金融集聚、生產率增長與城鄉收入差距的實證分析
——基于動態空間面板模型

李健旋，趙林度

(1.東南大學經濟管理學院，江蘇 南京 210096；2.中國工商銀行江蘇省分行,江蘇 南京 210006)

1 引言

如何實現效率與公平的統一是中國新型城鎮化和可持續發展面臨的重要難題。21世紀以來，中國的城鎮化發展迅速，同時農村居民人均收入快速增長，但城鄉收入差距卻在持續擴大。從2003-2013年，城鎮居民人均可支配收入(樣本城市)由7690.78元增長到24496.92元，年均增長12.28%；農村居民人均純收入(樣本城市)由2979.57元增長到10316.86元，年均增長13.22%。2003年，農村居民人均純收入與城鎮居民人均可支配收入相差4711.21元；而到了2013年，這一差距達到了14180.06元。關于生產率增長和城鄉收入差距擴大的原因，國內外學者從人力資本、外商直接投資、基礎設施和政府干預程度等方面進行了廣泛探討；從金融發展的角度來看，金融作為現代經濟資源配置的核心，是促進生產率增長的重要推動力[1]。金融集聚是金融發展的重要方向，其集聚效應對城市整體生產率增長和城市內部收入分配發揮著日益突出的作用。然而，現有文獻大都孤立的分析金融集聚對生產率增長的影響或金融集聚對城鄉收入差距的影響，幾乎很少學者能夠綜合的分析金融集聚對生產率增長和城鄉收入差距的影響，這很難對金融集聚的效應進行全面合理的評價。本文實證分析金融集聚對城市總體生產率增長及其內部城鄉收入差距的影響，進而從金融集聚的角度為實現效率與公平的統一提供相應的政策建議。

由金融集聚所引起的生產率增長與城鄉收入差距的權衡問題是經濟地理學和城市經濟學的前沿問題之一，也是新時代我國面臨的主要矛盾。新經濟增長理論認為在金融產業發展的集聚階段，金融集聚會加劇金融資源在城鄉間的不均衡程度，這可能會扭曲國家財政和稅收政策進而抑制城市生產率增長。因此，早期的政策制定者一直試圖通過制定財政和稅收政策來緩解城鄉收入差距。但新經濟地理學研究發現金融集聚在擴大城鄉收入差距的同時，其集聚效應會促進城市總體生產率增長，這種旨在緩解城鄉收入差距的政策可能會抑制城市整體生產率增長。因此，面對金融集聚所引起的生產率增長與城鄉收入差距的權衡問題，準確判斷金融集聚能否促進生產率增長就顯得尤為重要。

國外許多學者早期分析了金融集聚對生產率增長的影響，且研究結論比較一致，即認為金融集聚可以顯著促進生產率增長，但關于金融集聚促進生產率增長的作用機理，卻存在明顯不同的觀點。Buera等[2]研究發現金融集聚可以通過放大金融功能促進生產率增長。Audress和Feldman[3]認為金融集聚可以通過知識溢出和創新激勵促進生產率增長。Rodriguez[4]研究發現金融集聚可以通過抑制匯率變動促進生產率增長。國內學者的研究結論與國外學者基本一致。劉軍等[5]研究發現金融集聚可以通過金融功能、金融集聚效應以及金融擴散效應促進實體生產率增長。余泳澤等[6]研究發現金融集聚不僅可以促進本地區生產率增長，還可以通過空間溢出效應帶動周圍地區生產率增長。李苗苗等[7]和賈俊生等[8]研究發現金融集聚可以通過技術創新促進地區生產率增長。但這些文獻在研究過程中還忽視了一個重要問題，即金融集聚在促進生產率增長的同時可能會擴大城鄉收入差距，這與我國新型城鎮化和可持續發展的理念背道而馳。因此，面對金融集聚所引起的生產率增長與城鄉收入差距的權衡問題，還需要準確判斷金融集聚是否會擴大城鄉收入差距。

圍繞著金融集聚對城鄉收入差距的影響，國外學者早期進行了一些理論分析，主要得出了以下三種結論：一是金融集聚與城鄉收入差距之間存在倒“U”型關系[9]，二是金融集聚擴大城鄉收入差距[10]，三是金融集聚有利于縮小城鄉收入差距[11]。從實證的角度看，國外已有研究普遍認為金融集聚有利于縮小城鄉收入差距[12-14]。但國內學者卻得到了與國外學者差異較大的研究結論，大多數的研究認為金融集聚擴大了我國城鄉收入差距[15-17]。還有少數研究發現金融集聚與城鄉收入差距之間存在倒“U”型關系[18-19]。

通過對上述文獻的梳理可以發現，金融集聚不僅可以作用于生產率增長，還會對城鄉收入差距帶來顯著影響。而現有文獻較多孤立的分析金融集聚對生產率增長的影響或金融集聚對城鄉收入差距的影響，得出的結論和政策建議可能會出現偏誤。同時，現有文獻普遍采用普通面板或動態面板進行回歸分析，導致對于被解釋變量的空間效應關注不夠[20]。此外，現有文獻大都采用省級層面的數據進行分析，來自城市層面的數據極少，這可能無法較為準確的度量被解釋變量的空間效應。借鑒已有的研究文獻，本文將主要聚焦以下兩個方面：(1)從理論層面分析金融集聚促進城市生產率增長以及擴大城鄉收入差距的作用機理；(2)利用城市數據實證分析金融集聚對城市總體生產率增長及其內部城鄉收入差距的影響以及金融集聚擴大城鄉收入差距的作用途徑。

2 理論假說、模型建立與變量說明

2.1 理論假說

概括起來，金融集聚可以通過以下幾個方面促進城市生產率增長。

(1)金融集聚的外部規模經濟效應促進城市生產率增長。眾多金融機構在同一城市的空間集聚使得金融機構之間以及金融機構與企業之間的聯系加強；這不但有利于金融機構更廣泛地從事金融業務，還有利于企業獲得專業化的勞動力和生產性服務，從而帶來外部規模經濟效應。這種外部規模經濟效應不僅可以提高資本市場的流動性，節約銀行周轉資金余額，還可以為企業提供更多的投融資便利，降低投融資成本和風險，從而提高企業的經濟效益。

(2)金融集聚的專業化效應促進城市生產率增長。金融集聚必然會帶來金融機構之間的競爭。這種競爭效應可以強化金融服務的專業化分工，提供的金融服務更加專業化和高端化[21]。這不僅可以發揮金融集聚的儲蓄集聚功能、便利交換功能、公司治理功能、風險管理功能和信息揭示功能，還可以顯著提升金融機構的資源配置效率以及整個實體經濟的運行效率。同時，金融集聚可以顯著促進金融相關輔助產業或金融中介服務業的成長和發展，提高金融機構的服務水平和服務效率，從而提升產業整體效率[22]。

(3)金融集聚的網絡經濟效應促進城市生產率增長。金融集聚形成的金融網絡加強了金融機構與企業之間的聯系，可以為客戶提供更為暢通的信息交流渠道，降低信息搜尋、交流和共享的成本。這種網絡經濟效應一方面可以使得相關成員間的相互依存性變大，提高個體效率和存在價值，進而提高整個網絡的運營效率和經濟價值；另一方面還可以降低股權交易成本，加強資金的流動性，這可以繁榮股權交易市場，促使投資者投資長期高回報項目，進而促進城市生產率增長。

(4)金融集聚的創新激勵效應促進城市生產率增長。金融集聚不僅為企業創新提供更多的信貸機會，還可以緩解企業創新的信貸約束，為企業長期化、穩定化的產品研發和技術創新提供更有效的資金支持。與此同時，金融集聚還有利于企業分散創新風險，消除企業在研發過程中受到跨期風險的威脅，從而提高企業創新的成功率和速率。此外，金融集聚形成的金融網絡為企業和金融機構的信息流動提供了有效渠道，加快了企業對新知識和新技術的吸收應用速度。綜上所述，得出以下理論假說。

假說1：當前金融集聚可以顯著促進城市生產率增長。

雖然金融集聚可以促進城市生產率增長，但本文認為金融集聚會同時擴大我國城鄉收入差距，主要原因有以下幾個方面。

(1)金融集聚的非均衡效應擴大我國城鄉收入差距。眾所周知，中國的金融系統在金融資源的配置上存在明顯的城市偏好，大量金融機構及資源配置聚集在城市；農村金融機構和金融資源明顯偏少，資金供給總量不足，金融產品和金融資產相對單一，且提供的金融服務以存貸款為主，股票、證券、理財、信托、保險等業務更少。隨著城市金融集聚程度的不斷提高，城市居民可能享受到比農村居民更多且更為便利的金融服務，這種資源配置的非均衡程度以及城鄉金融發展的不均衡程度逐漸加劇；這種非均衡效應明顯有利于城市經濟發展而限制了農村經濟發展，從而拉大了城鄉收入差距。

(2)金融集聚的門檻效應擴大我國城鄉收入差距。一方面，金融機構在信貸業務上存在門檻效應。國有銀行更傾向于向城市國有大中型企業提供信貸服務，而鄉鎮或農村企業獲得國有銀行貸款的門檻相對較高，農村中小企業融資難、貸款難的問題在短期內難以根本改變。另一方面，金融機構在金融產品和服務上也存在明顯的門檻效應。由于農村居民與城市居民在自身經濟實力和信譽方面等存在較大差異，這就使得金融機構對他們的金融服務差異較大。農村居民不僅可能享受不到門檻較高的金融產品和服務而限制其自身發展，還容易遭受正規金融機構的排擠而獲得較低的金融獲得水平。隨著城市金融集聚程度的不斷提高，金融機構為了獲得優質客戶而控制金融風險，這種門檻效應會越來越明顯，城鄉收入差距也隨之不斷拉大。

(3)金融集聚的收入分配效應擴大我國城鄉收入差距。短期來看，金融機構在金融產品的預期收益上存在明顯的初始投資差異，初始投資大的逾期收益越高，初始投資小的預期收益越低；農村居民由于達不到初始投資的高門檻而無法享受高收益回報，而城市居民則往往由于擁有一定量初始資本從而可以獲得高收益的回報。長期來看，城鄉居民在人力資本投資上也存在較大差距。初始財富高的城市居民可以進行較高的人力資本投資而享受更高質量的教育，進而影響未來的收入分配差異。隨著城市金融集聚程度的不斷提高，這種收入分配效應變得越來越明顯，城鄉收入差距也隨之不斷拉大。綜上所述，得出以下理論假說。

假說2：當前金融集聚可以顯著擴大我國城鄉收入差距。

2.2 模型建立

本文在內生增長理論的基礎上納入金融集聚因素，構建如下形式的城市生產函數：

Y=A(Agglo,Edu,t)F(K,L)

(1)

其中，Y表示國內生產總值，Agglo表示金融集聚程度，Edu表示人力資本水平，K和L分別表示物質資本投入和勞動力投入。在此處，人力資本和金融集聚通過規模效應對產出增長起作用，這些都體現在模型(1)的A(Agglo,Edu,t)項中。這里A(·)代表希克斯中性技術進步的效率函數。為了研究的方便，我們假定(1)式滿足：

(2)

其中，t表示年份，i表示城市，Ai,0表示生產率的初始水平，ηi表示生產率的外生變遷，δ和φ分別表示金融集聚和人力資本對技術水平的影響參數。將(2)式代入(1)式可以得到：

(3)

對(3)式兩邊同時除以F(Kit,Lit)，可以得到全要素生產率的計算公式：

(4)

其中，TFP表示城市全要素生產率。對(4)式兩邊取自然對數，可以得到：

lnTFPit=lnAi,0+γit+δlnAggloit+φlnEduit

(5)

我們重點關注金融集聚對城市全要素生產率的現實影響，因此，在理論模型(5)的基礎上構建如下基本計量模型：

lnTFPit=α+δlnAggloit+φlnEduit+φlnXit+εit

(6)

其中，εit表示隨機誤差項，X表示影響城市全要素生產率的其它重要因素，主要包括：外商直接投資(Fdi)、信息化水平(Inf)、交通基礎設施(Road)和政府干預程度(Gov)。模型(6)為普通靜態面板模型，該模型沒有考慮城市之間經濟發展的空間聯系以及城市經濟發展對前期積累的依賴。事實上，隨著基礎設施和網絡通訊技術的發展，城市之間在經濟發展上存在較強的空間聯動，而且這種空間關聯隨著城市距離的減少而加強，表明城市之間全要素生產率存在空間效應。與此同時，城市經濟發展存在顯著的路徑依賴特征，即全要素生產率有可能存在動態效應。因此，我們在模型(6)的基礎上納入全要素生產率的空間效應和動態效應，建立如下動態空間面板模型：

(7)

其中，τ表示全要素生產率一階滯后項的回歸系數，反映了全要素生產率的動態效應。ρ和λ分別表示空間滯后回歸系數和空間誤差回歸系數，反映了全要素生產率的空間效應。我們采用地理距離空間權重矩陣來表示空間權重矩陣Wij。同時，為了檢驗金融集聚是否拉大了城鄉收入差距，我們還將對如下動態空間面板模型進行估計：

(8)

其中，Gap表示城鄉收入差距。

2.3 變量說明

根據數據的可得性和有效性原則，我們選取了中國285個地級及以上城市2003-2013年的面板數據進行分析(排除了拉薩、巢湖、畢節和銅仁等4個城市)，其中數據來源于《中國城市統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》和《中國統計年鑒》(2004-2014年)。具體變量說明如下：

1)被解釋變量：(1)全要素生產率(TFP)：借鑒Fare等的研究[23]，本文采用Malmquist-luenberger指數來測度城市TFP，具體投入產出變量說明如下：①勞動投入：采用各城市年末單位從業人員數作為勞動投入指標。②資本投入：參考張軍等采用的永續盤存法對城市物質資本存量進行了估算[24]。③能源投入：采用各城市全社會用電量作為能源投入指標。④期望產出：采用各城市平減后的GDP作為期望產出指標。⑤非期望產出：選取各城市工業廢水、工業二氧化硫和工業煙塵排放量作為非期望產出指標。(2)城鄉收入差距(Gap)：鑒于城市數據的可得性和有效性，我們采用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比來衡量城鄉收入差距。

2)核心解釋變量：金融集聚度(Agglo)。鑒于數據的可得性和有效性，我們采用區位熵指數來測度各城市的金融集聚度。

3)控制變量：(1)人力資本水平(Edu):內生增長理論表明，人力資本是推動城市生產率增長的重要推動力，也是拉大城鄉收入差距的關鍵因素。我們采用教師數與學生數的比率作為其代理變量。(2)外商直接投資(Fdi)：外商直接投資可以通過知識溢出、競爭、產業轉移以及技術關聯等途徑影響城市生產率增長，進而影響城鄉收入差距。我們采用實際外商投資額占GDP的比重作為其代理變量。(3)信息化水平(Inf)：信息化可以加速知識和技術的外溢，對于城市生產率增長具有顯著促進作用，我們采用人均電信業務量來衡量信息化水平。(4)交通基礎設施(Road)：交通基礎設施的改善和完善對于城市生產率增長具有顯著促進作用，我們采用城市道路人均占有面積來衡量交通基礎設施。(5)政府干預(Gov)：在財經分權體制下，政府干預必然對城市生產率增長和城鄉收入差距有著重要影響。我們以城市財政收入占GDP的比重來衡量政府對經濟的干預程度。

3 實證結果分析

3.1 金融集聚影響全要素生產率的回歸結果分析

我們同時采用普通靜態面板模型、普通動態面板模型、靜態空間面板模型和動態空間面板模型對回歸模型進行估計。具體而言，我們采用可行的廣義最小二乘法FGLS對普通靜態面板模型進行估計，采用系統GMM方法對普通動態面板模型進行估計，采用Elhorst[25]提出的ML方法對靜態空間面板模型進行估計，采用Kukenova和Monteiro[26]提出的空間系統GMM方法對動態空間面板模型進行估計。回歸結果詳見表2。

表2顯示LM-Lag統計量比LM-Error統計量更為顯著，且穩健LM-Lag統計量通過了10%的顯著性檢驗而穩健LM-Error統計量不顯著，這說明空間面板模型采用SAR模型進行估計較為合適。AR(1)和AR(2)檢驗結果表明系統GMM估計是一致有效的，同時Hansen檢驗結果也表明工具變量的選取是合理可靠的。從空間面板模型的回歸結果可以發現，空間效應系數顯著為正，這表明全要素生產率存在顯著的空間溢出效應。而普通面板模型由于沒有考慮這種空間溢出效應，必然會帶來估計的偏誤。從動態面板模型的回歸結果可以發現，一階滯后項系數顯著為正，這表明全要素生產率存在顯著的動態效應。而靜態面板模型由于沒有考慮這種動態效應，同樣會帶來估計的偏誤。因此，我們采用動態空間面板模型作為解釋模型。

表1 變量的描述性統計

表2 金融集聚影響全要素生產率的回歸結果

注：*，**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號內為漸進的t統計量。

通過表2可以發現，金融集聚的系數顯著為正，這說明金融集聚顯著有利于城市全要素生產率提升，從而驗證了理論假說1。從控制變量來看，人力資本水平的提升有利于全要素生產率增長，這主要是因為人力資本積累不僅有利于知識的生產、傳播和擴散，還有利于各種新知識和新技術的學習、消化和吸收。外商直接投資對全要素生產率的影響不顯著，究其原因，雖然我國外商直接投資不斷增加，但大部分外商直接投資都集中在加工、組裝、制造等中低端環節，從而難以帶來知識和技術的外溢。信息化水平和交通基礎設施對全要素生產率的影響都顯著為正，這說明基礎設施和信息化的改進和完善有利于全要素生產率提升。政府對經濟的干預不利于全要素生產率增長，這主要是因為政府干預會直接或間接影響到市場在資源配置過程中發揮主導性作用，從而無法實現創新資源的最優合理化配置。

3.2 金融集聚影響城鄉收入差距的回歸結果分析

我們同樣采用這四種方法對回歸模型進行估計，估計結果詳見表3。從動態面板模型的回歸結果可以發現，一階滯后項的回歸系數顯著為正，這表明城鄉收入差距存在顯著的動態效應，即城鄉收入差距存在明顯的路徑依賴特征，即本年度城鄉收入差距較為嚴重的城市，下一年或未來幾年內城鄉收入差距也將維持這種狀態。這意味著緩解城鄉收入差距的工作刻不容緩，否則以后工作的難度將越來越大。從空間面板模型的回歸結果可以發現，空間滯后項的回歸系數顯著為正，這說明城鄉收入差距存在顯著的空間效應。究其原因，經濟發展水平、資源稟賦、文化傳統和行政體制較為相近應當是主要因素，信息技術的快速發展以及地理位置的空間臨近有利于鄰近城市產業轉移提升了城鄉產業結構和經濟發展方式的較高相似性，這些都會使得本城市城鄉收入差距與周圍城市城鄉收入差距存在顯著的空間聯動。因此，我們采用動態空間面板模型作為解釋模型。

表3 金融集聚影響城鄉收入差距的回歸結果

注：*，**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號內為漸進的t統計量。

從表3可以發現，金融集聚的系數顯著為正，這說明金融集聚顯著拉大了城鄉收入差距，從而驗證了理論假說2。這主要是因為當前我國金融發展正處于空間集聚階段，本地市場效應大于競爭和擁擠效應，金融集聚在促進城市生產率增長的同時擴大了城鄉收入差距。隨著金融集聚程度的不斷提高，競爭和擁擠效應逐漸大于本地市場效應，金融集聚的擴散階段也將到來，而隨著金融活動的擴散，城鄉收入差距會逐漸緩解。這意味著在金融集聚的擴散階段還沒有到來之前，政府旨在緩解城鄉收入差距的政策可能會抑制城市整體生產率增長。

從控制變量來看，人力資本水平的提升拉大了城鄉收入差距，這主要是因為隨著城市人力資本的不斷積累，城鎮人口的受教育程度和質量普遍高于農村人口，而且這種差距變得越來越大。外商直接投資的增加拉大了城鄉收入差距，這可能是因為隨著我國外商直接投資不斷增加，城鎮人口更能享受到外商直接投資所帶來的經濟增長效應，從而逐漸拉大了與農村人口的收入差距。信息化和基礎設施的改進和完善拉大了城鄉收入差距，這主要是因為我國當前經濟發展還存在明顯的城市化傾向，基礎設施的改進和完善會優先考慮城鎮需要和發展，這在一定程度上限制了農村發展。政府干預對城鄉收入差距的影響不顯著，這主要是因為政府干預對城鄉收入差距存在雙向影響。一方面，各級政府為追求GDP增長，財政支出存在嚴重的城市化傾向，城鎮固定資產投資遠遠大于農村，導致城鄉收入差距擴大；另一方面，政府干預可以出臺相應的扶農政策，這可以在一定程度上緩解相關資源在城鄉間的不均衡配置，縮小城鄉收入差距。這兩者之間的相互作用使得政府干預對城鄉收入差距的影響不顯著。

3.3 金融集聚影響城鄉收入差距的作用途徑分析

為了準確把握金融集聚影響城鄉收入差距的作用機理，我們需要檢驗金融集聚與居民人均收入之間的關系。表4的前四列給出了金融集聚影響城鎮居民人均可支配收入的回歸結果，后四列給出了金融集聚影響農村居民人均純收入的回歸結果。從回歸結果可以發現，城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入同樣存在顯著的動態效應和空間溢出效應，這意味著采用動態空間面板模型作為解釋模型較為合適。

表4 作用途徑回歸結果

續表4 作用途徑回歸結果

注：*，**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號內為漸進的t統計量。

動態空間面板模型(4)的回歸結果顯示，在控制了人力資本水平、外商直接投資、信息化水平、交通基礎設施和政府干預后，我們發現金融集聚顯著有利于城鎮居民人均可支配收入增長。這主要是因為我國的金融資源在配置上存在明顯的城市化傾向，使得金融集聚所帶來的外部規模經濟效應、專業化效應、網絡經濟效應和創新激勵效應在城市表現得更為顯著。動態空間面板模型(8)的回歸結果表明，在控制了人力資本水平、外商直接投資、信息化水平、交通基礎設施和政府干預后，金融集聚對農村人均純收入的提升作用不顯著。這主要是因為金融集聚的非均衡發展效應和門檻效應限制了農村居民獲得融資的可能性，而農村所分配的較少的金融資源也經常被農村居民投向那些收益率不高的項目，這不僅抑制了農村的金融發展，還減少了農村居民獲利機會和獲利收益，進而限制了農村居民人均收入的增加。由此可見，金融集聚顯著有利于城鎮居民人均可支配收入增長，而對農村人均純收入的提升作用不顯著，這才是金融集聚擴大城鄉收入差距的作用機理。

3.4 穩健性檢驗

(9)

4 結語

本文實證分析了金融集聚對城市總體生產率增長及其內部城鄉收入差距的影響，研究結果表明金融集聚顯著促進了城市生產率增長，但同時也顯著擴大了城鄉收入差距，即當前我國確實存在生產率增長和城鄉收入差距之間的權衡問題。進一步的實證分析表明，金融集聚顯著有利于城市居民人均收入增長，但對農村居民人均收入增長的提升作用不顯著，這正是金融集聚擴大城鄉收入差距的作用機理。上述結論對于當前我國城市金融政策的制定具有深刻的啟示意義。

一方面，政策制定者必須清楚在經濟發展過程中，城鄉收入差距與金融活動的空間分布不平衡是難以避免的。在金融集聚的擴散階段還沒有到來之前，各城市難以實現城鄉均衡發展，而政府旨在通過行政干預手段主導金融活動的空間分布和轉移，從而試圖緩解城鄉收入差距的努力可能會阻礙城市生產率增長。因此，政府要做的不是平衡金融活動的空間分布和轉移，而是通過打破區域壁壘和市場分割、削弱地方保護主義、改善農村信息和交通基礎設施、改革農村戶籍制度和土地制度等方式，努力縮短城鄉時空距離，方便資本、勞動力、技術和商品的交流和交易，從而帶動農村居民收入的增長。另一方面，雖然金融集聚所帶來的生產率增長和城鄉收入差距難以權衡，但仍可以完善現有的農村金融政策來緩解城鄉收入差距。這就要求地方政府在不采取行政干預金融活動空間分布和轉移的前提下，優化農村金融制度，完善農村金融體系，推動農業政策性保險和信用擔保體系建設，大幅度降低農民享受金融服務的門檻，持續提高農村金融服務質量和效率。同時，還應當積極轉變農村收入增長方式，拓寬農民增收的渠道，不斷提高農產品的質量、技術含量和產品附加值，從而實現農民收入的穩定快速增長。

表5 穩健性檢驗的估計結果

注：*，**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號內為漸進的t統計量。