金融發展、投資與經濟發展水平關系檢驗

■ 程 豹 柴富成 教授 譚周令（石河子大學經濟與管理學院 新疆石河子 832000）

引言

2008年，美國次貸危機引發了全球性的金融危機和經濟衰退。隨后，中央政府制定了“4萬億計劃”，以期通過投資等方式拉動內需，促進經濟健康持續發展。由于地區投資對經濟發展的效果會受當地金融發展水平的影響，而且我國地大物博，東西部省份金融發展水平參差不齊。金融發展理論認為，金融業的發展能提升儲蓄率和投資效率，進而促進資本積累、技術進步以及經濟發展（郭霏，2011）。因此，為了更好地揭示金融發展對投資與經濟發展水平的影響作用，本研究擬以金融發展水平作為門檻變量，采用“門檻回歸”的方法，探究不同地區金融發展水平，投資與經濟發展水平之間的變化關系，并提出相應的政策建議。

理論分析

經濟學理論認為，經濟發展水平主要取決于“三駕馬車”（投資、消費、出口）（李樹，2013）。而政府主要通過投資擴大內需，促進經濟增長。因此，我們可以認為經濟發展水平是投資（I）、消費（C）以及出口（EX）三者的函數。即：

金融業的不斷發展對投資水平的影響越來越顯著。Bencivenga 研究發現，金融市場的發展可以降低投資成本，提升投資效率，進而提升經濟發展水平。王永劍等（2011）通過對金融發展與資本配置效率間的研究發現，金融發展對資本配置效率具有促進作用，但區域差距較大。此外，不少學者研究投資對經濟發展水平的影響。沈坤榮等（2001）研究發現外商直接投資對我國經濟增長有顯著的拉動效應。

綜上所述，我國的金融發展水平對投資具有非常顯著的正向解釋力，且投資能夠有效提升經濟發展水平。金融業主要作用是提升資本積累和改善資本配置效率，進而促進經濟增長。

金融發展水平門檻效應的實證檢驗

（一）模型設定和數據說明

通過“門檻模型”刻畫各種因素對因變量的影響程度。門檻模型可以表示為：

其中，yi為被解釋變量，xi為解釋變量，qi為門檻變量，門檻變量將樣本劃分為不同的區間。γ 是具體的門檻值。對于任意的門檻值，可以通過擬合方程的殘差平方和S1（γ）計算出相應的估計值，擬合方程所產生的殘差平方和最小的值就是最優的門檻值。即滿足：

Hansen將門檻變量的每一個值均視為可能的門檻值，并通過一一回歸確定使殘差平方和最小的那個值。然后對最優門檻值進行顯著性檢驗，以驗證門檻值劃分的兩組或多組樣本及其模型的估計參數的顯著性水平。因此有零假設（H0：β1=β2=… ），同時構造LM 統計量以及F 統計量對零假設進行檢驗。

其中，S0表示在零假設條件下的殘差項平方和，Sn為存在門檻效應下的殘差平方和。檢驗通過（拒絕零假設），即存在門檻效應，門檻系數在兩區間具有不同的作用效果；檢驗不通過（接受零假設），則門檻系數在兩區間作用效果相同，模型退化成單一回歸方程。建立如下方程：

其中，lnY表示地區經濟發展水平，用地區人均生產總值替代；lnC表示消費，用社會消費品零售總額表示；lnEX 表示出口，用出口總額表示；lnI表示投資，用全社會固定資產投資總額表示；lnjr 為金融發展水平，用金融相關比率（FIR）表示（王毅，2002）。

在考慮數據的可得性及中國行政區域劃分的前提下，選擇除港澳特別行政區、臺灣地區以及西藏外的29 個省份進行分析，并將重慶與四川統稱為四川省。數據時間跨度為1989-2012年。本研究所涉及的數據均來自《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》、《中國金融年鑒》以及各省的統計年鑒和統計公報等，為使數據間具有可比性，本文數據均經過相關處理。

（二）基本回歸結果與分析

對1989-2012年時間段29 個省份的樣本進行分析，實證檢驗金融發展門檻效應對投資的影響，得出的檢驗結果如表1所示。

從檢驗結果可知，金融發展水平的門檻效應顯著，存在三個門檻值。通過計算顯示，三個門檻值分別為：一門檻值=6.2009、二門檻值=7.299、三門檻值=8.4895；三者對應的95%的置信區間為：一門檻值[6.1986～6.2703]、二門檻值[7.2666～7.3776]、三門檻值[8.3415～8.9194]。最后通過系數回歸計算出門檻模型的具體參數，回歸結果如表2所示。

表1 金融發展水平對投資影響的門檻效應檢驗

表2 以金融水平為門檻值的模型回歸結果

表3 1990-2012年我國各個省份依據金融發展水平門檻值的地區劃分

因此，可以根據回歸結果建立如下回歸模型：

從回歸方程可知，消費對我國各省份經濟發展水平的影響較大，作用程度達到了0.6424；出口貿易對各省份的經濟發展水平影響顯著但是系數較小。當金融發展水平小于6.2009 時，投資對于經濟發展的作用程度為0.1681；當金融發展水平介于6.2009～7.2990 時，投資對于經濟發展的作用程度為0.1879，相比于上一門檻值得到11.8%的提高；當金融發展水平介于7.2990～8.4895時，投資對于經濟發展的作用程度提升為0.2016，相比于上一門檻值提升了7.3%；當金融水平突破第三門檻值的時候，投資對于地區經濟發展水平的作用程度再次提升為0.2062，提升程度為2.3%。

根據金融發展水平的三個門檻值，依據金融發展水平對投資門檻效應的作用大小將地區分成四個部分，擬定金融發展水平小于6.2009 的地區為第四地區；金融發展水平介于6.2009～7.2990之間的地區為第三地區；金融發展水平介于7.2990～8.4895 之間的地區為第二地區；金融發展水平高于8.4895的地區為第一地區，地區歸類如表3 所示。

從分類結果可知，1990-2012年度間，我國大部分地區的金融發展水平得到了很大程度的提升。1990年，我國有20個省份金融發展水平低于6.2009，有9 個省份金融發展水平介于一、二門檻值間。2001年，只有青海和寧夏的金融發展水平低于一門檻值，海南、貴州位于一、二門檻值間，有15個省份金融發展水平突破二門檻值，位于二、三門檻值間，有10 個省份金融發展水平突破第三門檻值。2012年，各省份金融發展水平進一步提高，只有三個省份的金融發展水平位于二、三門檻值之間，有26 個省份的金融發展水平突破三門檻值。

結論與政策建議

（一）研究結論

投資對經濟發展水平的影響顯著地存在基于金融發展的“門檻效應”，當金融發展水平突破一定的門檻值后，投資對經濟發展水平的影響程度增加，且這種門檻效應呈現出遞減的趨勢。

（二）政策建議

我國現實的經濟條件決定了我們處在經濟發展過程中的拐點，未來的投資方式和金融政策如何選擇將決定我國經濟能否實現可持續發展的關鍵。

1.建立政府投資項目監管體系。政府投資的約束機制，監督機制的模糊，易滋生腐敗，投資的配置效率就會降低，造成重大損失浪費和國有資產流失，對經濟發展造成不利影響。通過建立政府投資項目監管體系，可以有效調控全社會的投資活動、保持合理投資規模、優化投資結構、提高投資效益，促進經濟持續快速協調健康發展。

2.弱化政府對地方的金融管制，制定合理的金融政策。國內一直都呈現出“大政府、小市場”的特點，政府在金融市場的作用遠超過市場，政府過度干預會嚴重阻礙市場對資本的高效配置，造成國企和金融業關系的惡性循環，產生大量的地方債務造成嚴重的經濟后果。市場機制是現階段資源配置效率最高的方式，因此，政府應該適當放寬金融管制，制定合理的金融政策，促使資金得到合理利用。

3.優化金融市場結構，加強社會信用體系建設。現階段國內信貸市場和資本配置效率間的負相關關系以及不相關關系與國有銀行的不合理信貸行為有關（王永劍等，2011）。國企占據了大量的金融資本，中小企業貸款融資較為困難。因此要合理優化現階段金融市場結構，促進資本向中小企業流動，鼓勵非國有銀行貸款與投資行為。建立健全社會信用體系，完善相關法律制度、以及與中小企業信用擔保體系，努力提升中小企業貸款比率，促進金融資本的優化配置。

1.郭霏.山東省金融發展與區域投資效率相關性研究[D].山東大學，2011

2.李樹.環境治理、產業結構調整與經濟增長—基于中國247 個地級及以上城市數據的門檻回歸模型分析[J].云南財經大學學報，2013（5）

3.Bencivenga V.R.,Bruce D.Smith &Ross M.Starr.Transaction Costs,Technological Choice,and Endogenous Growth[J].Journal of Economic Theory,1995(1)

4.王永劍，劉春杰.金融發展對中國資本配置效率的影響及區域比較[J].財貿經濟，2011（3）

5.沈坤榮，耿強.外國直接投資、技術外溢與內生經濟增長—中國數據的計量檢驗與實證分析[J].中國社會科學，2001（5）

6.Hansen,Threshold Effects in nondynamic Panels:Estimation,Testing and Inference [J],Journal of Econometrics,1999(2)

7.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）