金融发展、基础设施与区域经济增长

（合肥工业大学经济学院，合肥 230000）

2003～2018年期间中国经济较快增长，GDP从137422亿元增长到508205.5亿元，增加了2.7倍，平均年增长率约8.52% （以2003年物价水平为基价）。在此期间，我国进行了大规模的基础设施投资，电信、电力和道路等基础设施水平日渐完善。这些基础设施建设对我国经济增长有着至关重要的作用。此外，经过多年的发展与探索，保险、证券、银行、基金和信托等金融行业形成了较为完备的综合金融市场体系，其中银行业占比较大。多样化的融资机制对于解决基础设施发展过程中的资金缺口是必不可少的。金融发展、基础设施建设与经济增长之间关系密切，金融发展和基础设施是经济增长的两个关键因素，更好的金融体系和完善的基础设施将促进经济增长和提高包容性［1］。中国被认为是世界上发展最快的大型经济体之一，尽管基础设施和金融部门都较为完善，但是与经济发展的需求仍存在巨大差距。为了保持经济高增长势头并使这种增长具有包容性，需要进一步探索基础设施和金融发展的作用。

1 文献评述

国内外学术界对金融发展、基础设施建设与区域经济增长之间的关系有较多关注，主要是金融发展与经济增长、基础设施与经济增长或者两者兼顾的实证分析。但迄今为止对这三者关系仍存在不同的观点，可总结为如下3种：

（1） 这三者存在显著正效应。 孙力军（2008）［2］研究结果表明，金融发展可以为外资企业提供多样化的金融服务和吸引外商直接投资，将潜在的溢出效应转化为实际生产力，显著地推动了经济发展。 吕朝凤 （2018）［3］研究发现， 在契约不完全的条件下，金融发展将会推动长期经济增长，契约的宽泛实施会扩大其对经济增长的正影响。Calderón 等 （2015）［4］研究表明， 综合基础设施指数对经济产出的长期弹性在0.07～0.10之间。张勋等 （2018）［5］从企业库存角度出发得出研究结论，交通基础设施可以通过运输成本、市场竞争和市场扩张3种路径来影响企业库存，从而推动经济增长。 郭广珍等 （2019）［6］研究指出， 道路基础设施投资不仅可以通过乘数效应直接推动经济增长，还可以通过消费效应间接促进经济发展。

（2）这三者之间影响不显著甚至存在负效应。Nyamongo等 （2012）［7］认为至少在所研究的国家中（非洲），金融发展对经济增长的作用不显著。卢方元和李彦龙 （2016）［8］研究发现， 金融发展规模和金融效率对经济增长的作用并不显著，相对经济增长自身的贡献率较低。陈晓玲和张毅 （2017）［9］研究表明，金融发展对产业升级和经济增长的作用均不显著。 田卫民 （2017）［10］研究发现， 金融发展不仅导致了资本积累率下降，而且降低了全要素生产率，从而阻碍了经济增长。Qu和Laura（2018）［11］以中国基础设施建设的制度背景为依托，探讨了缓解基础设施投资与经济增长之间逆向因果关系的途径，实证研究得出公共基础设施建设对经济增长的作用不显著。

（3）这三者作用方向不确定。杨松和王平（2009）［12］、 Samargandi等 （2015）［13］、 Shushu 等（2015）［14］、 夏璋煦和刘渝琳 （2019）［15］实证分析认为，金融发展与经济增长之间存在倒 “U”型关系，超过 “拐点值”后，金融发展对经济增长的作用呈现出明显递减的趋势。聂高辉和邱洋冬（2018）［16］研究发现，非正规金融的发展与经济增长之间存在显著的倒 “U”型关系。李占风和郭小雪 （2019）［17］研究指出， 对于不同规模城市，金融发展作用于全要素生产率增长的方向不同。Siregar等（2009）［18］、 Asteriou 和 Spanos（2019）［19］研究发现，在金融危机前，金融发展促进了经济增长；在金融危机后，金融发展阻碍了经济发展。孙早等 （2014）［20］研究指出， 基础设施建设与经济增长之间存在倒 “U”型影响，基础设施投资过度会阻碍经济增长。 葛翔宇等 （2019）［21］实证分析发现，京九铁路投资对途经县市的经济增长存在倒 “U”型影响，经济增长会逐步增大至10年左右，10年后逐步减弱。

以上结论分歧在于研究对象、研究方法、样本选择和发展阶段等各方面的差异。现有文献存在以下两点不足：（1）研究对象多采用交通基础设施、电信基础设施等单一指标。本文综合考察了基础设施和金融发展的特点和数据可得性，制定了基础设施指数和金融发展指数。该指标可以反映地区的综合情况，且更具可比性；（2）几乎没有文献考虑金融发展、基础设施与经济增长之间的内生性问题。本文在考虑到有限样本和数据质量的情况下，为了克服计量的内生性问题，分别从地理角度选取了年度极端最低气温和山体滑坡次数作为基础设施的工具变量，从历史角度选取20世纪初各省份基督教每1万人口中受餐信徒平均数和民国元年每10万人口中钱庄和典当行数量作为金融发展的工具变量。

2 研究设计

2.1 计量模型

本文研究目的是检验金融发展和基础设施对经济增长的影响。为此，我们建立如下实证模型：

其中，下标i和t分别代表省份和时间。rgdp表示各省份的实际人均GDP，phy表示基础设施指数，fn表示金融发展指数，X表示控制变量，α表示不可观测的省际效应，ε表示随机误差项。

本文重点研究金融发展水平和基础设施对地区经济增长的影响，式 （1）单独加入了这两个因素和一系列控制变量。为了进一步研究这两个因素的联合作用，在式 （1）的基础上加入了基础设施和金融发展的交互项，式 （1）拓展如下：

2.2 变量设定

2.2.1 因变量

本文的被解释变量为区域经济增长 （RGDP）。遵循多数文献的做法，本文采用每个地区实际人均GDP表示，实际人均GDP用2003年为基期的GDP平减指数对人均名义GDP进行缩减得到。

2.2.2 解释变量

基础设施。基础设施发展是一个多维度的概念，大多数检验基础设施对经济增长作用的实证研究都使用了基础设施发展的各种定义，如公共投资／支出或某些单个的基础设施指标。但是由于省略了可变偏差，忽略基础设施的重要指标可能会导致无效推论。为了解决这个问题，本文制定了主要基础设施指标的综合指数，以检验基础设施发展对经济增长的影响。本文采用主成分分析方法 （PCA）建立基础设施指数 （phy），选择3个主要基础设施指标： （1）人均电力消费量 （千瓦时）；（2）人均移动电话年末用户数 （户）；（3）人均公路里程 （米）。

金融发展。本文采用主成分分析方法 （PCA）构建金融发展指数 （fn），选择3个主要金融发展指标：（1）金融机构年末存贷款余额占GDP的比重，反映了金融发展规模；（2）股票市价总值占GDP的比重，反映了金融发展结构； （3）金融机构年末贷款与存款的比例，反映了金融发展效率。

2.2.3 控制变量

固定资产投资 （cap）：采用全社会固定资产投资占GDP的比重表示。政府支出规模 （gov）：采用地方财政一般预算支出占GDP的比重表示，反映货币政策运行情况。外商直接投资 （fdi）：用外商直接投资额占GDP的比重表示。通胀水平（cpi）：用居民消费价格指数表示，反映地方财政政策执行状况。人力资本 （edu）：采用6岁及以上人口的平均受教育年限表示。将小学、初中、高中、大专及以上的受教育水平分别折算成6、9、12和16年，平均受教育年限＝6*小学水平人口比重+9*初中水平人口比重+12*高中水平人口比重+16*大专及以上水平人口比重。

本文数据包括29个省际区域 （考虑数据的可获得性，不包括西藏、海南及港、澳、台地区）2003～2018年共464个样本观测值，部分缺失数据通过插值法补齐。以上数据来源于 《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》、《中国金融年鉴》、各省域 《统计年鉴》和 《统计公报》、国家统计局网站以及各省域统计局网站。

2.3 内生性处理

由于金融发展的内生性，金融发展与经济增长之间的关系存在分歧。金融发展推动经济增长，同时经济增长也会进一步提高金融发展水平。反向因果关系是金融发展内生性问题的表现之一。严重的内生性问题会使OLS的估计有偏且不一致。为了使估计尽可能准确，本文从一国内部地区角度出发，采用20世纪初各省份基督教每1万人口中受餐信徒平均数、民国元年钱庄和典当行数在当地人口中的比例 （每10万人中钱庄和典当行数量）作为工具变量来克服金融发展的内生性问题。选择这两个变量作为金融发展水平的工具变量，主要是以下几个方面的原因：

（1）以往金融发展文献中对于工具变量的选择大多有1个共同点，大多数研究者认为国家的金融制度不同程度上受西方国家的影响。从历史角度来看，我国当前的金融制度可以看作是近代以来不断向西方一些发达国家学习的历史进程中的一部分［3］。因此，本文可以采用历史上我国各省份受西方国家影响的不同程度作为金融发展的工具变量。本文拟采用20世纪初我国各省基督教每1万人口中受餐信徒平均数作为该地区历史上受西方国家影响的测度指标①。数据来源于中国社会科学院世界宗教研究所 （1987）［22］。

（2）我国的金融活动有两千多年的悠久历史，到晚清时期以钱庄、票号和典当行为主体的金融业已经相当发达。尽管这些传统的金融组织在我国计划经济时期已经彻底消失，但是由于文化具有长期的稳定性和传承性，传统的金融组织几千年来所依赖和累积的信用文化不可能在短时间内消失，至今依然广泛存在并且对现在的金融发展产生了重要影响［23］。因此，本文以各省人口规模标准化后的钱庄和典当行数量 （每10万人中钱庄和典当行数量）作为金融发展的另一个工具变量，钱庄和典当行数量越多说明当地的金融发展水平越高②。钱庄和典当行数据来源于 《第一次农商统计表》，人口数据来源于中国社会科学院世界宗教研究所 （1987）［22］。

20世纪初，各省份基督教每1万人口中受餐信徒平均数和民国元年每10万人中钱庄和典当行数量均是历史上的数据，与当前经济增长水平之间的数量关系甚小，选择这两个指标作为我国金融发展水平的工具变量具有合理性和可行性。不随时间变化的工具变量是没有意义的，为了使工具变量具有动态特征，本文借鉴以往文献做法［24］，将20世纪初各省份基督教每1万人口中受餐信徒平均数和每10万人中钱庄和典当行数量与2003～2018年人民币兑换美元的中间汇率相乘。

基础设施与经济增长之间也可能存在内生性问题。具体来说，经济发展程度较高的地区，基础设施也会相对较为完善，经济增长对基础设施产生了反向作用。为了解决这一内生性问题，本文参照张睿等 （2018）［25］的研究， 选择该省年极端最低气温 （摄氏度）和该省在该年内发生的山体滑坡次数作为基础设施的工具变量。

3 实证结果与分析

3.1 回归结果分析

表1中回归 （1）、 （3）、 （5） 为不加入交互项时的估计结果， 回归 （2）、 （4）、 （6） 为加入金融发展与基础设施交互项的估计结果。从 （1）、（3）结果来看，解释变量金融发展和基础设施对省际经济增长的影响显著为正，这说明金融发展和完善的基础设施在促进区域经济增长方面产生了积极的作用。回归 （5）使用了金融发展和基础设施的工具变量并采用两阶段最小二乘法 （2SLS）对模型进行了回归，解释变量金融发展和基础设施的估计系数与固定效应回归和随机效应回归结果基本一致，控制变量的方向与固定效应回归和随机效应回归相差不大。与固定效应和随机效应回归结果相比，2SLS回归中基础设施和金融发展的估计系数变大了，这说明在未考虑内生性的情况下，基础设施和金融发展对经济增长的作用被低估了。基础设施和金融发展的交互项在固定效应回归、随机效应回归和工具变量回归中方向一致，均为负，但是都不显著，这说明基础设施和金融发展达到一定水平后，进一步提升基础设施和金融发展对经济增长的作用不明显，甚至可能会产生负向影响。

表1 回归结果 （被解释变量：RGDP）

3.2 稳健性检验结果分析

3.2.1 更换被解释变量的稳健性检验

为了验证前面模型回归结果的稳健性和敏感性，本文选取人均实际工业增加值作为经济增长的替代指标，对样本重新进行2SLS回归。结果见表2中的 （一）。从表2（一）可以看出，解释变量基础设施、金融发展以及它们的交互项的结果与表1一致，其他控制变量的回归结果也与表1基本一致，本文的回归结果在总体上是稳健的。

3.2.2 剔除异常值的稳健性检验

无论是金融发展和基础设施，在样本内都会存在异常数据情况。为了剔除异常数据的影响，本文参考武志 （2010）［26］的研究， 综合考虑了金融发展和基础设施的平均值及其各自的10%分位数和90%分位数值，剔除平均值小于10%分位数和大于90%分位数的样本数据 （此处剔除了北京、上海、浙江、内蒙古、宁夏和青海），对样本重新进行2SLS估计，结果见表2中的 （二）。表2（二）的回归结果表明，两个模型中解释变量基础设施依然在1%的统计水平上显著，但金融发展水平变得不显著，金融发展与基础设施的交互项虽然依然不显著，但符号由原来的负号变成了正号。金融发展水平在剔除异常值后变得不显著，本文猜想可能是因为剔除了10%分位数以下的结果，因为金融发展水平较低的地区，进一步提高金融发展水平才会产生更高的影响，而剔除了金融发展水平极低地区数据，可能就会导致金融发展水平不显著。为了验证此猜想，本文考虑了只剔除90%分位数以上的样本数据，对样本重新进行2SLS估计，结果见表2的 （三）。从表2（三）可以看出，基础设施和金融发展的结果均在1%的显著性水平下显著，并且金融发展和基础设施的交互项在5%的显著性水平下显著为正，这在一定程度上验证了上面的猜想，但证据还不够充分，故本文对金融发展剔除了50%分位数以上的样本数据重新进行2SLS估计，结果见表3。表3结果表明基础设施和金融发展水平以及基础设施和金融发展交互项系数前面的符号均为正，且至少在10%显著性水平下显著。这说明在金融发展水平较低的地区，促进金融发展会对经济增长产生正向的影响，且结果是稳健的。从交互项的结果和显著性来看，在金融发展和基础设施处于较低水平时，进一步提升基础设施和金融发展对经济增长具有正向的作用。从剔除异常值的稳健性回归结果来看，解释变量基础设施的回归结果以及其他控制变量的回归结果与表1基本一致，金融发展与交互项的结果与表1存在一点偏差，但在上面已经进行了说明，所以本文的回归结果在总体上是稳健的。

表2 稳健性回归结果

表3 剔除50%分位数以上的样本数据结果

4 结论和政策建议

本文通过比较固定效应回归、随机效应回归和工具变量回归的结果，并且采用替换被解释变量和剔除样本异常值的方法进行稳健性分析。得出研究结论：金融发展和基础设施是推动地区经济增长的重要引擎。在未考虑内生性的情况下，金融发展和基础设施对经济增长的促进作用可能被低估。

根据以上结论，提出以下建议：

（1）完善基础设施建设。完善基础设施建设要从质量和数量上提升基础设施，还要处理好政府投资和市场融资之间的关系。基础设施的投资规模较大、收益较慢且管理困难，如果仅仅依靠中央政府或者地方政府的投资建设，恐怕难以得到好的投资效果，应利用市场机制来实现多主体的投融资方式。发展基础设施应建立政府投资引导、市场投资主导的运行模式。

（2）充分发挥金融发展作用。为了使金融发展发挥更大的作用，需要从金融发展规模、金融发展结构和金融发展效率等多方面考虑，以促进更快更稳定的经济增长。要统筹金融市场的协调发展。单纯以银行为主导的间接金融体系会产生资源配置不合理的情况，必须要统筹金融发展规模、金融发展结构和金融发展效率的协调发展，才能够达到金融市场良性互动的最佳效果；还要优化金融结构，提高金融发展效率。优化金融结构，必须要深化金融体制改革，提高资源的配置效率，要大力提升直接金融的比例，不断优化间接金融的融资结构。

注释：

①本文依据中华人民共和国成立后的行政区划，对报告中部分省份的统计数据进行调整。其中将南京划入江苏、将西康划入四川，并将宁夏从甘肃、黑龙江从吉林、重庆从四川、上海从江苏省、天津从直隶 （现在的河北省）分离，以期对数据做出更加准确的估计。与此同时，将西宁道作为青海省的替代指标，京兆作为北京的替代指标。以上数据来源于中国社会科学院世界宗教研究所 （1987）（下册），内蒙古和新疆的数据来源于中国社会科学院世界宗教研究所 （1987）（中册）。

②本文依据中华人民共和国成立后的行政区划，对报告中部分省份的统计数据进行调整。其中将上海从江苏省、重庆从四川省、宁夏从甘肃省、天津从直隶 （现在的河北省）分离，与此同时，将京师作为北京的替代指标、归化县作为内蒙古的替代指标、西宁作为青海的替代指标，以期对我国各省区的数据做出更加准确的估计。