我国地区金融发展在经济增长中的作用——基于省级面板数据的实证研究

龚丽贞

（莆田学院，福建莆田 351100）

我国地区金融发展在经济增长中的作用
——基于省级面板数据的实证研究

龚丽贞

（莆田学院，福建莆田 351100）

运用动态广义矩估计（GMM）方法分析金融发展在经济增长中的作用。结果显示，我国金融发展与经济增长间呈U型曲线关系，即当金融发展程度小于门槛值时，金融对经济增长并无正向效应，而当金融发展超过该门槛值时，金融发展对经济增长则有正向促进作用。目前我国大多数省份的金融发展水平还处在U型曲线的左边，因此，有必要从各方面推进金融发展以促进经济增长。

金融发展；经济增长；广义矩估计（GMM）

0 引言

金融发展伴随着金融结构（包括金融工具结构、金融机构结构等）的调整过程。借助金融组织和金融工具的不断演进和创新，金融发展可以增进社会资金的配置效率，进而促进一国经济增长；但在另一方面，金融发展进程中所带来的金融组织和金融工具的复杂化，又可能带来交易成本的增加，从而阻碍一国经济增长。2008年以来的金融危机给全球经济带来的巨大冲击，促使我们有必要重新思考金融发展在一国经济增长中所扮演的实际角色。

金融发展对经济增长的作用究竟如何，正向、反向或是其他？理论上尚无一致的明确结论。本文试图从实证角度，基于1978-2012年间我国29个省份的面板数据，考察金融发展对经济增长的影响。

1 文献回顾

研究金融发展对经济增长效应的文献有很多。一种观点认为，金融发展只是响应经济增长，不可高估其对经济增长的促进作用。Robinson[1]认为“金融跟随企业”，经济增长必然带来各种特殊金融需求，从而导致金融合约的出现，金融系统的发展是顺应经济发展而生；Lucas[2]也断言，经济学家实际上高估了金融因素对经济增长的影响作用。另一种观点则认为，金融发展对经济增长具有重要影响：Schumpeter[3]认为，功能良好的银行，通过识别并向最有机会在创新产品和生产过程中成功的企业提供融资，从而激励技术创新；Mckinnon[4]研究了阿根廷、巴西等多个国家和地区在二战之后的金融系统和经济发展的关系，认为运行更好的金融系统支持了更快的经济增长；Shaw[5]指出，金融发展对经济增长具有积极影响，对金融系统的过多干预易减缓经济增长，发展中国家应积极推进金融自由化改革；Levine[6]认为，市场摩擦即信息成本和交易成本的存在催生了金融市场和金融机构，它们通过动员储蓄、配置资源、发挥公司控制、改善风险管理、便利商品、服务及合约的交易等功能，加速资本积累、推动技术进步，从而促进经济增长。

由于理论上难以达成一致，其后的研究多转向实证方面，但分歧并未因此而消失。认同金融发展对经济增长具有积极影响的代表性文献有：King和Levine[7]采用1960-1989年间80国的数据进行研究，发现金融系统对经济增长具有正向促进作用。Levine和Zervos[8]采用47个国家1976-1993年的数据进行实证分析，设定衡量股票市场发展程度和银行发展程度的金融发展相关变量，发现股票市场流动性指标和银行发展程度指标对经济增长具有较好的预测作用。Christopoulos和Tsionas[9]利用10个发展中国家的数据，对基于面板的向量误差修正模型使用阈值协整检验和动态面板估计，同时采用完全修正的OLS方法估计长期关系，证实了金融发展对经济增长具有正向的因果性影响。此外，一些关于发展中国家的研究也得出正面的结论，如Rao[10]等人对印度的研究，Yang和Yi[11]对韩国1971年后的研究，Ang[12]对马来西亚发展的研究等等。

另一些实证研究则得出不同的结论。较具代表性的有：Rioja和Valev[13]利用74个国家的数据研究发现，在金融发展水平的不同区间，金融发展和经济增长之间的关系有所不同。他们把金融发展水平划分为3个区间，在金融发展的低水平区间，金融市场改善的增长效应是不确定的；在中等水平区间，金融发展对增长具有显著的正向影响效应；在高水平区间，金融的进一步发展对增长具有正效应，但并不显著。Loayza和Ranciere[14]通过对一组国家的面板数据研究后指出，金融发展对经济增长具有双重效应：长期而言，金融发展支持并促进经济增长；短期而言，金融发展可能包含银行危机、繁荣与萧条的周期性循环以及金融波动等弱点，从而损害经济增长。Samargandi[15]等采用1980-2008年间52个中等收入国家的面板数据研究发现，长期而言金融和增长存在倒U型关系，短期而言他们间的关系却并不显著。

国内也有许多学者从实证角度探究金融发展与经济增长的关系，不过结论则各有不同，既有得出金融发展对经济增长具有显著促进作用的，也有认为金融发展对经济增长并无实质性正向影响，甚至认为存在负向作用的。

认同正向影响的主要文献有：谈儒勇[16]采用1993-1998年中国的季度时序数据研究，发现金融中介发展程度和经济增长存在显著正相关关系，而股票市场发展程度则无，即使有，也是负向的。周立和王子明[17]认为金融发展促进经济增长，各地区间经济增长的差距有部分正是源于他们在金融发展程度上的差距。赵振全[18]利用对Greenwood-Jovanovic模型修正后的产出增长率模型，实证得出当期我国作为间接融资渠道的信贷市场对经济增长影响显著，作为直接融资渠道的股票市场则无。姜春[19]通过对山东威海市20年发展数据的分析研究，认为区域金融发展对经济增长具有正向影响，但其中存在明显的“门槛效应”和“时滞效应”。赵勇[20]等认为通过推动经济增长方式更早更快地由低效的投资推动型转变为高效的技术进步推动型，金融发展推动了经济增长。胡金焱[21]等研究发现通过推动第二产业发展，民间金融促进了经济增长。持有类似正向影响观点的还有范学俊[22]、马颖等[23]、闫丽瑞[24]等。

认同负面影响或无显著影响的主要文献有：李广众[25]等研究发现经济增长与金融中介规模并无显著因果关系。贾清显[26]等根据发达经济体和发展中国家的数据，实证得到金融发展水平系数显著为负，说明在金融体系不完善及实体经济不发达的情况下，货币过度增加对经济增长的副作用更大。孙浦阳[27]根据金砖四国的数据实证研究，认为金融发展对经济增长的贡献相对较小。

此外，国内也有一些研究考察金融发展与经济增长间是否存在非线性关系，如苏基溶[28]、杨龙[29]等认为金融发展与经济增长呈倒U型相关，而周小柯[30]等持相反观点，认为金融发展同城市经济增长呈U型相关。张亦春[31]等也支持非线性相关观点，认为存在非均衡性，金融发展向上或者向下的过度偏离都会抑制实体经济增长。

综上可知，无论是国外还是国内的研究，对于金融发展与经济增长间的关系并未取得一致结论，究竟是正向、负向、非线性还是不相关尚无一致性结论，这给我们的研究留下了空间。已有文献，特别是对中国研究的文献可能还存在以下方面的不足：一是由于金融发展本身包含比较丰富的含义，其度量也比较主观，而多数文献采用单一指标度量金融发展水平，在结论的稳健性上就比较薄弱；二是多数文献假定金融发展与经济增长呈线性关系，即简单地采用一般线性模型进行实证研究，而实际上金融发展与经济增长间很可能并非简单的线性关系。基于以上原因，本文将采用两个指标来度量金融发展水平，设定非线性模型进行具体研究，来增强结论的稳健性和可信度。

2 实证分析

2.1 模型设定、变量与数据

根据上文所述，本文设定非线性模型如下：

其中i代表中国各个省（直辖市），t代表各年份，Yi,t是被解释变量，FDi,t是金融发展水平，Xi,t是控制变量集，ηi是不随时间变化的个体效应，εi,t是误差项，α，β，γ，θ1，θ2是待估计参数。

本文旨在利用中国的省际面板数据来考察金融发展对经济增长的影响，估计模型中的被解释变量Yi,t设定为实际人均GDP，平减后以1978年为基年。

金融发展水平的度量通常包括戈氏指标和麦氏指标。戈氏指标主要是指“金融相关比率”，通常用金融资产总值与GDP的比值来度量。麦氏指标通常用货币存量值与GDP的比值来度量。在实际的研究分析中，根据实际情况，以上两种度量经常演化为各种形式，具体可分为两大类，包括金融中介（主要是银行）相关指标和股票市场发展相关指标。金融中介相关指标包括金融机构存贷款与GDP之比，私人部门信贷所占比重等。股票市场相关指标包括股票市场规模指标——股票总市值与GDP之比，股票市场活跃性指标——交易额与GDP之比，股票市场流动性指标——股票市场交易额与市值之比等。虽然近年来我国金融市场发展迅速，特别是股票等直接融资市场扩容较快，但与银行部门相比，直接融资仍然是一个相对较小的比重。因此，本文选取金融中介相关指标来衡量金融发展水平。具体地，考虑到省级数据的可获得性问题，同时为了保证结果的稳健性，本文采用两个指标来衡量我国的金融发展：第一个指标是各省的金融机构贷款与其GDP之比FD1。由于中国的金融市场尚不发达，金融机构影响国民经济的一个重要渠道就是贷款及其分配，因此，该指标能够在一定程度上衡量金融发展的程度。第二个指标是金融机构存贷款之和与其GDP之比FD2。动员储蓄和贷款分配都是金融机构的重要职能，该指标综合存贷款占比能从整体上衡量金融发展程度。

考虑到影响经济增长的其他因素，同时参考已有相关文献，在回归分析中加入以下控制变量：gov，代表政府规模，用政府财政预算支出与GDP之比衡量；inv，代表投资规模，用固定资产投资与GDP之比来衡量；indu，代表产业结构，用二三产业增加值占GDP比重来衡量；open，代表开放度，用进出口总额与GDP之比来衡量。

本文的面板数据来自1978-2012年间我国29个（不包括海南、重庆）省、自治区、直辖市（以下简称省）。所有变量原始数据来自于《新中国六十年统计资料汇编》、中国经济数据库（CEIC）、历年《中国统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》，个别变量个别年份数据缺失采用插值法和移动平均法等补齐。另外，按照通俗的做法，为了降低异方差性，回归分析时对所有变量进行取对数处理。

对经济发展水平和关键性解释变量金融发展水平的变量的基本特征描述如表1所示。

表1 变量统计描述

2.2 估计方法

为了尽量降低变量内生性问题带来的影响，我们采用动态GMM方法进行估计，以下简要介绍GMM方法。对于如下模型，（1）式：

可以改写为：

方程（2）的估计存在两个问题：第一，方程带有滞后被解释变量，并且还有不可观测的个体效应（不随时间变化）。Hsiao[32]指出，在一个动态面板数据模型中，忽略个体固定效应将会导致OLS回归有偏和不一致；第二，解释变量具有内生性，解释变量Xi,t中可能包含某些内生变量，因此，需要加以控制以避免由此引起的偏差。

处理面板数据中个体效应的通常方法是对回归方程进行一阶差分[33]。利用这种方法，可以在回归过程中直接消除掉个体效应。对方程（2）进行一阶差分，可得（3）式：

方程（3）仍然存在两个问题：一是解释变量存在内生性；二是新的误差项εi,t-εi,t-1与滞后被解释变量的差分Yi,t-1-Yi,t-2存在相关关系，为此，需要采用工具变量估计方法。

假设误差项εi,t不存在序列相关，同时解释变量Xi,t是弱外生的，于是，有以下矩条件：

根据矩条件（4）和（5），可以得到差分GMM估计值。不过，差分GMM估计存在两方面的缺陷：首先，个体效应在差分GMM估计中被直接消掉，而这违背了我们进行面板回归的初衷；其次，在这种估计中，采用解释变量和被解释变量的滞后值作为工具变量，而无论是在大样本还是在小样本中，这些工具变量都可能只是弱工具变量，估计结果不佳[34]。

为克服上述缺陷，采用系统GMM估计，它将方程（3）的差分回归估计和方程（2）中的水平回归估计结合起来。差分估计的工具变量为相应变量的滞后值 Yi,t-s，Xi,t-s，s≥2，因此，方程（4）、（5）所示的矩条件适用于系统的第一部分。水平估计的工具变量是相应变量的差分的滞后值，即（Yi,t-1-Yi,t-2），（Xi,t-1-Xi,t-2），这些滞后差分为工具变量所需额外的假设条件：个体效应ηi与方程（2）的右边变量的差分无关，即：

此时，对于系统的第二部分即水平回归来说，矩条件如下：

于是，利用矩条件（4）、（5）、（7）、（8），并运用GMM方法，可以得到系数的一致有效估计。人均GDP及其他解释变量的滞后值是否是回归中的有效工具变量，决定了这里的GMM估计是否是一致性估计量。

为了检验这个问题，通常考虑两个检验：一是对过度识别限制的Sargan检验，即检验工具变量的总体有效性，二是检查误差项εi,t是否是不存在序列相关的。由于Sargan统计量对条件异方差或者自相关不稳健而Hansen J统计量是稳健的，因此下文给出的是Hansen检验的结果。

2.3 估计结果与分析

考虑到估计结果的稳健性，本文同时做了广义矩（GMM）、固定效应（FE）和最小二乘（OLS）估计。（1）、（2）列为 GMM估计结果，（3）、（4）列为固定效应估计结果，（5）、（6）列为 OLS 估计结果。其中（1）、（3）、（5）列为以FD1（金融机构贷款之和与GDP之比），代表金融发展进行回归得到的结果，（2）、（4）、（6） 列为以FD2（金融机构存贷款之和与GDP之比），代表金融发展得到的回归结果。估计结果如表2所示。

从模型检验结果看，（1）、（2）列 GMM估计的二阶序列相关AR（2）的检验结果都支持了估计方程的误差项不存在二阶序列相关的假设，同时，Hansen过度识别检验的结果也都显示，不能拒绝工具变量整体有效的零假设，这些证明了模型设定的合理性和工具变量的有效性。

从金融发展的估计系数看，首先，（1）、（2）列 GMM回归中金融发展（lnFD）的二次项系数均显著为正，效增长。这种无效率至少体现在银行部门对国有企业和私人企业贷款的分配上：国有部门对经济增长的贡献和它从金融机构取得的贷款不成比例，在政府压力下，银行分配了大量的贷款给无效率的国有经济部门，甚至是亏损的国有企业，而通常具有更高效率的私人企业却只能得到非常有限的贷款，特别而一次项系数均显著为负，显示金融发展与经济增长呈U型曲线关系。这表明只有当金融发展水平超过某个“门槛值”后，金融发展才会促进经济增长，在这之前金融发展对经济增长并无正向促进作用，反而是具有反向抑制作用。金融系统有五大基本功能，一是方便了风险的交易、对冲、分散化和集中，二是配置资源，三是监督经理和发挥公司控制，四是动员储蓄，五是方便商品和服务的交易。金融发展水平较低通常意味着信息成本和交易成本较高，而信息成本和交易成本过高通常会降低流动性、加剧流动性风险，流动性风险较高则会影响到金融中介（如银行）和资本市场（如股票市场）筹集资金和配置资本的效率，从而影响长期经济增长①。信息成本和交易成本过高也不利于专业化分工，从而不利于技术创新，最终影响长期经济增长。事实上，多年来我国的经济增长一直依赖于投资的增长，而由于金融系统发展滞后，我国的融资大部分来源于各类国内贷款，而我国的金融机构贷款在很多时候是无效率的，在资本配置方面没有发挥其应有的作用以促进经济有是占了中国企业绝大多数的私营中小企业更是难以获得银行贷款。根据我们的样本数据，以FD1度量金融发展水平时，除北京、天津和上海等省市外，大部分省份多数年份的金融发展水平均落在U型曲线的左边，即尚未跨越门槛值，金融发展还不能有效地促进经济增长，反而产生负向影响，这验证了上文阐述的金融机构贷款无效率的解释。以FD2度量金融发展水平时，与FD1类似，大多数省份的几乎所有的数据也落在U型曲线左边，显示以金融机构存贷款之和占比衡量的金融发展水平也还未跨越门槛值，金融要对经济增长起促进作用还有待改革和发展。虽然金融机构存款会推动私人部门促进经济有效增长，但金融机构贷款流向国有部门通常处于低效（甚至无效）状态，在一个以国有经济为主导的经济体中，比重较大的国有部门的低效率总体上超越了私人部门的高效率，因此，二者的加总带来了整体的无效率。

表2 全国样本回归结果

（1）、（2）列GMM回归中滞后项的系数都接近1，且非常显著，显示经济发展具有很强的持续性，前一期的经济发展水平对后一期具有非常显著的正向影响。对控制变量的回归结果显示，GMM回归中政府规模系数都显著为负，说明政府规模越大，经济增长越慢。随着政府规模的持续扩大，政府“越位”和“错位”行为增加，政府对经济的影响可能由积极的“援助之手”转变为消极的“掠夺之手”，以致阻碍经济增长。GMM回归中投资规模系数均显著为正，显示投资对经济增长的积极影响效应。这在中国这个“两高一低”（高投资、高出口、低消费）结构的经济体中表现非常明显。事实上，中国连续三十几年的高增长很重要的一个因素就是高投资，以投资促进经济增长已经形成中国各个区域经济发展的典型特征。此外，GMM回归结果显示产业结构对经济增长的影响不显著，开放度对经济增长具有微弱的负向影响。通常认为贸易开放度的提高有利于促进经济增长，不过随着国际贸易规模的持续扩大，也有不少贸易学家认识到贸易开放度对一国经济增长的影响与该国的市场规模有关。如Alesina[35]认为，由于国内贸易的交易成本普遍小于国际贸易，随着一国国内市场规模的扩大，贸易开放度的持续上升会带来交易成本的上升，不利于经济增长。

（3）-（6）列的FE估计和OLS估计结果显示，除开放度外的解释变量（特别是关键性解释变量金融发展水平及其二次项）的估计结果和GMM估计的符号和系数显著性基本一致，证明了GMM估计结果的稳健性。此外，在我国目前的市场规模下，开放度对经济增长究竟是正向影响还是负向影响，可以通过对开放度做进一步具体的度量和加入市场规模等变量进行深入研究，由于该变量不是本文重点关注的变量，本文不具体展开。

3 结论

本文采用1978-2012年间我国29省的面板数据，运用动态广义矩估计（GMM）方法分析金融发展在经济增长中的作用。结果显示，我国金融发展与经济增长间呈U型曲线关系，即当金融发展程度小于门槛值时，金融对经济增长并无正向效应，而当金融发展超过该门槛值时，金融发展对经济增长则有正向促进作用。

样本数据显示，大部分省份的金融发展程度尚处于U型曲线的左边，即还未跨越门槛值，对经济增长具有阻碍作用。这与我国现阶段仍带有明显“计划”特征的“特色市场经济”有关。在重重的行政干预下，金融机构贷款经常向低效的国有部门倾斜，从而导致整体资本配置呈现低效率甚至无效率。此外，金融业作为我国管制严格的行业之一，其垄断经营的性质也助长了这种无效率的持续存在，缺乏竞争环境导致这些机构在低效率下尚有利润而持续经营。即使是在互联网金融异常发达的今天，众多国字头的商业银行等金融机构也依然由于其垄断性质而得到保护。

为此，应该积极推进我国金融机构的体制改革。首先，应减少政府对商业银行的信贷干预，使各个金融机构按照现代金融企业制度的要求，建立规范的公司治理结构，成为自主经营的市场主体；其次，健全征信制度，通过对企业信息较完整的分析，确定对企业的贷款特别是对国有企业的贷款，尽量减少贷款的无效率使用；第三，适应金融市场化进程，提高社会资源的配置效率，适当引入竞争机制，建立多元化的信贷金融机构，通过与先进的外资银行及成熟互联网金融机构竞争，提高商业国内金融机构的运作效率；最后，适度发展中小金融机构，推进民间金融发展，为中小企业融资，提高资金的使用效率。

［注释］

①例如，John Hicks（1969）认为降低流动性风险的资本市场改进是英国工业革命的主要原因。根据Hicks的观点，工业革命第一阶段生产的产品实际上早就产生了。但是，这种技术革新并没有导致持续的增长。很多这些已有的发明，实际上需要的是大笔的、长期的资本投入。引发18世纪英国增长的关键新要素是资本市场流动性。有了流动资本市场，储蓄者可以持有资产——比如股票、债券或者活期存款，并且如果他们想要动用储蓄的话可以迅速而容易地卖出这些资产。同时，资本市场把这些流动金融工具转换为对不流动的生产过程的长期资本投资。因为工业革命需要大量的长期资本投入，如果没有这种流动性转变可能工业革命就不会发生了。

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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

福建省社会科学规划青年项目（FJ2016C145）；福建省中青年教师教育科研项目（JAS150519）；莆田学院科研项目（2014050）

龚丽贞（1985-），女，博士，莆田学院商学院讲师，研究方向：财政理论与政策。