金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)：線性還是非線性
——基于面板門限模型的跨國經(jīng)驗研究

楊洋　趙茂

(云南大學(xué)發(fā)展研究院，云南昆明650091)

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金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)：線性還是非線性
——基于面板門限模型的跨國經(jīng)驗研究

楊洋趙茂

(云南大學(xué)發(fā)展研究院，云南昆明650091)

采用1981—2010年88個國家的面板數(shù)據(jù)，以金融發(fā)展變量為門限，應(yīng)用面板門限模型對金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)是否存在系統(tǒng)性的非線性結(jié)構(gòu)變化及其一般化形式進行實證檢驗。研究結(jié)果顯示：金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在雙重門限的近似“斜S型”非線性結(jié)構(gòu)形式，表明適宜的金融發(fā)展水平是經(jīng)濟實現(xiàn)最優(yōu)增長的重要條件。研究的結(jié)論為探索和構(gòu)建我國金融發(fā)展的最優(yōu)條件提供了重要的理論啟示。

金融發(fā)展；經(jīng)濟增長；非線性；面板門限模型

一、引言及文獻(xiàn)評述

金融發(fā)展的經(jīng)典理論充分論證了金融體系在經(jīng)濟增長中的重要作用(Schumpeter, 1911; Goldsmith, 1969; McKinnon, 1973; Shaw, 1973)，一個運行良好的金融體系能夠有效促進資本積累與經(jīng)濟效率提升進而推動經(jīng)濟增長。近20年來，隨著計量經(jīng)濟技術(shù)的進步與跨國實驗數(shù)據(jù)可獲取性的提高，涌現(xiàn)了大量關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究，以King 和Levine(1993)為代表的文獻(xiàn)基于大量國家樣本考察金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，得出了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著正向效應(yīng)的一般性結(jié)論。

然而，隨后大量的實證研究似乎讓金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的理論關(guān)系變得撲朔迷離。第一類研究關(guān)注了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向效應(yīng)的初始條件，這一條件被稱為金融發(fā)展的“門檻效應(yīng)”(Lee, 1996)，即人均收入水平低于“門檻”的國家其金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)并不明顯，而只有當(dāng)人均收入水平跨越“門檻”之后金融發(fā)展才具有顯著的正向增長效應(yīng)。然而，即使在那些已經(jīng)跨越了收入“門檻”的國家之間，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)也會存在差異，并可能出現(xiàn)與傳統(tǒng)理論預(yù)測相悖的結(jié)論。基于此，第二類研究側(cè)重于考察金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)是否隨某些條件(如經(jīng)濟發(fā)展水平或金融發(fā)展水平)的變化而體現(xiàn)異質(zhì)性。從經(jīng)濟發(fā)展水平變化的角度來看，一部分研究發(fā)現(xiàn)了轉(zhuǎn)型國家或低收入國家金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)反而強于市場經(jīng)濟國家或高收入國家的直接證據(jù)(Fink等, 2005; Bangake和Eggoh, 2011)。從金融發(fā)展水平變化角度，另一部分研究結(jié)論則表明金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)隨金融發(fā)展程度的提高而呈現(xiàn)弱化的趨勢(De Gregorio和Guidotti, 1995; Beck 等, 2000; Rousseau和Wachtel, 2011)，尤其在那些金融發(fā)展過度的國家，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在一定的負(fù)向效應(yīng)(Ductor和Grechyna, 2015)。

經(jīng)典理論預(yù)測與現(xiàn)實經(jīng)驗之間以及現(xiàn)實經(jīng)驗相互之間研究結(jié)論的不一致使得金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的理論關(guān)系變得更加復(fù)雜，不同研究者由于選取了不同的觀測樣本或采用了不同的技術(shù)方法，會導(dǎo)致研究結(jié)論存在顯著差異。然而，值得我們再次深究的核心命題則是，從長期來看，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)是否客觀存在某種系統(tǒng)性的變化特征？盡管相關(guān)研究對金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)在不同的國家、不同的時期或不同的發(fā)展階段(以經(jīng)濟發(fā)展階段或金融發(fā)展階段考量)所存在的異質(zhì)性進行了探討，刻畫了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間可能具有一種非單調(diào)的關(guān)系(Deidda和Fattouh, 2002)。但是，這種非單調(diào)關(guān)系的一般化形式究竟如何仍尚不清晰。Rioja和Valev(2004)試圖以金融發(fā)展程度作為劃分國家樣本的重要依據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法分別對金融發(fā)展程度較低、中等、較高三個樣本區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的效應(yīng)進行研究，結(jié)論顯示，在金融發(fā)展程度低的國家樣本區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的效應(yīng)并不明顯，在金融發(fā)展程度中等的國家樣本區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著的正向效應(yīng)，而在金融發(fā)展程度高的國家樣本區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟增長則存在弱化的正向效應(yīng)。盡管Rioja和Valev對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的非單調(diào)關(guān)系的形式給出了初步結(jié)論，然而，將跨國面板按照某種條件進行主觀劃分的非統(tǒng)計方法在捕捉金融發(fā)展的異質(zhì)性經(jīng)濟增長效應(yīng)方面仍缺乏一定的客觀性，同時也尚未從理論層面對金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)的這種非線性變化進行合理的解析。

為此，本文采用1981—2010年88個國家的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用Hansen(1999)的面板門限模型，試圖回答金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)是否具有系統(tǒng)性的非線性變化特征以及這種非線性效應(yīng)的一般化形式究竟如何，并對此作出較合理的理論解釋。本文的主要貢獻(xiàn)在于：一是為金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)的客觀變化提供跨國證據(jù)，驗證金融發(fā)展對經(jīng)濟增長是否存在非線性效應(yīng)及其一般化形式，并給出理論解釋；二是基于面板門限回歸模型，從實證角度對金融發(fā)展的線性抑或是非線性的經(jīng)濟增長效應(yīng)現(xiàn)實檢驗提供科學(xué)合理的方法。

二、金融發(fā)展的非線性經(jīng)濟增長效應(yīng)：來自全球的典型事實

金融發(fā)展的非線性經(jīng)濟增長效應(yīng)，即金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響并不呈現(xiàn)出穩(wěn)定的線性變化趨向，或者說金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響依賴于某些條件的變化(如金融發(fā)展條件)而表現(xiàn)出異質(zhì)性特征。從全球范圍看，一個典型的特征事實是發(fā)展中國家普遍存在的金融抑制現(xiàn)象，McKinnon(1973)和Show(1973)認(rèn)為，金融抑制是阻礙發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展的主要原因。發(fā)展中國家的利率限制與市場管制，限制了金融資產(chǎn)和負(fù)債的增長，特別是降低了儲蓄激勵，從而抑制了投資與配置效率，難以有效支持經(jīng)濟增長。因此，金融深化條件不同的國家之間存在著金融發(fā)展對經(jīng)濟增長促進效應(yīng)的差異。另一個典型的特征事實是，金融自由化主義的泛濫成為導(dǎo)致金融過度繁榮進而催生金融危機的直接證據(jù)。一個過度繁榮的金融體系往往蘊含某些抑制經(jīng)濟增長的內(nèi)在機制或渠道，即使在那些沒有發(fā)生金融危機的國家，金融過度發(fā)展仍會通過不同機制或渠道對經(jīng)濟增長產(chǎn)生阻礙，如金融部門對實體部門的“擠出效應(yīng)”(Santomero和Seater, 2000；蘇基溶和廖進中，2010)、金融虛擬化與獨立化(王國忠和王群勇，2005)、金融脆弱性與風(fēng)險積累(Haiss等, 2011)。由此，在那些金融發(fā)展過度的國家，反而可能存在著金融發(fā)展對經(jīng)濟增長促進效應(yīng)的弱化。可見，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)客觀上依賴于一國金融發(fā)展的狀態(tài)或條件，在金融抑制或金融過度條件下金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的效應(yīng)并不一定遵循經(jīng)典的線性推論，并由此可能形成金融發(fā)展的非線性經(jīng)濟增長效應(yīng)。

為直觀反映長期內(nèi)金融發(fā)展是否對經(jīng)濟增長具有非線性效應(yīng)，對1971—2010年76個發(fā)達(dá)與發(fā)展中國家的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長歷史數(shù)據(jù)進行擬合觀測，其中，采用私人信用水平(由貨幣存款銀行和其他金融機構(gòu)向私人部門提供的信用占GDP比重衡量)作為金融發(fā)展程度的代理指標(biāo)，采用真實人均GDP的自然對數(shù)衡量經(jīng)濟增長水平。通過簡單計算40年76個國家的金融發(fā)展平均程度與經(jīng)濟增長平均水平，并繪制反映二者變化關(guān)系的散點圖，如圖1所示。

圖1　金融發(fā)展的非線性經(jīng)濟增長效應(yīng)：來自世界國家的直接證據(jù)

數(shù)據(jù)來源：世界銀行、金融發(fā)展與結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫(Financial Development and Structure Dataset，Beck等，WBI，2013)。

圖1勾勒了一幅來自世界國家的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系圖，其中，橫軸表示金融發(fā)展水平變化，縱軸表示經(jīng)濟增長水平變化。不難看出，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響并不呈現(xiàn)出簡單的線性特征，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)可能存在邊際遞減規(guī)律，并且，高程度的金融發(fā)展未必導(dǎo)致高水平的邊際經(jīng)濟增長(如美國、瑞士和日本)。來自世界國家的直觀證據(jù)初步表明，可能存在金融發(fā)展的非線性經(jīng)濟增長效應(yīng)。

三、面板門限模型設(shè)定與指標(biāo)說明

為了進一步檢驗金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)究竟呈線性還是非線性變化，本文基于Hansen(1999)發(fā)展的面板門限模型進行實證檢驗。面板門限模型能夠有效判斷樣本的所有觀測值究竟適用于相同的還是異質(zhì)的回歸函數(shù)，并基于一個觀測變量值(門限值)將樣本的所有觀測值劃分為不同的回歸類別(Hansen，1999)。不同于Rioja and Valev(2004)根據(jù)金融發(fā)展程度對國家樣本進行主觀劃分的方法，本文應(yīng)用面板門限模型，依據(jù)面板數(shù)據(jù)內(nèi)在規(guī)律進行樣本劃分，能夠客觀識別金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的異質(zhì)性特征，從而有效克服樣本劃分的主觀偏誤。

(一)面板門限模型的設(shè)定

“門限回歸”本質(zhì)上是對分組檢驗方法的一種拓展，Hansen(1999)提出的面板門限模型將樣本的結(jié)構(gòu)變化內(nèi)生化，在模型中引入門限變量的示性函數(shù)以考察樣本回歸函數(shù)的異質(zhì)性。

設(shè)單一門限模型的基本形式為

(1)

為了獲得參數(shù)估計量，需要對每一個觀測值減去組內(nèi)平均值以消除個體效應(yīng)μi，變換后的模型為

(2)

通過對觀測值進行累疊，(2)式可用矩陣形式表示為

y*=X*(γ)β+e*

(3)

對式(3)采用OLS估計得到的估計值

β＾(γ)=(X*(γ)′X*(γ))-1X*(γ)y*

(4)

殘差平方和為

S(γ)=e＾*(γ)′e＾*(γ)

(5)

其中，e＾*(γ)=y*-X*(γ)β＾(γ)為殘差向量。通過最小化S1(γ)來獲得γ的估計值，即

γ＾(γ)=argminS1(γ)

(6)

γ

得到參數(shù)估計值后，需要對門限效應(yīng)是否顯著以及門限估計值是否等于真實值進行檢驗，第一個檢驗的原假設(shè)由線性形式表示為

(7)

備擇假設(shè)為

(8)

檢驗統(tǒng)計量為

(9)

其中，S0為原假設(shè)H0下求得的殘差平方和，由于在原假設(shè)H0下門限值γ無法識別，從而導(dǎo)致F1統(tǒng)計量的分布是非標(biāo)準(zhǔn)的。對此，Hansen(1999)建議采用“自抽樣法”(Bootstrap)來獲取漸進分布，進而構(gòu)造P值。

第二個檢驗的原假設(shè)為

H0∶γ＾=γ0

(10)

相應(yīng)的似然比統(tǒng)計量為

(11)

(12)

(13)

γ2

(二)指標(biāo)選擇與說明

本文采取兩個主流指標(biāo)來衡量金融發(fā)展水平，分別是：(1)私人信用(Private Credit，PCRED)，私人信用指標(biāo)是衡量金融發(fā)展水平的經(jīng)典指標(biāo)，見Beck等，(2000)、Rioja and Valev(2004)等，采用存款貨幣銀行和其它金融機構(gòu)向私人部門發(fā)行的信用占GDP比重衡量；(2)流動負(fù)債(Liquid Liabilities，LIQUID)，流動負(fù)債是反映金融規(guī)模或金融深度的重要指標(biāo)，見Goldsmith(1969)和King and Levine(1993)，采用流動負(fù)債占GDP比重衡量。

控制變量集綜合考慮了影響經(jīng)濟增長的重要方面，包括經(jīng)濟發(fā)展初始條件、教育水平、貿(mào)易開放、價格水平、資本形成，分別由五個指標(biāo)代理，具體如下：(1)經(jīng)濟發(fā)展初始條件(IPGDP)，采用初始人均GDP指標(biāo)代理，采用每五年初始年份的真實人均GDP值表示，用于衡量經(jīng)濟發(fā)展初始條件對經(jīng)濟增長的影響；(2)教育水平(EDU)，采用中學(xué)入學(xué)率指標(biāo)代理，采用中學(xué)在校生總數(shù)占符合中學(xué)官方入學(xué)年齡人口的百分比表示，用于衡量教育水平對經(jīng)濟增長的影響；(3)貿(mào)易開放(TRADE)，采用進出口總額占GDP比重表示，用于衡量貿(mào)易開放水平對經(jīng)濟增長的影響；(4)價格水平(INFLA)，采用平均通貨膨脹水平表示用GDP平減指數(shù)測算的通貨膨脹水平(年通脹率)衡量，用于反映價格水平變化對經(jīng)濟增長的影響；(5)資本形成(CAPITAL)，采用資本形成總額占GDP比重表示，用于衡量資本形成水平對經(jīng)濟增長的影響。以上控制變量代理指標(biāo)被相關(guān)文獻(xiàn)如Beck等，(2000)、Rioja和Valev(2004)所采用。

四、實證分析及結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)來源和處理方法

本文的金融發(fā)展水平代理指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于Beck等，(2013)的“金融發(fā)展與結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫”，控制變量指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于世界銀行。本文選取1981—2010年88個國家的指標(biāo)數(shù)據(jù)，并采用Beck和Levine(2000)的方法，將樣本期間按照五年間隔劃分為6個觀測點，分別是1981—1985年、1986—1990年、1991—1995年、1996—2000年、2001—2005年、2006—2010年，對每個觀測點的指標(biāo)數(shù)據(jù)進行五年平均，缺失數(shù)據(jù)采用平均值替代或根據(jù)數(shù)據(jù)變化趨勢進行填補。

(二)面板門限模型估計與結(jié)果

本文旨在通過跨國面板數(shù)據(jù)檢驗金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)是否具有非線性特征以及存在何種非線性一般化形式。為此，本文依次在單個門限、雙重門限、三重門限的設(shè)定下對式(12)進行估計。為了考察金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)是否隨金融發(fā)展程度的變化而具有異質(zhì)性特征，即非線性特征，本文分別以金融發(fā)展水平的代理指標(biāo)私人信用(PCRED)和流動負(fù)債(LIQUID)作為門限變量，考察以私人信用或流動負(fù)債為門限變量的情況下，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)是否存在非線性特征及其變化形式。

1. 以私人信用為門限變量的模型估計結(jié)果

以私人信用為門限，并分別以私人信用作為解釋變量構(gòu)建模型Ⅰ和以流動負(fù)債作為解釋變量構(gòu)建模型Ⅱ。門限檢驗結(jié)果如表1所示，在模型Ⅰ和模型Ⅱ中，私人信用均顯著存在雙重門限值[0.303，0.859]，從而將金融發(fā)展變量對經(jīng)濟增長的影響劃分為三個區(qū)制，即金融發(fā)展水平低區(qū)制(PCRED≤0.303)、金融發(fā)展水平中區(qū)制(0.3030.859)，表明金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)在三個區(qū)制間表現(xiàn)出異質(zhì)性，即存在雙重門限的非線性特征。

表1　PCRED門限效應(yīng)檢驗

注：(1)P值和臨界值均為采用Bootstrap方法反復(fù)抽樣300次所得；(2)***、**和*，分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

表2　PCRED雙重門限模型估計結(jié)果

注：括號內(nèi)的值表示W(wǎng)hite異方差設(shè)定下的標(biāo)準(zhǔn)誤差，***、**和*，分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

進一步考察在雙重門限下不同區(qū)制的金融發(fā)展變量回歸系數(shù)差異，分析金融發(fā)展的非線性增長效應(yīng)的一般化形式。門限模型的估計結(jié)果如表2所示，在金融發(fā)展水平低區(qū)制(PCRED≤0.303)，以私人信用和流動負(fù)債衡量的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長均具有顯著較小的正向效應(yīng)，在金融發(fā)展水平中區(qū)制(0.3030.859)，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長盡管存在顯著的正向效應(yīng)，但該效應(yīng)相比中等區(qū)制出現(xiàn)了弱化傾向。上述以私人信用為門限變量的分析結(jié)果表明，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在近似“斜S型”結(jié)構(gòu)的非線性形式。

2. 以流動負(fù)債為門限變量的模型估計結(jié)果

以流動負(fù)債為門限，并分別以私人信用作為解釋變量構(gòu)建模型Ⅲ和以流動負(fù)債作為解釋變量構(gòu)建模型Ⅳ。門限檢驗結(jié)果如表3所示，在模型Ⅲ和模型Ⅳ中，流動負(fù)債均顯著存在雙重門限值[0.425，0.947]，從而將金融發(fā)展變量對經(jīng)濟增長的影響劃分為三個區(qū)制，即金融發(fā)展水平低區(qū)制(LIQUID≤0.425)、金融發(fā)展水平中區(qū)制(0.4250.947)，同樣表明金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)在三個區(qū)制間表現(xiàn)出異質(zhì)性，即存在雙重門限的非線性特征。

表3　LIQUID門限效應(yīng)檢驗

注：(1)P值和臨界值均為采用Bootstrap方法反復(fù)抽樣300次所得；(2)***、**和*，分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

表4　LIQUID雙重門限模型估計結(jié)果

注：括號內(nèi)的值表示W(wǎng)hite異方差設(shè)定下的標(biāo)準(zhǔn)誤差，***、**和*，分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

同樣，進一步考察在雙重門限下不同區(qū)制的金融發(fā)展變量回歸系數(shù)差異，分析金融發(fā)展的非線性增長效應(yīng)的一般化形式。根據(jù)門限模型的估計結(jié)果如表4所示，以LIQUID為門限變量的雙重門限模型估計結(jié)果顯示，在金融發(fā)展水平低區(qū)制(LIQUID≤0.425)，以私人信用和流動負(fù)債衡量的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長均具有顯著較小的正向效應(yīng)，在金融發(fā)展水平中區(qū)制(0.4250.947)，以私人信用衡量的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長顯現(xiàn)出一定的負(fù)效應(yīng)，而以流動負(fù)債衡量的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長則具有弱化的正效應(yīng)。上述以流動負(fù)債為門限變量的分析結(jié)果同樣表明，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在近似“斜S型”結(jié)構(gòu)的非線性形式。

五、結(jié)論與啟示

本文采用1981—2010年88個國家的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用面板門限模型，分別以私人信用和流動負(fù)債作為門限變量，對構(gòu)建的面板門限模型進行門限效應(yīng)檢驗和估計，結(jié)果均顯著存在金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的雙重門限，并形成了金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)的三種區(qū)制。研究結(jié)論表明，不管是以私人信用還是流動負(fù)債作為門限變量，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的效應(yīng)變化均呈現(xiàn)出基本一致的非線性特征，即：在金融發(fā)展水平低區(qū)制內(nèi)，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)顯著較小；在金融發(fā)展水平中區(qū)制內(nèi)，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著較強的正向效應(yīng)；在金融發(fā)展水平高區(qū)制內(nèi)，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)呈現(xiàn)弱化甚至逆轉(zhuǎn)的趨向。研究結(jié)論進一步表明，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)隨金融發(fā)展水平的變化而存在系統(tǒng)性的近似“斜S型”結(jié)構(gòu)的非線性形式。

金融發(fā)展的非線性增長效應(yīng)本質(zhì)地反映出金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響如何隨著金融發(fā)展程度的變化而出現(xiàn)異質(zhì)性，這種異質(zhì)性特征暗含了不同金融發(fā)展條件下金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間內(nèi)在理論關(guān)系的突變。一方面，金融抑制下的利率管制和市場準(zhǔn)入限制使得部分國家的金融體系深化舉步維艱，較低的金融發(fā)展水平難以有效為促進投資、創(chuàng)新與經(jīng)濟效率提升提供基本的功能支持，進而可能陷入金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的“低水平陷阱”；另一方面，金融自由化主義的泛濫導(dǎo)致了金融體系的急劇膨脹與金融的過度發(fā)展，并進而可能通過以下機制或渠道對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制性。其一，金融體系的過度膨脹導(dǎo)致對實體部門的生產(chǎn)性資源如物質(zhì)資本和人力資本吸收過多，從而對實體部門經(jīng)濟增長產(chǎn)生明顯的“擠出效應(yīng)”；其二，各類大量的以債務(wù)關(guān)系作為基礎(chǔ)的證券化活動的演進，表面上看促進了金融發(fā)展水平的提高，但實質(zhì)上則加劇了金融資本的虛擬化與獨立化，從而使得金融發(fā)展過程與實體經(jīng)濟發(fā)展過程發(fā)生相互脫離；其三，金融系統(tǒng)具有先天的“內(nèi)在不穩(wěn)定性”，金融體系越龐大和越復(fù)雜，其穩(wěn)定性就越差，金融體系內(nèi)部蘊藏的大量潛在風(fēng)險會產(chǎn)生自我增強效應(yīng)并通過某些不可觀測的渠道向?qū)嶓w部門傳遞。

由此可見，只有處于適宜金融發(fā)展水平的國家才能夠?qū)崿F(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長促進效應(yīng)的優(yōu)化。我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，如何從經(jīng)濟發(fā)展的階段性特征出發(fā)，研究和構(gòu)建我國轉(zhuǎn)型階段金融發(fā)展的最優(yōu)條件，促進金融發(fā)展的深度、結(jié)構(gòu)、制度以及監(jiān)管等基本條件與實體經(jīng)濟發(fā)展的潛在需求形成有效匹配，是當(dāng)前及未來有效推進我國金融改革與發(fā)展需要考慮的一個重要問題。

[1]蘇基溶, 廖進中. 金融發(fā)展的倒U型增長效應(yīng)與最優(yōu)金融規(guī)模. 當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué), 2010(1): 45-54.

[2]王國忠, 王群勇. 經(jīng)濟虛擬化與虛擬經(jīng)濟的獨立性特征研究——虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟關(guān)系的動態(tài)化過程. 當(dāng)代財經(jīng), 2005(3): 5-10.

[3]Schumpeter J. The Theory of Economic Development [M]. Cambridge:Harvard University Press, 1911.

[4]Goldsmith R W. Financial Structure and Development [M]. New Haven: Yale University Press, 1969.

[5]Mckinnon R. Money and Capital in Economic Development [M]. Brookings: Brookings Institution Press, 1973.

[6]Shaw E. Financial Deepening in Economic Development [M]. Oxford :Oxford University Press, 1973.

[7]King R, Levine R. Finance and Growth: Schumpeter Might Be Right [J]. Quarterly Journal of Economics, 1993, 108(3): 717-737.

[8]Lee J. Financial Development by Learning [J]. Journal of Development Economics, 1996, 50(1): 147-164.

[9]Fink G, Haiss P, Mantler C H. The Finance-Growth Nexus: Market Economies vs. Transition Countries [R].New York: EI Working Paper, 2005.

[10]Bangake C, Eggoh J C. Further Evidence on Finance-Growth Causality: A Panel Data Analysis [J]. Economic Systems, 2011, 35(2): 176-188.

[11]Gregprio J, Guidotti P E. Financial Development and Economic Growth [J]. World Development, 1995, 23(3): 433-448.

[12]Beck T, Levine R, Loayza N. Finance and the Sources of Growth [J]. Journal of Financial Economics, 2000, 58(1): 261-300.

[13]Rousseau P L, Wachtel P. What Is Happening to the Impact of Financial Deepening on Economic Growth [J]. Economic Inquiry, 2011, 49(1): 276-288.

[14]Ductor L, Grechyna D. Financial Development, Real Sector, and Economic Growth[J]. International Review of Economics and Finance, 2015,37(5): 393-405.

[15]Deidda L, Fattouh B. Non-Linearity Between Finance and Growth [J]. Economics Letters, 2002, 74(3): 339-345.

[16]Rioja F, Valev N. Does One Size Fit All: A Reexamination of the Finance and Growth Relationship [J]. Journal of Development Economics, 2004, 74(2): 429-447.

[17]Hansen B E. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference [J]. Journal of Econometrics, 1999, 93(2): 345-368.

[18]Santomero A M, Seater J. Is There an Optimal Size for The Financial Sector [J]. Journal of Banking and Finance, 2000, 24(6): 945-965.

[19]Haiss P, Juvan H, Mahlber G B. The Impact of Financial Crises on the Finance-Growth Relationship: A European Perspective[J]. Paper Submitted for Publication in The Journal of Banking and Finance, 2011,10(10):11-52.

責(zé)任編輯王麗英

The Impact of Financial Development on Economic Growth:Linear or Nonlinear？——An Empirical Study Using Multinational Panel Threshold Model

YANG Yang, ZHAO Mao

(School of Development Studies, Yunnan University, Kunming 650091, China)

This paper makes an empirical analysis by using panel threshold model with the threshold for financial development to examine whether a systematic nonlinear structure is embedded in the effect of financial development on economic growth based on panel data for 88 countries during 1981—2010. The results show that an approximate sloping-S shaped nonlinear structure with double threshold exits in the effect of financial development on economic growth. It shows that a suitable level of financial development is the significant condition to achieve optimal economic growth. The conclusion of this paper provides an important theoretical inspiration to explore and construct the optimal conditions for financial development in countries.

financial development; economic growth; nonlinearity; panel threshold model

1005-1007(2016)08-0028-8

2016-06-03

楊洋，男，云南大學(xué)發(fā)展研究院講師，博士，主要從事金融發(fā)展理論研究；趙茂，男，云南大學(xué)發(fā)展研究院博士生，主要從事金融發(fā)展理論研究。

F830

A