我國地區金融發展在經濟增長中的作用
——基于省級面板數據的實證研究

龔麗貞

（莆田學院，福建莆田 351100）

我國地區金融發展在經濟增長中的作用
——基于省級面板數據的實證研究

龔麗貞

（莆田學院，福建莆田 351100）

運用動態廣義矩估計（GMM）方法分析金融發展在經濟增長中的作用。結果顯示，我國金融發展與經濟增長間呈U型曲線關系，即當金融發展程度小于門檻值時，金融對經濟增長并無正向效應，而當金融發展超過該門檻值時，金融發展對經濟增長則有正向促進作用。目前我國大多數省份的金融發展水平還處在U型曲線的左邊，因此，有必要從各方面推進金融發展以促進經濟增長。

金融發展；經濟增長；廣義矩估計（GMM）

0 引言

金融發展伴隨著金融結構（包括金融工具結構、金融機構結構等）的調整過程。借助金融組織和金融工具的不斷演進和創新，金融發展可以增進社會資金的配置效率，進而促進一國經濟增長；但在另一方面，金融發展進程中所帶來的金融組織和金融工具的復雜化，又可能帶來交易成本的增加，從而阻礙一國經濟增長。2008年以來的金融危機給全球經濟帶來的巨大沖擊，促使我們有必要重新思考金融發展在一國經濟增長中所扮演的實際角色。

金融發展對經濟增長的作用究竟如何，正向、反向或是其他？理論上尚無一致的明確結論。本文試圖從實證角度，基于1978-2012年間我國29個省份的面板數據，考察金融發展對經濟增長的影響。

1 文獻回顧

研究金融發展對經濟增長效應的文獻有很多。一種觀點認為，金融發展只是響應經濟增長，不可高估其對經濟增長的促進作用。Robinson[1]認為“金融跟隨企業”，經濟增長必然帶來各種特殊金融需求，從而導致金融合約的出現，金融系統的發展是順應經濟發展而生；Lucas[2]也斷言，經濟學家實際上高估了金融因素對經濟增長的影響作用。另一種觀點則認為，金融發展對經濟增長具有重要影響：Schumpeter[3]認為，功能良好的銀行，通過識別并向最有機會在創新產品和生產過程中成功的企業提供融資，從而激勵技術創新；Mckinnon[4]研究了阿根廷、巴西等多個國家和地區在二戰之后的金融系統和經濟發展的關系，認為運行更好的金融系統支持了更快的經濟增長；Shaw[5]指出，金融發展對經濟增長具有積極影響，對金融系統的過多干預易減緩經濟增長，發展中國家應積極推進金融自由化改革；Levine[6]認為，市場摩擦即信息成本和交易成本的存在催生了金融市場和金融機構，它們通過動員儲蓄、配置資源、發揮公司控制、改善風險管理、便利商品、服務及合約的交易等功能，加速資本積累、推動技術進步，從而促進經濟增長。

由于理論上難以達成一致，其后的研究多轉向實證方面，但分歧并未因此而消失。認同金融發展對經濟增長具有積極影響的代表性文獻有：King和Levine[7]采用1960-1989年間80國的數據進行研究，發現金融系統對經濟增長具有正向促進作用。Levine和Zervos[8]采用47個國家1976-1993年的數據進行實證分析，設定衡量股票市場發展程度和銀行發展程度的金融發展相關變量，發現股票市場流動性指標和銀行發展程度指標對經濟增長具有較好的預測作用。Christopoulos和Tsionas[9]利用10個發展中國家的數據，對基于面板的向量誤差修正模型使用閾值協整檢驗和動態面板估計，同時采用完全修正的OLS方法估計長期關系，證實了金融發展對經濟增長具有正向的因果性影響。此外，一些關于發展中國家的研究也得出正面的結論，如Rao[10]等人對印度的研究，Yang和Yi[11]對韓國1971年后的研究，Ang[12]對馬來西亞發展的研究等等。

另一些實證研究則得出不同的結論。較具代表性的有：Rioja和Valev[13]利用74個國家的數據研究發現，在金融發展水平的不同區間，金融發展和經濟增長之間的關系有所不同。他們把金融發展水平劃分為3個區間，在金融發展的低水平區間，金融市場改善的增長效應是不確定的；在中等水平區間，金融發展對增長具有顯著的正向影響效應；在高水平區間，金融的進一步發展對增長具有正效應，但并不顯著。Loayza和Ranciere[14]通過對一組國家的面板數據研究后指出，金融發展對經濟增長具有雙重效應：長期而言，金融發展支持并促進經濟增長；短期而言，金融發展可能包含銀行危機、繁榮與蕭條的周期性循環以及金融波動等弱點，從而損害經濟增長。Samargandi[15]等采用1980-2008年間52個中等收入國家的面板數據研究發現，長期而言金融和增長存在倒U型關系，短期而言他們間的關系卻并不顯著。

國內也有許多學者從實證角度探究金融發展與經濟增長的關系，不過結論則各有不同，既有得出金融發展對經濟增長具有顯著促進作用的，也有認為金融發展對經濟增長并無實質性正向影響，甚至認為存在負向作用的。

認同正向影響的主要文獻有：談儒勇[16]采用1993-1998年中國的季度時序數據研究，發現金融中介發展程度和經濟增長存在顯著正相關關系，而股票市場發展程度則無，即使有，也是負向的。周立和王子明[17]認為金融發展促進經濟增長，各地區間經濟增長的差距有部分正是源于他們在金融發展程度上的差距。趙振全[18]利用對Greenwood-Jovanovic模型修正后的產出增長率模型，實證得出當期我國作為間接融資渠道的信貸市場對經濟增長影響顯著，作為直接融資渠道的股票市場則無。姜春[19]通過對山東威海市20年發展數據的分析研究，認為區域金融發展對經濟增長具有正向影響，但其中存在明顯的“門檻效應”和“時滯效應”。趙勇[20]等認為通過推動經濟增長方式更早更快地由低效的投資推動型轉變為高效的技術進步推動型，金融發展推動了經濟增長。胡金焱[21]等研究發現通過推動第二產業發展，民間金融促進了經濟增長。持有類似正向影響觀點的還有范學俊[22]、馬穎等[23]、閆麗瑞[24]等。

認同負面影響或無顯著影響的主要文獻有：李廣眾[25]等研究發現經濟增長與金融中介規模并無顯著因果關系。賈清顯[26]等根據發達經濟體和發展中國家的數據，實證得到金融發展水平系數顯著為負，說明在金融體系不完善及實體經濟不發達的情況下，貨幣過度增加對經濟增長的副作用更大。孫浦陽[27]根據金磚四國的數據實證研究，認為金融發展對經濟增長的貢獻相對較小。

此外，國內也有一些研究考察金融發展與經濟增長間是否存在非線性關系，如蘇基溶[28]、楊龍[29]等認為金融發展與經濟增長呈倒U型相關，而周小柯[30]等持相反觀點，認為金融發展同城市經濟增長呈U型相關。張亦春[31]等也支持非線性相關觀點，認為存在非均衡性，金融發展向上或者向下的過度偏離都會抑制實體經濟增長。

綜上可知，無論是國外還是國內的研究，對于金融發展與經濟增長間的關系并未取得一致結論，究竟是正向、負向、非線性還是不相關尚無一致性結論，這給我們的研究留下了空間。已有文獻，特別是對中國研究的文獻可能還存在以下方面的不足：一是由于金融發展本身包含比較豐富的含義，其度量也比較主觀，而多數文獻采用單一指標度量金融發展水平，在結論的穩健性上就比較薄弱；二是多數文獻假定金融發展與經濟增長呈線性關系，即簡單地采用一般線性模型進行實證研究，而實際上金融發展與經濟增長間很可能并非簡單的線性關系。基于以上原因，本文將采用兩個指標來度量金融發展水平，設定非線性模型進行具體研究，來增強結論的穩健性和可信度。

2 實證分析

2.1 模型設定、變量與數據

根據上文所述，本文設定非線性模型如下：

其中i代表中國各個省（直轄市），t代表各年份，Yi,t是被解釋變量，FDi,t是金融發展水平，Xi,t是控制變量集，ηi是不隨時間變化的個體效應，εi,t是誤差項，α，β，γ，θ1，θ2是待估計參數。

本文旨在利用中國的省際面板數據來考察金融發展對經濟增長的影響，估計模型中的被解釋變量Yi,t設定為實際人均GDP，平減后以1978年為基年。

金融發展水平的度量通常包括戈氏指標和麥氏指標。戈氏指標主要是指“金融相關比率”，通常用金融資產總值與GDP的比值來度量。麥氏指標通常用貨幣存量值與GDP的比值來度量。在實際的研究分析中，根據實際情況，以上兩種度量經常演化為各種形式，具體可分為兩大類，包括金融中介（主要是銀行）相關指標和股票市場發展相關指標。金融中介相關指標包括金融機構存貸款與GDP之比，私人部門信貸所占比重等。股票市場相關指標包括股票市場規模指標——股票總市值與GDP之比，股票市場活躍性指標——交易額與GDP之比，股票市場流動性指標——股票市場交易額與市值之比等。雖然近年來我國金融市場發展迅速，特別是股票等直接融資市場擴容較快，但與銀行部門相比，直接融資仍然是一個相對較小的比重。因此，本文選取金融中介相關指標來衡量金融發展水平。具體地，考慮到省級數據的可獲得性問題，同時為了保證結果的穩健性，本文采用兩個指標來衡量我國的金融發展：第一個指標是各省的金融機構貸款與其GDP之比FD1。由于中國的金融市場尚不發達，金融機構影響國民經濟的一個重要渠道就是貸款及其分配，因此，該指標能夠在一定程度上衡量金融發展的程度。第二個指標是金融機構存貸款之和與其GDP之比FD2。動員儲蓄和貸款分配都是金融機構的重要職能，該指標綜合存貸款占比能從整體上衡量金融發展程度。

考慮到影響經濟增長的其他因素，同時參考已有相關文獻，在回歸分析中加入以下控制變量：gov，代表政府規模，用政府財政預算支出與GDP之比衡量；inv，代表投資規模，用固定資產投資與GDP之比來衡量；indu，代表產業結構，用二三產業增加值占GDP比重來衡量；open，代表開放度，用進出口總額與GDP之比來衡量。

本文的面板數據來自1978-2012年間我國29個（不包括海南、重慶）省、自治區、直轄市（以下簡稱省）。所有變量原始數據來自于《新中國六十年統計資料匯編》、中國經濟數據庫（CEIC）、歷年《中國統計年鑒》和《中國區域經濟統計年鑒》，個別變量個別年份數據缺失采用插值法和移動平均法等補齊。另外，按照通俗的做法，為了降低異方差性，回歸分析時對所有變量進行取對數處理。

對經濟發展水平和關鍵性解釋變量金融發展水平的變量的基本特征描述如表1所示。

表1 變量統計描述

2.2 估計方法

為了盡量降低變量內生性問題帶來的影響，我們采用動態GMM方法進行估計，以下簡要介紹GMM方法。對于如下模型，（1）式：

可以改寫為：

方程（2）的估計存在兩個問題：第一，方程帶有滯后被解釋變量，并且還有不可觀測的個體效應（不隨時間變化）。Hsiao[32]指出，在一個動態面板數據模型中，忽略個體固定效應將會導致OLS回歸有偏和不一致；第二，解釋變量具有內生性，解釋變量Xi,t中可能包含某些內生變量，因此，需要加以控制以避免由此引起的偏差。

處理面板數據中個體效應的通常方法是對回歸方程進行一階差分[33]。利用這種方法，可以在回歸過程中直接消除掉個體效應。對方程（2）進行一階差分，可得（3）式：

方程（3）仍然存在兩個問題：一是解釋變量存在內生性；二是新的誤差項εi,t-εi,t-1與滯后被解釋變量的差分Yi,t-1-Yi,t-2存在相關關系，為此，需要采用工具變量估計方法。

假設誤差項εi,t不存在序列相關，同時解釋變量Xi,t是弱外生的，于是，有以下矩條件：

根據矩條件（4）和（5），可以得到差分GMM估計值。不過，差分GMM估計存在兩方面的缺陷：首先，個體效應在差分GMM估計中被直接消掉，而這違背了我們進行面板回歸的初衷；其次，在這種估計中，采用解釋變量和被解釋變量的滯后值作為工具變量，而無論是在大樣本還是在小樣本中，這些工具變量都可能只是弱工具變量，估計結果不佳[34]。

為克服上述缺陷，采用系統GMM估計，它將方程（3）的差分回歸估計和方程（2）中的水平回歸估計結合起來。差分估計的工具變量為相應變量的滯后值 Yi,t-s，Xi,t-s，s≥2，因此，方程（4）、（5）所示的矩條件適用于系統的第一部分。水平估計的工具變量是相應變量的差分的滯后值，即（Yi,t-1-Yi,t-2），（Xi,t-1-Xi,t-2），這些滯后差分為工具變量所需額外的假設條件：個體效應ηi與方程（2）的右邊變量的差分無關，即：

此時，對于系統的第二部分即水平回歸來說，矩條件如下：

于是，利用矩條件（4）、（5）、（7）、（8），并運用GMM方法，可以得到系數的一致有效估計。人均GDP及其他解釋變量的滯后值是否是回歸中的有效工具變量，決定了這里的GMM估計是否是一致性估計量。

為了檢驗這個問題，通常考慮兩個檢驗：一是對過度識別限制的Sargan檢驗，即檢驗工具變量的總體有效性，二是檢查誤差項εi,t是否是不存在序列相關的。由于Sargan統計量對條件異方差或者自相關不穩健而Hansen J統計量是穩健的，因此下文給出的是Hansen檢驗的結果。

2.3 估計結果與分析

考慮到估計結果的穩健性，本文同時做了廣義矩（GMM）、固定效應（FE）和最小二乘（OLS）估計。（1）、（2）列為 GMM估計結果，（3）、（4）列為固定效應估計結果，（5）、（6）列為 OLS 估計結果。其中（1）、（3）、（5）列為以FD1（金融機構貸款之和與GDP之比），代表金融發展進行回歸得到的結果，（2）、（4）、（6） 列為以FD2（金融機構存貸款之和與GDP之比），代表金融發展得到的回歸結果。估計結果如表2所示。

從模型檢驗結果看，（1）、（2）列 GMM估計的二階序列相關AR（2）的檢驗結果都支持了估計方程的誤差項不存在二階序列相關的假設，同時，Hansen過度識別檢驗的結果也都顯示，不能拒絕工具變量整體有效的零假設，這些證明了模型設定的合理性和工具變量的有效性。

從金融發展的估計系數看，首先，（1）、（2）列 GMM回歸中金融發展（lnFD）的二次項系數均顯著為正，效增長。這種無效率至少體現在銀行部門對國有企業和私人企業貸款的分配上：國有部門對經濟增長的貢獻和它從金融機構取得的貸款不成比例，在政府壓力下，銀行分配了大量的貸款給無效率的國有經濟部門，甚至是虧損的國有企業，而通常具有更高效率的私人企業卻只能得到非常有限的貸款，特別而一次項系數均顯著為負，顯示金融發展與經濟增長呈U型曲線關系。這表明只有當金融發展水平超過某個“門檻值”后，金融發展才會促進經濟增長，在這之前金融發展對經濟增長并無正向促進作用，反而是具有反向抑制作用。金融系統有五大基本功能，一是方便了風險的交易、對沖、分散化和集中，二是配置資源，三是監督經理和發揮公司控制，四是動員儲蓄，五是方便商品和服務的交易。金融發展水平較低通常意味著信息成本和交易成本較高，而信息成本和交易成本過高通常會降低流動性、加劇流動性風險，流動性風險較高則會影響到金融中介（如銀行）和資本市場（如股票市場）籌集資金和配置資本的效率，從而影響長期經濟增長①。信息成本和交易成本過高也不利于專業化分工，從而不利于技術創新，最終影響長期經濟增長。事實上，多年來我國的經濟增長一直依賴于投資的增長，而由于金融系統發展滯后，我國的融資大部分來源于各類國內貸款，而我國的金融機構貸款在很多時候是無效率的，在資本配置方面沒有發揮其應有的作用以促進經濟有是占了中國企業絕大多數的私營中小企業更是難以獲得銀行貸款。根據我們的樣本數據，以FD1度量金融發展水平時，除北京、天津和上海等省市外，大部分省份多數年份的金融發展水平均落在U型曲線的左邊，即尚未跨越門檻值，金融發展還不能有效地促進經濟增長，反而產生負向影響，這驗證了上文闡述的金融機構貸款無效率的解釋。以FD2度量金融發展水平時，與FD1類似，大多數省份的幾乎所有的數據也落在U型曲線左邊，顯示以金融機構存貸款之和占比衡量的金融發展水平也還未跨越門檻值，金融要對經濟增長起促進作用還有待改革和發展。雖然金融機構存款會推動私人部門促進經濟有效增長，但金融機構貸款流向國有部門通常處于低效（甚至無效）狀態，在一個以國有經濟為主導的經濟體中，比重較大的國有部門的低效率總體上超越了私人部門的高效率，因此，二者的加總帶來了整體的無效率。

表2 全國樣本回歸結果

（1）、（2）列GMM回歸中滯后項的系數都接近1，且非常顯著，顯示經濟發展具有很強的持續性，前一期的經濟發展水平對后一期具有非常顯著的正向影響。對控制變量的回歸結果顯示，GMM回歸中政府規模系數都顯著為負，說明政府規模越大，經濟增長越慢。隨著政府規模的持續擴大，政府“越位”和“錯位”行為增加，政府對經濟的影響可能由積極的“援助之手”轉變為消極的“掠奪之手”，以致阻礙經濟增長。GMM回歸中投資規模系數均顯著為正，顯示投資對經濟增長的積極影響效應。這在中國這個“兩高一低”（高投資、高出口、低消費）結構的經濟體中表現非常明顯。事實上，中國連續三十幾年的高增長很重要的一個因素就是高投資，以投資促進經濟增長已經形成中國各個區域經濟發展的典型特征。此外，GMM回歸結果顯示產業結構對經濟增長的影響不顯著，開放度對經濟增長具有微弱的負向影響。通常認為貿易開放度的提高有利于促進經濟增長，不過隨著國際貿易規模的持續擴大，也有不少貿易學家認識到貿易開放度對一國經濟增長的影響與該國的市場規模有關。如Alesina[35]認為，由于國內貿易的交易成本普遍小于國際貿易，隨著一國國內市場規模的擴大，貿易開放度的持續上升會帶來交易成本的上升，不利于經濟增長。

（3）-（6）列的FE估計和OLS估計結果顯示，除開放度外的解釋變量（特別是關鍵性解釋變量金融發展水平及其二次項）的估計結果和GMM估計的符號和系數顯著性基本一致，證明了GMM估計結果的穩健性。此外，在我國目前的市場規模下，開放度對經濟增長究竟是正向影響還是負向影響，可以通過對開放度做進一步具體的度量和加入市場規模等變量進行深入研究，由于該變量不是本文重點關注的變量，本文不具體展開。

3 結論

本文采用1978-2012年間我國29省的面板數據，運用動態廣義矩估計（GMM）方法分析金融發展在經濟增長中的作用。結果顯示，我國金融發展與經濟增長間呈U型曲線關系，即當金融發展程度小于門檻值時，金融對經濟增長并無正向效應，而當金融發展超過該門檻值時，金融發展對經濟增長則有正向促進作用。

樣本數據顯示，大部分省份的金融發展程度尚處于U型曲線的左邊，即還未跨越門檻值，對經濟增長具有阻礙作用。這與我國現階段仍帶有明顯“計劃”特征的“特色市場經濟”有關。在重重的行政干預下，金融機構貸款經常向低效的國有部門傾斜，從而導致整體資本配置呈現低效率甚至無效率。此外，金融業作為我國管制嚴格的行業之一，其壟斷經營的性質也助長了這種無效率的持續存在，缺乏競爭環境導致這些機構在低效率下尚有利潤而持續經營。即使是在互聯網金融異常發達的今天，眾多國字頭的商業銀行等金融機構也依然由于其壟斷性質而得到保護。

為此，應該積極推進我國金融機構的體制改革。首先，應減少政府對商業銀行的信貸干預，使各個金融機構按照現代金融企業制度的要求，建立規范的公司治理結構，成為自主經營的市場主體；其次，健全征信制度，通過對企業信息較完整的分析，確定對企業的貸款特別是對國有企業的貸款，盡量減少貸款的無效率使用；第三，適應金融市場化進程，提高社會資源的配置效率，適當引入競爭機制，建立多元化的信貸金融機構，通過與先進的外資銀行及成熟互聯網金融機構競爭，提高商業國內金融機構的運作效率；最后，適度發展中小金融機構，推進民間金融發展，為中小企業融資，提高資金的使用效率。

［注釋］

①例如，John Hicks（1969）認為降低流動性風險的資本市場改進是英國工業革命的主要原因。根據Hicks的觀點，工業革命第一階段生產的產品實際上早就產生了。但是，這種技術革新并沒有導致持續的增長。很多這些已有的發明，實際上需要的是大筆的、長期的資本投入。引發18世紀英國增長的關鍵新要素是資本市場流動性。有了流動資本市場，儲蓄者可以持有資產——比如股票、債券或者活期存款，并且如果他們想要動用儲蓄的話可以迅速而容易地賣出這些資產。同時，資本市場把這些流動金融工具轉換為對不流動的生產過程的長期資本投資。因為工業革命需要大量的長期資本投入，如果沒有這種流動性轉變可能工業革命就不會發生了。

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The Impact of Regional Financial Development on the Economic Growth——Based on Chinese Provincial Panel Data

GONG Li-zhen
（Putian University，Putian 351100，China）

This paper applies a dynamic GMM method to examine the impact of regional financial development on the economic growth.The research shows that the relationship between China's financial development and economic growth is u-shaped，that is，when the level of financial development is below the“threshold”，the financial development have no positive effect on economic growth，while the level of financial development exceeds the“threshold”，financial development can promote the economic growth.Currently，most provinces’financial development level stands still on the left side of the u-shape curve，which means it is necessary to stimulate the financial development in all aspects to promote the economic growth.

financial development；economic growth；generalized method of moment estimation

F830

A

1674-3229（2017）04-0073-07

2017-06-28

福建省社會科學規劃青年項目（FJ2016C145）；福建省中青年教師教育科研項目（JAS150519）；莆田學院科研項目（2014050）

龔麗貞（1985-），女，博士，莆田學院商學院講師，研究方向：財政理論與政策。