全的[28]，不僅城鄉(xiāng)的金融市場之間存在的分割性，嚴重扭曲了金融的資源配置功能，而且存在著的信息不對稱所造成的道德風險、代理成本等一系列問題的發(fā)生，大大弱化了金融發(fā)展促進經濟增長的效果。隨著二元經濟轉型過程的不斷推進，要素市場由不完全逐步變?yōu)橥耆@使得金融發(fā)展作用于經濟增長的渠道變得更加順暢，其導致的一個直接結果是經濟發(fā)展達到一個較高的增長水平。當經濟轉型跨過第二個門限值時，彈性系數變?yōu)?.119，說明金融發(fā)展在促進經濟增長的作用地位上逐步降低。本文對這種現象可能存在以下兩種解釋：一是此時的經濟體類似于發(fā)達國家，正如Jorgenson（2005）所述，發(fā)達國家的資本積累對經濟的貢獻率越來越小，而技術進步對經濟的拉動作用越來越占主導地位[22]；二是盡管諸如北京、上海、浙江省市的經濟已邁向轉型的后期階段，但由于我國銀行主導型的金融市場體系自身存在信貸資源配置效率低等問題[23]，以及股票市場還未對資本積累和生產率的提高產生足夠強的沖擊作用，從而弱化了金融市場體系功能[24]。

四、結論和啟示

（一）結論

本文首次從二元經濟結構差異的視角，運用門限面板數據模型，對1980年以來我國金融發(fā)展與經濟增長的關系問題進行了研究，主要結論如下：

1.我國金融發(fā)展對經濟增長具有顯著的正向作用；

2.我國金融發(fā)展與經濟增長之間存在著顯著的門限效應，一旦二元經濟結構強度突破第一個門限值時，金融發(fā)展對經濟增長給以一個強有力的正向促進作用，當經濟轉型步入第二個門限值時，金融發(fā)展的經濟增長拉動力量變得最為弱小；

3.目前我國大部分省份還處于二元經濟轉型的初始和中期階段，可以預見在未來的一段時間里，我國金融發(fā)展的經濟增長效應會越來越大，經濟增長還未達到極限。

（二）啟示

1.推動二元經濟轉型進程將有助于我國經濟增長，在此基礎上，積極引導發(fā)達省市的金融資源流向二元經濟結構強的省份、自治區(qū)，就變得十分有必要；

2.對于經濟步入轉型后期階段的省市，如北京、上海、浙江，我們可以效仿國外發(fā)達經驗，優(yōu)化金融市場結構，穩(wěn)步推進利率市場化步伐，逐步放寬銀行信貸管制和降低證券、保險市場進入門檻，同時改變原有僅僅依賴資本積累來提高經濟增長的傳導機制，通過提高TFP以此保持和刺激經濟的快速增長。■

（責任編輯：湯戈于）

參考文獻：

[1]Ross Levine.Financial Development and Economic

Growth ：Views and Agenda[J]. Journal of Economic Literature，1997，35（2）：688-726.

[2]Allen ，F.and Gale，D.Optimal Financial Crises[J].The Journal of Finance，1998，53（4）：1245-1284.

[3]Beck， T.， R. Levine and Loayza， N. Finance and the

Sources of Growth[J].Journal of Financial Economics， 2000，58（1-2）：261-310.

[4]Michalopoulos，S.，Laeven，L.，and Levine，R.Financial Innovation and Endogenous Growth[J].NBER Working Paper，2009，No.15356.

[5]Jean-Claude Saut，Bruno Scheurer.Unique continuation for some evolution equations[J].Journal of Differential Equations，1987（66）：118-139.

[6]Patrick H.Financial development and economic growth in undeveloped countries[J].Economic Development and Cultural Change，1996（14）：174-189.

[7]Robert G.King and Ross Levine.Finance and Growth：Schumpeter Might Be Right[J].Quarterly Journal of Economics.1993（8）：717-736.

[8]Levine R.Demirguc-Kunt A.Financial Structure and Economic Growth：A Cross-country Comparison of Banks， Markets，and Development[M].MIT Press，2001.

[9]Acemoglu，D.，Aghion，P.，Zilibotti，F.Distance to Frontier，Selection，and Economic Growth[J].Journal of the European Economic Association，2006，4（1）：37-74.

[10]Easterly，W.， Islam， R， and Stiglitz，J.E.Shaken and

Stirred：Explaining Growth Volatility[A].Annual World Bank Conference，2000.

[11]Kunieda，T.Financial Development and Volatility of Growth Rates：New Evidence[A].MPRA Paper， 2008， No. 11341.

[12] 戰(zhàn)明華.多重均衡條件下的金融發(fā)展與經濟增長的關系[J].統計研究，2004（4）：21-26.

[13]李澤廣，王群勇，高明生.金融發(fā)展與經濟增長的多重均衡關系因果模式的再思考[J].當代經濟科學，2007（5）：58-67.

[14]趙振全，于震，楊東亮.金融發(fā)展與經濟增長的非線性關聯研究[J].數量經濟技術經濟研究，2007（7）：54-62.

[15]龍海明，柳沙玲.多重均衡條件下農村正規(guī)金融發(fā)展與經濟增長的關系[J].金融研究，2008（6）：158-168.

[16]孔東民.通貨膨脹阻礙了金融發(fā)展與經濟增長嗎？[J].數量經濟技術經濟研究，2007（10）：56-66.

[17]陳宗盛.經濟發(fā)展中的收入分配[M].上海：上海三聯書店、上海人民出版社，1994：326.

[18]Levine，Ross and Zervos，Sara.Stock Markets，Bank，and Growth[J].American Economic Review，1998，88（3）： 537-558.

[19]王毅.用金融存量指標對中國金融深化進程的衡量[J].金融研究，2002（1）：82-92.

[20]陳志剛.如何度量金融發(fā)展——兼論金融發(fā)展理論與實證研究的分歧[J].上海經濟研究，2006（7）：24-31

[21]Hansen B E.Threshold Effects in Non-Dynamic Panel Estimation，Testing and Inference[J].Journal of Econometrics，1999（93）：345-368.

[22]Jorgenson，D，W.“Growth Accounting”in Handbook of Economic Growth.Eds：P.Aghion and S.Durlauf， Amsterdam：North-Holland Elsevier Publishers，2005，Chapter 12 of this volume.

[23]De，J.，L.，Yi，L.and Tao，Z.，G.Bank Loans and Trade

Credit under China’s Financial Repression.paper presented at the China International Conference in Finance，2009，7-10 July，Guangzhou，China.

[24]Rioja.FValev.N.Stock markets，banks and the sources of economic growth in low and high income countries [J].Journal of Economics and Finance，2011（11）：1-19.