繁荣的诅咒：对金融部门扩张与实体经济发展关系的再认识——基于中国制造业数据的一个分析框架

杨宇焰，张柏杨

(中国人民银行 成都分行，成都 610041)

一、引言

近年来，“金融诅咒”成为热议的话题。英国学者Nicholas Shaxson研究发现，如同资源依赖型国家受“资源诅咒”而经济增长停滞现象一样，金融过度发达的国家也会面临“金融诅咒”，损害经济增长。简言之，金融越发达，实业越凋敝。实质上，金融与经济的关系一直都备受关注。20世纪90年代以来,围绕金融发展的经济增长效应所展开的理论和实证研究，结论比较一致地支持金融发展的积极作用。例如，King 和 Levine(1993)[1]，Levine(1997)[2]，Rajan 和 Zingales(1998)[3]，Levine 等(2000)[4]，Beck 和 Levine(2004)[5]，Beck 等(2005)[6]的研究均证明了度量金融发展的相关指标与经济增长之间存在长期的正相关关系。金融承担着集中储蓄、风险筛选、信息提供、便利交易等基本职能，从长期看，金融发展最终会通过影响资本形成过程和技术进步，对经济增长产生显著的推动作用(Levine，1997)[2]。Levine 等(2000)[4]的进一步研究中，他们利用法律起源、滞后期变量等多种指标作为工具变量以克服金融与经济增长之间的双向因果关系，为金融发展对经济增长的促进作用提供了稳健的经验证据。Rajan 和 Zingales(1998)[3]的经典研究发现，金融发展不仅显著降低了企业外部融资的成本，还可以引导资金流向融资依赖度更高的行业，进而促进经济增长。Beck 和Levine(2004)[5]与Beck等(2005)[6]进一步研究发现，金融发展促进经济增长主要是通过作用于全要素生产率的提高这一机制实现的。不难发现，这些研究均倾向于得出以金融发展促进经济增长的政策结论，即“金融越发展，经济越增长”。基于金融发展的积极作用，如何促进金融发展便自然而然成为政策制定者关注的焦点。然而，2008年爆发的全球金融危机使得学者和政策制定者对金融与经济增长之间的关系进行了反思。金融发展虽然可以促进经济增长，但若放任金融部门不受限制地扩张，会产生怎么样的后果？换言之，当金融发展到一定程度之后，是否反而会阻碍经济增长呢？

部分研究对该问题进行了回答。国际清算银行的相关研究认为金融发展到一定的水平之后，就会阻碍经济增长(Cecchetti and Kharroubi，2012)[7]，即金融发展与经济增长之间存在非线性、倒U型的关系。当私人部门信贷占GDP的比重超过90%时，金融对经济增长的负面作用就会体现出来，而造成这种现象的原因就在于，金融部门的扩张对实体经济造成了挤出效应。Arcand 等(2012)[8]认为,当私人部门信贷占GDP的比重为100%时，金融对经济增长的不利影响就开始显现，但这种关系只存在于高收入水平的国家。实际上，在金融危机之前，部分文献已经对金融与经济增长之间的非线性关系进行了研究，并证明了金融发展到一定水平之后，确实会降低经济增长的速度。另外，金融与经济增长之间的关系还可能因为收入水平的变化而不同。例如，Rioja 和 Valev(2004)[9]的研究发现，在低收入水平的国家，金融对经济增长的影响并不显著，中等收入国家的金融发展可以显著促进经济增长，而高收入国家二者之间的相关性相对更弱。金融发展在不同国家影响经济增长的机制是不一样的，在高收入国家，金融发展影响经济增长的主要渠道是劳动生产率，在低收入和中等收入国家，金融发展影响经济的主要渠道是资本积累。不同于Rioja 和 Valev的研究，Huang 和 Lin(2009)[10]的研究却得出了完全相反的结论，他们发现金融发展对经济增长的促进作用在低收入国家表现得更加明显。由此可见，对于金融与经济增长之间的关系，目前还存在争论，尚未形成统一结论。

尽管理论仍存在争议，但现实经济中金融部门作为一个产业，始终都充满“生机”，产出规模扩张(1)本文研究的金融部门扩张，主要是指产出规模相对于实体经济的扩张。具体而言，本文主要从增加值角度刻画金融部门扩张，这不仅可以较好地反映出金融业在经济中的相对规模，还可以在一定程度上反映出金融业在利润分配中的份额。的趋势似乎很难被遏制。例如，20世纪80年代的日本、21世纪初的美国和英国，金融部门产出规模都曾经历过高速扩张。从历史经验看，金融部门产出规模高速扩张的国家，经济增长或多或少都会受到威胁，甚至爆发经济危机。如日本、美国、英国等国家金融业增加值占GDP比值的高点，均出现在金融危机爆发前夕。1990年地产泡沫破灭前，日本金融业增加值占GDP比重为6.9%，占服务业比重超过12.0%，而泡沫破灭之后的1990—2016年间，金融业增加值占比平均值仅为5.2%；金融危机爆发前的2007年，美国金融业增加值占GDP和服务业比重分别为7.6%和9.0%的高点，其中，金融业增加值比重为历史最高点；2009年英国金融业占GDP比重达到历史高点9.1%之后，经济也陷入了长期的衰退之中。

中国的金融部门在过去10年间也经历了快速扩张，金融业增加值占GDP比重从2005年的4%增长至2015年的8.4%，并超过美、日、英等发达国家(2)根据OECD网站数据库数据计算，2015年，美、日、英三国金融业增加值占GDP比重分别为7.2%、4.4%和6.4%。当然，有观点认为中国和美国的金融业统计口径不一致，二者可能不具有可比性，但这并不影响本文的主要研究结论。。在很多年份，中国金融业增加值增长速度都远高于GDP和工业增加值的增长速度。具体到各地区，2016年中国有28个省份金融业增加值占GDP比重超过5%，在很多地区金融已经成为名副其实的支柱产业。那么，随着中国金融部门扩张，“金融诅咒”是否存在，实体经济是否被挤出？挤出效应的形成机制是什么？这些都是本文想要研究的问题。另外，就中国经济的现实情况而言，一个不可忽略的重要特征是，随着经济决策力和资源配置力增强，地方各级政府会在不同程度上对金融进行干预，以达到促进经济增长的目的。如果挤出效应存在，地方政府干预金融的行为是否会进一步放大金融部门扩张的挤出效应？这些问题的回答，对当前中国正在进行的金融改革，以及监管制度的完善，都具有重要的参考价值。

相对于既有文献，本文可能的边际贡献在于：

第一，把金融部门作为一个产业，从金融体系相关属性中分离出来，基于产出规模的角度研究金融部门扩张对实体经济的挤出效应。金融产业是经济的重要组成部分，已有研究多是综合利用信贷占GDP比重、M2占GDP比重等指标，从金融发展水平的角度研究金融与经济之间的关系(王伟等，2018)[11]，但鲜有文献从产出的角度进行考察。虽然大量文献证明了金融发展与经济增长之间存在长期相关关系，但目前还没有确凿证据表明金融部门产出规模与金融发展水平之间存在必然联系，金融部门产出规模大可能并不代表金融发展水平高。例如，中国的金融增加值占GDP比重可能高于很多发达国家，但事实上中国却是一个金融欠发达国家。不同于已有文献，本文在控制了金融发展水平的影响后，主要研究金融部门产出规模扩张对实体经济的影响。金融危机之后，从产值、就业规模等角度分析金融部门扩张对经济增长的影响越来越受到重视(Loayza et al., 2017)[12]，例如，Philippon(2010)[13]，Philippon等(2009)[14]，Cecchetti 和 Kharroubi(2015)[15]分别使用金融业增加值比重、金融业就业比重等指标考察金融部门规模扩张对经济增长的影响，但基于中国的研究仍比较缺乏。因此，我们的研究可以为金融与经济增长的关系提供新证据。

第二，深入探索了“金融诅咒”的形成机制。随着中国金融业增加值的快速增长，金融部门规模扩张可能不利于经济增长的观点(3)详见2018年11月中国金融四十人论坛专题研究及相关讨论“中国金融业高增长：审视与反思”。逐渐成为主流，但已有文献大多是基于国际比较对该问题进行分析，如汪红驹等(2018)[16]，而简单的比较分析可能还不足以说明二者之间的因果关系，有必要进行更为严谨细致的实证研究。我们的研究不只是停留在金融部门扩张与经济增长的关系方面，而是基于新古典经济学的增长理论，从要素积累和技术进步的角度深入探索金融部门扩张对经济增长的影响机制，以及地方政府干预金融对二者之间关系可能产生的扭曲效应，进而有助于全面理解“金融诅咒”这一现象。

第三，为金融与经济增长问题研究提供了一个统一、严谨的实证分析框架。国内关于金融与经济增长关系的文献已经比较丰富，但这些研究都是基于国家或省际层面的分析，行业层面的微观证据略显不足。梳理文献不难发现，从行业层面考察金融与经济增长的关系，已经越来越受到重视，如Rajan 和 Zingales(1998)[3]，Cecchetti 和 Kharroubi(2012)[7]，吕朝凤(2017)[17]等。因此，我们借鉴Rajan 和 Zingales(1998)[3]的经典研究，在一个统一的实证分析框架下，从行业层面进行分析。另外，本文在实证分析所使用的数据包含时间、行业和区域三个维度，控制多种固定效应，既可以直接考察金融部门扩张对实体经济的影响，也可以间接对金融部门扩张的挤出效应进行分析。这不仅可以进一步拓展金融与经济增长关系的微观基础，也可以为以后的研究提供一定的参照。

二、制度背景与理论分析

(一)金融部门扩张与经济增长：挤出效应及形成机制

在标准的新古典经济学框架中，经济增长的源泉主要有两个方面，一是包括劳动力和资本在内的生产要素积累，二是全要素生产率的增长，即通常认为的技术进步。传统金融发展理论认为，金融承担着动员和集中储蓄、配置资源、监督投资行为、降低交易成本等基本功能，最终可以通过促进资本积累和技术进步两种途径(Levine，1997)[2]，对经济增长产生推动作用。

金融部门产值规模越大，意味着虚拟经济越发达，资金在金融业中循环、流转的链条也更长。在资金循环过程中，每一个金融部门都会形成利润，从实体经济的角度看，金融业的利润本质上是实体经济的融资成本，也是实体经济资本收入的一部分。于是，虚拟经济越繁荣，实体经济的融资成本也就越高，金融部门对实体经济部门的利润盘剥就越严重(李成等，2015)[18]。具体看，金融部门规模扩大造成的对实体经济利润挤出和融资成本增加，也是通过生产要素积累和技术创新两种渠道对实体经济产生影响。

资本要素方面，金融部门扩张会压制真实投资，不利于资本形成与积累。理论上看，金融部门规模扩张表现为对实体经济利润挤出和融资成本增加，一方面，随着金融业利润增加和实体经济利润减少，资本的逐利性使实体企业热衷于将资金投向回报更高的虚拟经济之中，甚至可能把外部融资获得的资金转变为其他金融资产(Stockhammer et al.，2010)[19]。此时，资金并未离开金融体系，而是在金融业内部循环，即所谓的经济金融化趋势或经济“脱实向虚”(黄贤环等，2018)[20]。随着企业配置更多的金融资产，又会反过来推动虚拟经济膨胀，加剧经济金融化趋势，而经济金融化趋势必然对企业主业投资造成挤出。另一方面，随着实体企业融资成本增加，企业为控制成本也可能会减少外部融资，进而造成投资减少。

劳动力要素方面，金融部门扩张不利于实体经济劳动力要素积累。金融业是经济的重要组成部分，金融部门和经济中其他部门之间本身也存在着竞争关系，尤其是对生产要素的竞争(Cecchetti and Kharroubi，2012)[7]。作为最重要的生产要素之一，劳动力通常会流向利润相对更高的部门。金融部门扩张反映出金融业在整个经济中利润分配的提高，于是，金融部门对劳动力吸引力增加，劳动力流动呈现出“脱实向虚”的趋势。实体经济部门为吸纳劳动力，不得不提高报酬，这又反过来推高经营成本，挤占实体经济的利润。

技术进步方面，金融部门规模扩张可能阻碍技术进步。一是创新离不开资金支持，但金融部门扩张造成的融资成本增加，可能导致企业减少在技术创新方面的资金投入。二是作为促进创新最重要的要素之一，随着金融部门扩张，金融业对人才的吸引力更强，于是实体经济人才流失并向金融部门集中(Cecchetti and Kharroubi，2015)[15]。在人才不足的情况下，企业的创新也必然受到影响。

(二)地方政府干预金融的动机及后果：基于制度背景的分析

20世纪80年代以来，中国地方政府官员的激励方式发生了极大的转变，官员升迁的考核标准由政治表现为主转变为以经济绩效为主。为追求晋升最大化，地方政府官员围绕GDP开展“政治锦标赛”竞争(周黎安，2004)[21]，尽可能地促进本地区的经济增长。因此，出于经济利益最大化的考虑，地方政府会将主要精力放在最能促进经济增长的行业，金融部门便天然成为关注的重点。

地方政府关注金融业至少有三个方面的原因：首先，金融本身属于见效快的行业。不同于制造业等其他行业，金融业不需要较长的固定资产投资周期和配套的基础设施建设，就可以很快见到产值和收益。其次，金融业可以贡献稳定且规模可观的税收，这对地方财政具有重要的支持作用。最后，投资是短期内促进经济增长最有效的手段，但投资活动本身需要大量资金支持。在财政资金有限的情况下，加强对金融业的支持和控制就成为地方政府缓解财政收支压力、促进投资的一种重要手段。在此背景下，地方政府围绕金融资源开展激烈的竞争。一是通过各种手段促进当地金融业的发展(4)很多地区都明确提出金融发展的目标，例如，四川提出2020年末金融增加值占GDP的比重达到10%，天津金融业“十二五”规划提出金融业增加值占规划地区生产总值的11.2%等。，如积极建立地方性金融机构(5)1995年35个大中城市分期分批组建地方性城市合作银行，1996年、1997年又分别增加60个地级城市和58个地级城市。，进而导致相邻地区间金融机构设立方面呈现出明显的攀比效应(郭峰，2016)[22]。二是凭借行政权力和政治影响来干预区域内金融机构资金的运用，如要求金融机构对特定行业、产业或企业给予直接或间接资金支持，以达到促进经济增长的目的(张璟等，2008)[23]。

地方政府干预金融的直接结果主要体现在金融部门规模和金融市场配置资源的效率两个方面。一方面，地方政府的扶持推动了地方性金融机构规模快速扩张。例如，2003年城市商业银行资产总规模为1.46万亿元，2012年资产总规模增加值12.35万亿元，2016年末为28.24万亿元，13年间增长了近20倍。另一方面，虽然理论上地方性金融机构的崛起可以为金融市场提供竞争和活力，但实践中金融中介的效率却不一定得到有效提升。究其原因，在地方政府干预下，大量的资金被分配到基础设施建设等公益或准公益项目之中，地方融资平台便是一个缩影，金融市场资源配置的效率反而可能下降(姚耀军等，2013)[24]。因此，地方政府干预金融必然会通过影响金融部门规模以及与要素积累和技术创新相关的渠道，最终对实体经济产生影响。

综上所述，金融部门扩张从理论上会通过抑制生产要素积累和阻碍创新对实体经济产生挤出效应，地方政府对金融的干预又可能使这种挤出效应更加严重。因此，在实证分析中，我们将进一步检验以上结论的正确性。

三、研究设计、数据来源与变量说明

我们基于Rajan 和 Zingales(1998)[3]的分析框架建立实证模型来检验以下三个问题：(1)从金融部门扩张的角度考察，实体经济是否被挤出？(2)金融部门扩张挤出实体经济的机制是什么？具体而言，是生产要素积累还是技术进步？(3)地方政府干预金融进一步扭曲了金融部门扩张的挤出效应吗？Rajan 和 Zingales(1998)[3]的经典研究框架已广泛应用于金融发展与产业增长的研究，Levchenko等(2008)[25]，Beck(2008)[26]，Cecchetti 和Kharroubi(2015)[15]以及李延凯等(2013)[27]、吕朝凤(2017)[17]均采用了类似的研究思路。

(一)挤出效应的识别方程

对于问题(1)，我们建立如下计量方程：

Outputict=a+bfinct+θXict+Δ+εict

(1)

Outputict=a+bfinct×Charict+θXict+Δ+εict

(2)

其中，i，c，t分别表示行业、省份和年份。Output为行业产出的增长率，fin表示金融业增加值占GDP比重的增长率，X为一系列的控制变量，Δ表示相应的固定效应，ε是误差项。方程(1)的主要优点在于可以直接估计金融部门扩张对行业产出的影响。除金融增加值占比外，其他变量均包含行业、省份和年份三个维度的信息，故方程(1)可以控制多种固定效应Δ，例如，行业×省份、行业×年份等，从而最大程度地控制不随时间变化的不可观测因素对模型估计的影响。系数b表示金融部门扩张对行业产出增长的影响，如果金融扩张挤出了实体经济，那么系数b的值应该显著为负。但是，由于金融业占GDP比重为省份×年份的二维变量，故我们在分析中不能直接控制省份×年份的效应，进而那些包含省份特征且随着时间变化的信息可能被遗漏，并对分析结果产生影响。因此，我们在回归时，采用省份×年份的聚类标准差来缓解因遗漏变量而可能造成的影响。

由于方程(1)不能控制省份×年份固定效应，因此，我们借鉴Rajan 和 Zingales(1998)[3]的方法，进一步采用方程(2)进行分析。方程(2)中，Char为行业的特征变量。通过选择合适的行业特征变量构建交互项，使交互项finct×Charict成为包含行业、省份和年份信息的三维变量，进而我们可以在方程(1)的基础上进一步控制省份×年份固定效应，提高研究结论的稳健性，但相对于方程(1)，其缺点是只能间接估计金融部门扩张对实体经济的影响。由于金融业增加值实质上为实体经济的成本，故金融业增加值占比的提高意味着实体经济融资成本增加。从逻辑上推断，融资成本增加对经营成本高、负债多的企业影响更明显，原因在于，一方面，为控制成本企业可能减少外部融资，这不仅可能导致投资减少，还可能造成资金链紧张，产生经营风险，另一方面，如果企业仍维持原本的债务水平，企业债务成本可能被进一步推高。因此，我们选取成本率(主营业务成本/主营业务收入)和杠杆率(负债/资产)两个指标作为行业特征变量来构建交互项，进一步控制省份×年份固定效应，间接检验金融部门扩张对实体经济的挤出效应，以增强研究结论的可靠性。若方程(2)中系数b的值显著为负，则不仅说明挤出效应的存在，还说明成本和负债水平不同的行业，其受到的挤出效应会随着区域内金融部门扩张的变化而不同。

对于问题(2)，我们在方程(1)和方程(2)的基础上，建立如下识别方程:

fix_capict=a+bfinct+θXict+Δ+εict

(3)

fix_capict=a+bfinct×Charict+θXict+Δ+εict

(4)

employict=a+bfinct+θXict+Δ+εict

(5)

employict=a+bfinct×Charict+θXict+Δ+εict

(6)

TFPict=a+bfinct+θXict+Δ+εict

(7)

TFPict=a+bfinct×Charict+θXict+Δ+εict

(8)

其中，fix_cap，employ，TFP分别为固定资产增长率、从业人员增长率和全要素生产率增长率。如果金融部门扩张不利于要素积累和技术创新，那么回归方程中的系数b应显著为负。

对于问题(3)，我们仍然沿用方程(2)的思路，使用金融部门扩张与地方政府干预金融的代理变量的交互项来识别地方政府干预金融对挤出效应的影响。具体为：

Outputict=a+bfinct×local_finct+θXict+Δ+εict

(9)

其中，local_fin表示地方政府对金融的干预程度。若系数b显著为负，则说明地方政府对金融的干预越强，金融部门扩张对实体经济的挤出效应越大。

代理变量方面，伴随着中央银行机构改革、国有银行垂直化管理、商业银行市场化改革等一系列金融体制改革和市场化进程，地方政府对金融的干预能力受到了一定的限制，但在晋升激励下地方政府干预金融的动机并没有改变(谭劲松等，2012)[28]。在难以直接干预的情况下，地方政府逐渐转变为间接方式干预金融。在此背景下，城市商业银行作为金融改革的产物应运而生，其成立与发展都与地方政府密不可分。作为干预金融的重要途径，地方政府既有动力动员各种资源支持当地城市商业银行的发展，也有更多手段影响城市商业银行的贷款决策和经营行为。可以说，城市商业银行受到的地方政府干预要远高于其他商业银行(白俊等，2015；纪志宏等，2014)[29～30]。因此，我们选取城市商业银行资产占该省份金融机构全部资产的比重作为地方政府干预金融的代理变量。

(二)数据说明

本文数据来源于《中国工业经济统计年鉴》和WIND数据库，时间跨度为2007—2016年。首先，与Rajan 和 Zingales(1998)等已有研究一致，同时，由于自2011年开始工业统计口径(6)2011年开始，工业统计口径由营业收入500万元以上调整为2000万元以上。发生变化，我们把研究时间跨度划分为2008—2010年、2011—2013年、2014—2016年三个时期，故计量方程中的时间t代表不同时期。其次，由于《中国工业经济统计年鉴》不同年份统计的工业行业并不一致，我们最终选择20个制造业行业(7)这20个制造业行业分别为：农副食品制造业，食品制造业，饮料制造业，烟草制造业，纺织业，纺织服装、鞋、帽制造业，石油加工、焦炼及核燃料加工业，化学原料制造业，医药制造业，化学纤维制造业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼及压延加工业，有色金属冶炼及压延加工业，金属制品业，通用设备制造业，专用设备制造业，交通运输设备制造业，电气机械及器材制造业，通信设备、计算机及其他电子设备制造业，仪器仪表及文化、办公用机械制造业。作为研究对象。2013年以后工业行业分类发生调整，为保持对应关系，我们合并纺织服装业和鞋、帽、皮革制造业两个行业的数据，对应调整前的纺织服装、鞋、帽制造业；合并汽车制造业、铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业，对应调整前的交通运输设备制造业。另外，由于西藏数据缺失较为严重，我们选取除西藏以外的30个省、自治区和直辖市进行研究(不包括港澳台地区)。由于极个别省份并非包含这全部20个制造业的数据，故最终得到1777个观察值。最后，为剔除异常值可能对研究结论的影响，我们对数据在1%和99%分位进行缩尾处理。

(三)主要变量说明

被解释变量。行业产出(output)、固定资产增长率(fix_cap)、年均从业人员增长率(employ)和TFP(TFP_LP和TFP_OLS)。由于2008年以后《中国工业经济统计年鉴》不再统计分行业的工业增加值数据，因此，我们选取工业销售产值数据作为替代。同时，我们使用分行业的工业品出厂价格指数，以2002年为基期对工业销售产值平减。计算出每一年的产出增长率后，再分别计算出2008—2010年、2011—2013年、2014—2016年期间的平均产出增长率。固定资产增长率为各时期内固定资产余额年增长率的均值，并使用2002年为基期的固定资产投资价格指数进行平减。对于TFP的估计，我们借鉴鲁晓东等(2012)[31]的研究，分别使用OLS方法(TFP_OLS)和LP方法(TFP_LP)测算各行业各年的TFP，产出指标为销售产值，投入指标为固定资产余额和行业从业人数。

核心解释变量。金融增加值比重的增长率(fin)，即2008—2010年、2011—2013年、2014—2016年各时期内金融增加值占GDP比重增长率的平均值。

行业特征变量。成本率(cost)和资产负债率(lev)，计算公式分别为“主营业务成本/主营业务收入”和“负债/资产”。

地方政府干预金融(local_fin)。各时期内城市商业银行资产占该省份金融机构全部资产的比重。

控制变量。为保证分析结果的稳健性，我们选取以下控制变量：一是行业特征控制变量，包括期初行业人均产值(ini_y_rj)、期初行业产出在全部行业中的比值(ini_y_ratio)以及行业国有资本比重的期初值(ini_sta_ratio)(8)选取这些变量的期初值，是为了避免与被解释变量之间可能的因果关系。。人均产值为该行业销售产值与就业人数的比值，并取对数。产出比值为该行业销售产值与全部行业销售产值的比值。国有资本比重为国有资本和集体资本在实收资本中所占的比重。二是控制金融发展水平对产出的影响。参考Rajan 和 Zingales(1998)[3]与Levchenko 等(2008)[25]的做法，我们使用信贷余额占GDP比重(loan_gdp)与行业外部融资依赖程度(ext)的交互项(简称R-Z项)来控制金融发展水平对行业产出的影响。一般来讲，金融越发展，对外部融资依赖越强的行业产出增加的越快。外部融资依赖度反映各行业固有的外部融资需求，这里使用行业资本密集度衡量。若行业资本密集度越大，则行业对外部融资的需求也越大。具体而言，我们采用时期内行业人均固定资产余额的平均值对数作为资本密集度的代理变量。相关变量仍然以2002年为基期进行平减。

主要变量及描述性统计如表1所示。

表1 主要变量及描述性统计

四、实证结果与分析

(一)挤出效应存在吗？

通过回归方程(1)，我们估计了金融部门扩张对实体经济的挤出效应。表2中被解释变量为各时期制造业各行业销售产值的平均增速，核心解释变量为各时期各省份金融业增加值占GDP比重的平均增长速度。由于核心解释变量fin为省份×时间面板数据，故第(1)～(4)列采用省份×时间聚类标准差。第(1)列我们分别固定了省份、行业和时间，第(2)列我们使用省份和行业×时间固定效应，第(3)列控制了时间效应和省份×行业，第(4)列固定效应相对更严格，包括省份×行业与行业×时间两种效应。表2第(5)～(6)列为方程(2)的回归结果，我们分别采用金融增加值占比增速与行业成本率和资产负债率的交互项来进行考察。另外，和已有文献(Levchenko et al.，2008)[25]一样，我们控制了行业×时间和省份×时间两种效应。

从回归结果看，金融增加值占比增长越快，制造业产出增速反而越低，金融部门扩张对实体经济的挤出效应确实存在。我们控制不同的固定效应后，挤出效应仍然显著存在。R-Z项的系数显著为正，这与Rajan 和 Zingales(1998)[3]等研究结论相一致，即金融发展会引导资金流向外部融资依赖度更高的行业，最终促进实体经济的发展。但是，当时间趋势被控制之后，R-Z项影响便随着省份×行业效应的控制而变得不显著。从行业看，成本高、债务水平越高的行业，金融部门扩张的挤出效应就越明显，这也与我们的理论分析相一致，说明金融部门扩张对这些行业的影响更大。

其他控制变量方面，期初人均产出和期初产出比值的系数显著为负，这表明中国各制造业存在明显的产业趋同效应，人均产出高、规模大的行业增长的相对更慢。期初国有资本比重的系数为负，说明国有经济控制越严重的行业增长的更慢，但这种影响不显著。

表2 金融部门扩张对实体经济的挤出效应检验

我们进一步分地区对金融部门扩张对实体经济的挤出效应进行检验(见表3)。考虑到金融与经济的关系可能随经济发展水平变化而出现差异，我们把30个省份分为经济发达地区和欠发达地区(9)2007—2016年期间，如果某地区人均GDP均值高于全国人均GDP均值，则该地区为经济发达地区，反之，则为经济欠发达地区。分别进行考察。结果表明：对于经济发达地区，金融部门扩张对实体经济具有显著的挤出效应，R-Z项的影响反而不稳定；对于经济欠发达地区，虽然回归系数为负，但挤出效应并不总是显著，相反，R-Z项的系数显著为正。由此可见，经济越发达，金融部门扩张对实体经济的挤出效应就越明显；经济发展水平越低，金融发展对经济的促进作用就越大。其他控制变量方面，期初国有资本比重的系数大多数情况下仍不显著，但对于经济欠发达地区而言，产业趋同效应更加显著。

表3 分地区金融部门扩张对实体经济的挤出效应检验

(二)为什么金融部门扩张会挤出实体经济？

在标准的新古典经济学框架下，经济增长的源泉来自生产要素积累和技术创新两个方面。因此，我们在此基础上，进一步考察为什么金融部门扩张会挤出实体经济，是因为生产要素积累受到影响，还是阻碍了技术创新？表4报告了方程(3)～(6)的估计结果。从固定资产的增长看(见表4第(1)～(3)列)，虽然金融部门扩张对固定资产增速的影响为负，但并不显著，即使高成本、高负债行业，固定资产的增长速度也没有随着金融增加值占比增速的提高而显著下降，即金融部门扩张并不必然影响实体经济的资本要素积累。由此可见，随着金融部门扩张，企业并不必然减少投资，可能的原因包括企业投资并非理性，或企业预期经济形势较好，又或者企业借新还旧维持债务链等。相反，金融发展可以通过引导资金进入融资需求较高的行业，显著地促进资本要素积累。从劳动力要素积累看(见表4第(4)～(6)列)，金融部门扩张对制造业从业人员增长具有显著的负面效应，成本高、负债高的行业受到的影响尤其明显。这可以在一定程度上证明，金融部门扩张使金融业对劳动力更具有吸引力，进而导致就业的“脱实向虚”。相反，不同于资本要素，金融发展对制造业劳动力增长并没有明显影响。

表4 金融部门扩张对要素积累的影响

技术进步方面，我们使用TFP作为技术进步的代理变量，为保证估计结果的可靠性，我们分别使用OLS方法和LP方法测算各行业TFP。表5报告了方程(7)和方程(8)的估计结果。估计结果表明，金融部门扩张对实体经济技术进步具有显著的负面作用，即金融增加值占GDP的比重增加的越快，制造业TFP就会下降的越快，成本高、负债高的行业受到的影响也更加明显，这与我们理论分析的结论相一致。另外，金融发展对制造业TFP没有显著影响。综上所述，金融部门扩张对实体经济的挤出效应，主要是通过影响劳动力要素的增长和技术进步这两种途径来实现的。

表5 金融部门扩张对技术进步的影响

(三)地方政府干预金融扭曲了挤出效应吗？

表6报告了方程(9)的估计结果。控制不同的固定效应之后，解释变量fin×local_fin的系数始终显著为负，这表明地方政府干预金融的程度越强，金融部门扩张对实体经济的挤出效应越严重，利润率低、负债高的行业受到的挤出也更加明显，这说明地方政府对金融的干预确实进一步放大了金融部门扩张的挤出效应。例如，同时控制省份×行业和行业×时间两种效应后，金融部门扩张对产出的边际挤出效应为∂output/∂fin=-3.281×local_fin，即地方政府对金融的干预程度每增加1个百分点，金融部门扩张对制造业产出增速的负面效应就会提高3.281个百分点。其他控制变量方面，产业趋同效应仍然显著存在，金融发展对制造业的促进作用也仍是显著且稳定的。

表6 地方政府干预对挤出效应的影响

表6(续)

(四)稳健性检验

为确保研究结论的可靠性，我们从三个方面进行稳健性检验。

第一，金融与经济关系的相关研究中，内生性是不可回避的问题。金融部门的扩张，可能是因为实体经济发展本身较差，进而金融部门只能通过资金的内部循环创造利润。换言之，我们的回归方程中，被解释变量与解释变量之间存在互为因果的关系，进而影响研究结论。对此，我们使用两阶段最小二乘估计(2SLS)对这一问题进行处理。由于难以找到更好的工具变量，我们使用金融增加值占比增速的期初值作为工具变量。逻辑上讲，金融增加值占比增速的期初值在期初时已经确定，不会反过来受到该时期内制造业产出增速的影响。表7报告了2SLS回归结果，DWH检验(10)考虑到异方差性，我们使用杜宾-吴-豪斯曼检验。表明金融增加值占比增速与制造业产出增速之间的内生性问题已经得到了较好的解决。从估计结果看，金融增加值占比增速的回归系数仍然为负，各控制变量的回归系数的符号和显著性也没有明显的变化，这可以在一定程度上说明我们的研究结论是稳健可靠的。

表7 金融部门扩张挤出效应的2SLS回归

第二，金融增加值是从产值的角度衡量金融业扩张，Cecchetti 和 Kharroubi(2012)[7]认为还可以从生产要素投入的角度度量金融部门扩张的程度。因此，参考他们的研究，我们使用金融从业人员增长率作为金融部门扩张的代理变量。表8报告了金融从业人员增长对制造业产出增速的影响，从回归系数看，除显著性存在些许差异外，各解释变量的估计系数符号方向与前文的估计结果完全一致，这也可以在一定程度上证明研究结论的可靠性。

表8 金融从业人员增长对制造业产出的影响

表8(续)

第三，从金融结构的角度度量金融发展水平。在以上的分析中，我们使用贷款余额占GDP比重作为金融发展水平的代理变量，但金融增加值占比与贷款余额之间可能存在一定的相关性，进而造成共线性并影响研究结论。李成等(2015)[18]认为金融发展的内涵包括两个方面，一是数量规模扩大，二是金融结构变化。因此，我们使用金融结构指标代替贷款余额比值，度量金融发展水平。具体而言，参考李成等(2015)[18]的研究，我们使用“(金融机构资产总规模-贷款余额)/金融机构资产总规模”作为金融结构(str_fin)的衡量指标。该指标的值越大，则金融结构水平越高。表9报告了估计结果。各回归系数的符号方向和显著性均没有发生明显变化，这进一步说明本文研究结论是可靠稳健的。另外，金融结构的变化对制造业产出增长也具有显著的促进作用，尤其是外部融资依赖较高的行业促进作用更加明显。

表9 稳健性检验(金融结构指标)

表9(续)

五、结论与建议

本文基于新古典经济学增长理论，以中国制造业产业层面的数据为例，在一个统一的框架下分析了金融部门产出规模扩张对实体经济的挤出效应及形成机制。我们发现：(1)虽然金融发展水平的提高有利于实体经济，但金融部门产出规模扩张对实体经济存在显著的挤出效应，尤其是经营成本高、负债率高的行业。另外，经济越发达，金融部门扩张对实体经济的挤出效应就越明显；经济发展水平越低，金融发展对经济的促进作用就越大。(2)金融部门产出规模扩张造成的挤出效应，主要是通过影响劳动力要素积累和技术进步两个方面实现的。随着产出规模扩张，金融部门对实体经济就业造成挤出，进而导致劳动力的“脱实向虚”。同时，金融部门扩张还显著阻碍了制造业全要素生产率的提高。(3)地方政府干预金融进一步放大了金融部门扩张的挤出效应，地方政府干预金融的程度越强，挤出效应就越明显。

我们的研究结论具有较强的政策意义：(1)金融部门作为一个产业，其既可以通过发展水平提高和结构优化等方式更好地服务于实体经济发展，同时，又与实体经济存在竞争关系，产出规模扩张过快反而会挤出实体经济。由于挤出效应的存在，金融监管部门在对金融业进行管理时，金融部门的规模、利润也应该纳入监管的范畴，以减少金融部门扩张对实体经济的挤出。同时，由于金融发展对实体经济具有显著的促进作用，我们的研究也为当前中国正在进行的金融业供给侧结构性改革提供了一个启示，改革的目标应该着眼于提高金融发展水平和深化金融结构，而绝不应该片面地追求金融业规模和利润的增长。(2)政府过度强调金融业发展并不合适。当前，中国各级地方政府都热衷于发展金融业，从各类发展规划到打造金融中心城市等，金融业似乎已经成为经济发展的重点，但这反而可能不利于实体经济长远、持续发展。(3)地方政府不应对金融过多干预。地方政府干预金融会进一步扩大金融部门扩张造成的挤出效应，这不仅不利于实体经济的发展，地方政府干预金融的目标也不一定可以真正得以实现，政府的干预行为很可能是缺乏效率的。