區域金融發展、環境質量與經濟增長

王峰+劉慧娟

摘 要：基于1998—2014年省際面板數據，研究金融發展、環境質量與經濟增長之間的影響機理，計量結果顯示出兩個基本結論：第一，金融發展、環境質量均與經濟增長之間存在顯著的“倒U型”關系，即存在特定的門檻值，使得經濟增長速度先上升后減緩；第二，我國金融發展與環境質量均能夠有效地促進經濟增長，但金融發展在不同地區存在區域差異性，其中東部地區的金融發展對經濟增長的影響最強。此外，金融發展與環境質量之間存在相互促進和加強的關系。

關鍵詞：金融發展；環境質量；經濟增長；GMM

中圖分類號：F832 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）33-0051-04

一、文獻綜述

早期關于經濟增長的文獻一般只涉及資本，勞動力和技術進步對經濟增長的影響。然而，過去二十年的理論發展表明，金融因素和環境資源在當今經濟增長中也發揮著重要作用。雖然近年來這方面的研究引起了越來越多的關注，但在統一框架內對三者之間的關系的實證研究仍然很少。

在金融發展與經濟增長方面，Beck等（2000）使用GMM方法來估計金融發展和經濟增長之間的關系，最后指出，金融中介的發展和人均GDP增長之間具有顯著的正向關系[1]。Inoue和Hamori（2012）也提出了類似的觀點[2]。國內學者趙振全（2007）基于1997—2005年中國宏觀季度數據分析認為，我國金融發展與經濟增長之間存在“門檻效應”[3]。進一步地，楊友才（2014）以金融發展水平作為門檻變量，對金融發展與經濟增長之間的非線性關系進行研究。結果顯示，金融發展對經濟增長的影響不僅存在門檻效應，還存在邊際遞減效應[4]。

現有的文獻中，對經濟增長和環境質量關系的研究主要集中在經濟增長對環境質量的影響。例如，Grossman和Krueger（1995）基于交叉數據研究了環境質量和經濟發展之間的關系。結果表明，環境質量惡化與經濟發展之間存在“倒U型”關系，即經濟的早期發展會導致環境質量的惡化。但是在達到轉折點后，持續經濟發展又會促進環境質量的提高[5]。得出同樣觀點的還有學者Friedl&Getzner[6]（2003）、Jalil和Feridun[7]（2011）等。在國內最近的一項研究中，王成飛（2014）基于省際動態面板數據模型研究也認為經濟增長對環境污染的影響符合EKC假說，且目前我國已處于倒U型曲線的下降部分[8]。

總的來說，關于金融發展，環境質量和經濟增長的現有文獻存在以下缺陷：第一，大多數研究只解決了金融發展或經濟增長對環境質量在一個方向上的影響，忽視了環境質量對經濟增長的影響；第二，以往研究大多集中在金融發展、環境質量、經濟增長兩兩之間的影響，缺乏同時涵蓋三者的關系研究。因此，本研究將基于1998—2014年期間30個省際的面板數據，采用動態GMM方法對金融發展，環境質量與經濟增長之間的關系進行計量經濟分析，并基于此，檢驗了金融發展和環境質量對經濟增長影響的區域差異性。

二、理論基礎與數據來源

（一）理論模型

為了研究金融發展、環境質量和經濟增長之間的關系，本文將金融發展和環境質量作為變量擴展了標準Cobb-Douglas生產函數：F=AF（L，K，F，E；X）。其中，A是技術進步；K和L分別是資本和勞動力；F和E分別表示金融發展和環境質量；X表示經濟增長的其他來源，如地區開放性、對外依存度等。基于上述Cobb-Douglas生產函數的擴展，我們的計量方程可以規定為：

GDPit=αi1GDPi，t-1+αi2Fit+αi3Eit+αi4Lit+αi5Kit+αi6Xit+μit+εit （1）

其中，下標i和t分別表示省份和時間段；GDPit表示經濟發展；Fit指金融發展；Eit表示環境質量；Lit表示勞動力投入；Kit表示資本投入；Xit表示一系列控制變量；μit表示省份特定效應；εit是包括時間特異性效應的誤差項。

公式（1）是典型的線性回歸方程。然而，以前的研究表明，被解釋變量之間可能存在非線性關系。為了解決這個問題，可以將金融發展的平方項（F2it）和環境質量的平方項（E2it）加到公式（1）中，其回歸方程如下所示：

GDPit=αi1GDPi，t-1+αi2Fit+αi3Eit+αi4Lit+αi5Kit+αi6F2it+αi7E2it+αi8Xit+μit+εit （2）

（二）數據來源

根據上述回歸方程可知，本研究將經濟增長作為因變量，采用實際GDP增長率記作來衡量經濟增長（記作GDP，下同）。

本文的核心解釋變量主要是金融發展和環境質量。本采用金融相關比率來衡量金融發展水平（F），考慮到省際間的金融總資產數據難以收集，本文選取金融機構存貸余額與GDP的比值來衡量各地區金融發展水平。

對于另一個核心解釋變量：環境質量（E），本文基于前人研究同時考慮省際數據的可獲得性，采用人均工業廢氣排放量作為環境質量的代理變量。

在選擇樣本省份時時，由于西藏的數據的明顯波動于差異，故將其剔除，另根據數據的可用性與完整性，本研究的計量經濟分析中使用的最終樣本包括1996—2015年期間30個省份的面板數據。此外，為了保證計量分析的準確有效性，本研究在固定資本形成總額（K）、勞動力總數（L）的基礎上還納入了控制變量技術創新水平（RD）和對外商直接投資（FDI）。

三、實證分析

本文采用STATA13.0對回歸模型進行估計，估計結果（如下表所示）。在考慮了金融發展和環境質量變量存在內生性的基礎上，本文的實證分析使用了滯后一期和二期的金融發展與環境質量作為工具變量，采用了系統GMM方法分析二者對經濟增長的影響。為了避免變量間的非線性關系，本文在回歸模型中增加了兩個核心解釋變量的平方項，實證結果如下：endprint

從全國層面來看，金融發展與環境質量均與經濟增長之間存在顯著的“倒U型”非線性關系（一階的系數為正，二階的系數為負），即金融發展和環境質量與經濟增長之間存在特定的“門檻值”。在早期經濟發展中，金融機構存貸總額和工業廢氣排放量的增加能夠促進經濟增長，然而當跨越“門檻值”時，金融發展的持續擴張和環境質量的持續惡化反而會阻礙經濟增長率的增長。核心解釋變量的交互項（FXE）的系數為0.249，在1%的置信水平下顯著為正。這表明，金融發展與環境質量之間存在相互加強的關系，即擴大金融發展可以加強環境質量改善對經濟增長的影響，環境質量的改善可以進一步加強金融發展對經濟增長的影響。

從區域層面來看，在考慮了金融發展和環境質量對經濟增長的非線性影響后，東、中、西三個地區的金融發展和環境質量與經濟增長之間仍然存在顯著“倒U型”關系，這也說明了本文的模型回歸是較為穩健的。通過計算可以得出東、中、西部地區金融發展對經濟增長影響的“門檻值”分別為0.685、0.793和1.024。上頁表中結果顯示，金融發展在東部地區顯著的促進了經濟增長，其影響系數為0.714，高于金融門檻值，表明我國東部地區金融發展水平較高，金融規模在今后的經濟發展中需要加以控制，以防金融規模過度發展，阻礙經濟增長；而金融發展在東西部地區對經濟增長的影響系數距各自“門檻值”之間還存在一定差距，這表明，我國中西部的金融發展水平還有待于進一步地提高。

固定資本形成總額、勞動力均對經濟增長產生正向作用，在兩種基本要素當中，資本形成總額對經濟增長的作用在西部地區更加的明顯，而中部地區經濟增長則更受勞動力增長的影響。其余控制變量均有效地促進了經濟增長，其中技術發展水平、外商直接投資對經濟增長的影響在東部地區最為顯著。

四、結論

本文基于1996—2015年間30個省份的動態面板數據，以為金融發展、環境質量解釋變量，以資本投入、勞動力投入、地區開放性和對外依存度為控制變量，選擇系統GMM模型對金融發展、環境質量與經濟增長的關系進行研究，得到以下結論和建議。

第一，我國的金融發展與環境質量均與經濟增長之間呈顯著“倒U關系”，即通過提高金融發展水平，或是犧牲環境，經濟增長是先增加然后減少。從回歸結果來看，過度發達的金融體系可能通過吸引太多資源而對實體經濟產生擠出效應，因此，為了實現可持續的經濟增長，我國應追求適當水平的金融發展。對于環境質量變量來說，盡管在經濟發展的早期階段，犧牲環境質量來追求經濟發展對經濟增長是利好的，但從長遠來看，嚴重的環境問題必然會阻礙濟增長速度。因此，從長期的經濟增長的角度來看，環境保護問題至關重要。

第二，金融發展與環境質量均能夠有效地促進經濟增長，但金融發展在不同地區存在區域差異性。東部地區的金融發展對經濟增長的影響最為顯著，中部和西部的按順序次之。因此，在大力推進中國金融區域化發展戰略的同時，要注重在東中西部實施有差別的金融政策，重視中西部金融與經濟發展關系的協調，構建中西部地區經濟與金融的良性互動機制。此外，國家應該進一步加強信貸資金在各個區域的分配和流向調控措施，促進區域金融平衡發展。

第三，金融發展與環境質量之間存在相互促進和加強的關系。具體來說，金融發展的程度可進一步加強環境質量對經濟增長的促進作用，而環境質量的提高也可以加強金融發展對經濟增長的促進作用?？紤]到在經濟增長過程中金融發展、環境質量和其他生產要素之間存在廣泛的相互關系，在推進可持續經濟發展的同時我們必須有效地探討這些因素的相互作用，并針對性地采取有利措施，同時避免它們帶來的不利影響。

參考文獻：

[1] Beck，T.，R.Levine，and N.Loayza.Finance and the sources of growth[J].Journal of Financial Economics， 2000，（1-2）：261-300.

[2] Inoue，T.，and S.Hamori.How has financial deepening affected poverty reduction in India？ Empirical analysis using statelevel panel

data[J].Applied Financial Economics，2012，（5）：395-408.

[3] 趙振全，于震，楊東亮.金融發展與經濟增長的非線性關聯研究——基于門限模型的實證檢驗[J].數量經濟技術經濟研究，2007，

（7）：54-62.

[4] 楊友才.金融發展與經濟增長——基于我國金融發展門檻變量的分析[J].金融研究，2014，（2）：59-71.

[5] Grossman G.，Krueger A.Economic Growth and the Environment[J].Ecol.Econ，1995，（10）：353-377.

[6] Friedl B.，Getzner M.Determinants of CO2emissions in a small open economy[J].Ecol.Econ，2003，（45）：133-148.

[7] Jalil A.，Feridun M.The impact of growth，energy and financial development on the environment in China： A cointegration analysis[J].

Energy Econ，2011，（33）：284-291

[8] 王飛成，郭其友.經濟增長對環境污染的影響及區域性差異——基于省際動態面板數據模型的研究[J].山西財經大學學報，2014，

（4）：14-26.

Abstract：Based on the 1998—2014 provincial panel data， the relationship among financial development， environmental quality and economic growth was analyzed in this study. The econometric results show the following three basic conclusions：First， there is a significant and robust“inverted U-shaped” relationship between finance development and economic growth， and between environment quality and economic growth. Second， financial development and environmental quality can effectively promote economic growth， but in different regions finance development has different effects. Besides， there was a mutually promoting and strengthening relationship between financial development and environmental quality impact on economics growth.

Key words：financial development；environmental quality；economic growth；GMM

[責任編輯 陳丹丹]endprint