政府调控、市场化水平与金融发展

【摘要】采用我国1997 ～ 2021年的省际平衡面板数据， 基于双固定效应模型、 调节效应模型和面板门槛模型检验政府调控、 市场化水平与金融发展之间的关系。双固定效应模型分析表明： 政府财政政策调控与市场化水平共同促进了区域信贷市场的发展， 但是政府货币政策调控手段抑制了信贷市场的发展； 政府货币政策调控手段与有效的市场机制共同促进了股票市场的发展； 政府财政政策调控手段促进了保险市场的发展， 但是政府货币政策调控不利于保险市场的发展。调节效应模型分析表明： 在政府财政政策调控促进信贷市场发展的过程中， 市场化水平表现出增强型调节效应， 但是在政府货币和财政政策促进股票市场发展的过程中， 市场化水平没有表现出调节效应。进一步分析表明： 在不同的市场发展水平下， 政府财政政策对于信贷市场发展呈现非线性效应， 政府货币政策对于股票市场发展也呈现非线性效应。

【关键词】政府调控；市场化水平；金融发展；门槛模型

【中图分类号】F832" " " 【文献标识码】A" " " 【文章编号】1004-0994（2024）12-0118-7

自1949年新中国成立以来， 我国不仅实现了经济的跨越式增长， 金融发展程度也极大提高。从我国的金融发展历程来看， 我国金融业的发展经历了社会主义金融体系的探索时期（1949 ～ 1978年）、 中国特色社会主义金融体系的建设时期（1979 ～ 2017年）及2018年以后的现代金融体系的构建期（王国刚，2019）， 金融体系也在逐步完善； 从我国的金融发展程度来看， 金融业增加值也在逐渐赶超。我国学术界有关金融发展的研究文献众多， 一般是将金融发展作为驱动因素研究其对于经济发展的作用（谈儒勇，1999；周立和王子明，2002）， 而对于我国金融发展自身问题的关注并不多（樊羚和韩廷春，2021）。本文试图以金融发展作为研究对象， 分析政府调控与市场化水平对金融发展的影响， 以对现有文献进行有益补充。

一、 文献综述与问题提出

金融发展到底指什么？Levine（2004）认为， 金融体系具有引导资本配置投资、 改善并监督公司治理、 分散投资风险、 动员储蓄与便利化商品服务等五方面的作用， 其中任何一方面的提升都意味着金融发展， 这是比较权威的说法。基于实证的便利性， 学者们采用了不同的方法对金融发展指标进行衡量。Goldsmith（1996）提出运用国民资产与国民财富的比例的金融相关率方法进行衡量， 其实质是金融资产与实物资产的比例， 衡量的是金融体系相对于经济体系的规模。King等（1993）提出了四个衡量金融发展的指标， 分别是： 金融体系流动负债与GDP的比值， 实质是货币化率； 存款货币银行的资产与中央银行和存款货币银行资产之比， 实质是金融部门的风险处理能力； 非金融企业部门贷款与国内总贷款之比； 非金融企业部门贷款与GDP之比。后两者实质是信贷发展能力。王志强等（2003）将金融发展指标划分为： 金融发展的规模扩张， 采用金融资产总量与GDP的比值衡量； 金融发展的结构指标， 采用证券余额占金融资产的比例衡量； 金融发展的效率指标， 采用储蓄与存款之比衡量。黄智淋等（2013）采用金融机构贷款余额与GDP的比值进行衡量。陶春生（2015）采用规模类结构指标和金融活动类结构指标加总生成综合性指标进行衡量。学者们的研究众多， 由于选取的指标不同， 得出的结论也不尽一致。

上述金融发展衡量指标的讨论为理解金融发展的内涵提供了基础， 但基于中国特色政治经济制度、 人口、 区域发展不平衡等国情， 我国的金融发展问题是复杂而特殊的（王恒，2010）。此外多种因素相互交织也加剧了这种复杂性。McKinnon（1993）提出在中国财政赤字、 金融快速增长与低利率现象并存， 即中国在财政持续恶化的情况下也很好地抑制了通货膨胀， 学术界称为“麦金农之谜”。 Allen等（2005）认为， 中国的金融体系并不发达， 但中国是增长最快的经济体之一， 从主流的金融发展文献来看， 中国的金融发展可能是世界经济发展中的一个另类。虽然后续Allen的观点有所改变， 但其始终认为中国的正规金融系统仍然是银行占据主要地位， 股市等其他金融中介的作用微乎其微。相关学者对我国金融发展情况进行了解读。皮天雷等（2011）从制度变迁视角分析了我国金融发展模式的内涵： 第一， 政府自上而下的强制主导作用； 第二， 循序渐进的经济和政策措施； 第三， 政府主导市场化进程的模式。丁骋骋等（2020）认为我国金融发展的经验在于在合适的时间和地点做了合适的事情， 具体表现为： 在新中国成立初期实行动员式金融， 旨在建立工业化体系； 改革开放以来实行配置型金融， 旨在为民营企业提供资金支持， 激发社会活力； 近年来实行服务型金融， 旨在适应经济增长模式的转变。而其中起主要作用的便是政府， 引导我国金融发展走出了一条中国道路。

也有学者提出， 政府对于金融发展的干预起到的金融抑制作用更大， 不利于金融发展。McKinnon（1973）、 Shaw（1973）在研究发展中国家的金融发展时， 提出“金融抑制论”， 虽然两者的研究方法与路径不同， 但是结论建议与政策框架却很接近。他们认为， 发展中国家存在着货币化程度低、 金融机构单一、 金融市场不发达等现象， 这些现象的出现是由于政府对于金融的过度干预抑制了金融体系发展， 进而影响到经济发展。Andrei等（1994）认为， 政客对于银行资金的配置更多的是出于政治目的而不是出于利于经济健康发展的目的。陈斌开等（2012）认为， 金融抑制导致了金融市场的机会不平等， 穷人会面对更高的贷款利率与更低的存款利率， 这会加大贫富差距。邹伟等（2018）认为， 地方政府的干预在金融发展程度不一致的地区存在异质性， 在金融发展水平高的地区， 政府干预金融会对经济增长产生抑制作用， 从而政府干预应尊重市场规律， 避免指令性行政干预等强制措施， 积极引导金融行业健康稳定发展。

那么市场是否会起到促进金融发展的作用呢？关于市场在我国经济发展中的作用， 学术界一直争议不断。亚当·斯密将市场比作看不见的手， 强调市场对于资源配置的作用。秉承这一理念的学者们认为， 市场是最有效率的， 市场调节具有自发性和灵活性。但是在现代经济发展形势下， 学者们也强调只有将看不见的手和看得见的手有效配合， 才能发展好经济。郭娜（2013）采用微观调查数据， 对比分析政府和市场行为对于中小企业融资难问题的缓解效应， 结果发现市场通过完善信用评级机制和推动担保机构发展较之政府手段能更有效地缓解中小企业融资问题。但是也有学者提出市场化会引起过度金融化的担忧， 自由竞争加剧以及资本的逐利性都是市场的重要属性， 而市场指引作用下的过度金融化不仅会抑制实体经济的发展， 还会形成对投资研发的挤出效应， 从而得出过度金融化不利于经济发展的结论（Law和Singh，2014）。

协调好金融发展过程中政府与市场的关系始终是一项核心难题， 在金融初起到逐步形成的阶段， 政府的行政干预作用无疑是重要的（Jin等，2006）， 促进了金融体系的逐步完善， 但是“大政府小市场”发展模式也会给金融发展带来金融抑制和资本配置扭曲等问题（卢现祥，2020）。在此背景下， 深入分析政府调控、 市场化水平对于我国金融发展的作用机理， 探索政府与市场在金融发展过程中的互动关系， 可以为金融发展提供理论依据， 同时也对上述问题给出答案。

二、 研究设计

（一） 模型构建

基于前文的理论分析， 下面采用1997 ～ 2021年我国省际平衡面板数据， 分析政府调控、 市场化水平对于我国金融发展的作用机理。基准模型构建如下：

FDit=β0+β1Govit+β2Marit+βkXit+μi+εit （1）

FDit=γ0+γ1Govit+γ2Marit+γ3Govit×Marit+γkXit+μi+εit （2）

其中， 下标i代表省份、 t代表年份， FD代表金融发展， Gov代表政府调控， Mar代表市场化水平。X表示一系列控制变量， 包括地区经济发展水平（Eco）、 人力资本水平（Hum）、 科技创新水平（Tec）、 固定资本投入（K）、 产业升级水平（Ind）、 城镇化水平（City）和对外开放水平（Open）。μi为不同地区的个体效应， εit为随机扰动项。为了缓解模型的内生性， 采用金融发展水平的滞后一期（FDi，t-1）为工具变量。分别通过观察回归系数β1， β2， γ1，

γ2， γ3的估计值与显著性来检验政府调控、 市场化水平对于金融发展的影响， 以及市场化水平在政府调控促进金融发展中的调节效应。

（二） 指标设定与数据来源

1. 被解释变量： 金融发展（FD）。衡量金融发展的方法众多， 为了全面衡量金融发展的不同维度， 本文借鉴刘贯春等（2016）、 杨力等（2022）的方法将我国的金融发展从银行系统、 资本市场和保险市场的角度进行分类， 将金融发展细分为信贷市场发展水平（FD1）、 股票市场发展水平（FD2）和保险市场发展水平（FD3）， 其中信贷市场发展水平采用各地金融机构贷款余额占GDP的比重进行衡量， 股票市场发展水平采用各地股票市场市价总值占GDP的比重进行衡量， 保险市场发展水平采用各地保费收入总额占GDP的比重进行衡量。

2.核心解释变量： 政府调控（Gov）和市场化水平（Mar）。对于政府调控， 多数学者从政府干预的角度进行测度。邹新月等（2020）借鉴财政分权指标的测度方法， 使用各区域人均财政支出占中央人均财政支出的比重来衡量政府调控水平。本文借鉴梁任敏等（2020）的方法， 从财政和货币政策调整两方面来衡量各地政府调控水平， 具体为： 政府财政政策调控（Gov1）采用各地政府支出占GDP的比重进行衡量， 该值越大， 说明地方财政支出水平越高， 表明地方政府对于地区宏观政策干预程度也越高； 政府货币政策调控（Gov2）采用各地GDP占全国GDP的比重与当年M2（货币和准货币供应量）的乘积表示， 该值越大， 就说明地方货币供应量越大， 表明地方政府对于地区经济政策干预程度也越高， 为了与其他数据具有可比性， 对该变量进行对数化处理。对于市场化水平的衡量， 学者们通常参考樊纲等（2011）的方法， 该指标体系较为全面地反映了我国各地区的市场化水平， 但是该指标只有1997 ～ 2019年的结果， 本文借鉴韦倩等（2014）的方法， 补充2020 ～ 2021年的市场化水平指数， 具体做法为： 基于我国市场化水平的发展现状与事实， 发现市场化水平与我国非公企业产值比重之间存在显著的正相关关系， 因此以樊纲等（2011）测度出的各省区1997 ～ 2019年的市场化水平为被解释变量， 以各省的非公企业产值比重为解释变量， 得到一个简单的线性回归模型。得到回归模型的拟合系数后， 再将2020 ～ 2021年各省的非公企业产值代入拟合后的简单线性回归模型， 便得到2020 ～ 2021年我国各省的市场化水平， 最后将原有的数据与自行测算的数据相结合， 作为本文的核心解释变量市场化水平。

3. 控制变量。为了避免回归模型由于遗失变量带来的内生性问题， 本文参考众多学者的研究成果， 选取了如下控制变量： ①地区经济发展水平（Eco）， 采用各地人均GDP的增长率进行衡量。②人力资本水平（Hum）， 参考陈钊等（2004）的做法， 选取各地人均受教育年限进行衡量。③科技创新水平（Tec）， 采用各地技术市场成交额占GDP的比例进行衡量。④固定资本投入（K）， 采用各地的固定资本投资额占GDP的比例进行衡量。⑤产业升级水平（Ind）， 采用各地第三产业产值占GDP的比例进行衡量。⑥城镇化水平（City）， 采用各地城镇人口占总人口的比重进行衡量。⑦对外开放水平（Open）， 采用各地进出口总额之和占GDP的比例进行衡量。

考虑研究的必要性和数据的可得性， 本文的数据样本选自我国31个省、 市和自治区， 样本的时间区间选定为1997 ～ 2021年。上述各个变量来源于中国国家统计局官网、 各地的统计局官网以及统计公报， 金融相关的数据来源于WIND数据库。各变量的描述性统计结果如表1所示。

此外， 本文还利用Stata软件对主要变量进行了相关性分析（限于篇幅，结果略）。结果表明， 信贷市场发展水平与政府财政政策调控、 货币政策调控以及市场化水平的相关系数分别为0.358、 0.148和0.256， 且均通过了1%的显著性检验， 股票市场发展水平与政府财政政策调控、 货币政策调控以及市场化水平的相关系数分别为0.0631、 0.0840和0.1588， 且均通过了10%的显著性检验， 初步可以判断政府财政政策调控、 货币政策调控与市场化水平均有助于信贷市场和股票市场发展。保险市场发展水平与政府货币政策调控以及市场化水平的相关系数分别为0.4269和0.5841， 且均通过了1%的显著性检验， 初步可以判断政府货币政策调控与市场化水平均有助于保险市场发展， 但是保险市场发展水平与政府财政政策调控的相关系数并没有通过显著性检验。同时， 本文还对所有变量进行了共线性检测， VIF值最大的变量为人力资本水平， 为5.32， 远远小于10， 可以判断本文所选取的变量不存在多重共线性， 为下一步的实证打下了基础。

三、 实证结果分析

（一） 基准回归结果

首先对基准模型（1）进行回归， 分析不同形式的政府调控与市场化水平对各类金融发展的影响， 表2列示了估计结果。第（1）、 （2）列采用混合OLS估计不同的政府调控对于信贷市场发展水平的影响效应， 可以看出在第（1）列中政府财政政策调控与市场化水平的回归系数为正， 且通过了1%的显著性检验， 初步判断政府财政政策调控、 市场化水平与信贷市场发展水平存在正相关关系。但是第（2）列中政府货币政策调控的回归系数为正但没有通过显著性检验， 不能判断货币政策调整与信贷市场发展水平之间的关系。由于本文的数据样本存在时间小但是个体大的特点， 而且使用Hausman检验的统计量均拒绝了随机效应的原假设， 因此表2中第（3） ～ （8）列采用个体与时间双固定效应模型对模型（1）进行估计。从表2的第（3）列可以看出， 政府财政政策调控与市场化水平的回归系数均为正且通过了1%的显著性检验， 进一步验证了财政政策调控与市场化水平对于信贷市场发展水平的促进效应， 这表明， 有效的政府财政政策调控与市场化水平共同促进了区域信贷市场的发展， 可以作为信贷市场发展的内在动力。但是从表2的第（4）列可以看出， 政府货币政策调控的回归系数为负且通过了10%的显著性检验， 这表明货币政策调控手段抑制了信贷市场发展， 可能的原因在于信贷市场并非完全有效， 这就导致预期的货币调控政策没有传导至信贷市场， 抑制了信贷市场的持续发展（李成， 2018）。

从表2中第（5）列可以看出， 政府财政政策调控的回归系数为负但是没有通过显著性检验， 第（6）列中政府货币政策调控的回归系数为正且通过了1%的显著性检验， 而市场化水平的系数均为正且分别通过了10%和5%的显著性检验， 说明货币政策调控手段与有效的市场机制共同提高了股票市场的发展水平。这是由于当采取紧缩的货币政策时， 人们会抛售股票拉低股票市场的整体价格， 而当采用扩张的货币政策时， 企业就会加大对于金融市场的投资， 抬升股票市场的价格， 验证了理论上货币政策的松紧与股价的高低呈正相关关系的结论（尹继志，2013）。市场化水平对于股票市场的促进效应始终为正， 说明市场化水平对于金融市场的发展至关重要， 宽松的市场环境可以为金融市场的发展提供信息， 降低信息的不对称程度， 为金融市场的参与双方提供信心， 助力金融市场的持续发展。

从表2中第（7）列可以看出， 政府财政政策调控的回归系数为正且通过10%的显著性检验， 在第（8）列中政府货币政策调控的回归系数为负且通过了1%的显著性检验， 说明政府财政政策调控手段提高了保险市场的发展水平， 但是政府货币政策调控不利于保险市场的发展， 原因可能在于货币政策调控与保险市场发展水平呈正相关关系， 但是也要根据实际的经济发展情况来定， 由于货币政策调整会对消费者的消费需求产生收入效应和替代效应， 可能是我国的货币政策调整产生的替代效应大于保费收入效应， 导致人们的可支配收入降低， 使得人们降低了对于保险产品的购买需求， 从而不利于保险市场的发展。而市场化水平系数为正但是没有通过显著性检验， 原因可能在于我国各地区层面的异质性， 即各地的市场化水平虽然有所提高， 但不是所有地区的保险市场都会对此有所反应。此外， 控制变量的估计结果也基本与预期一致， 地区经济发展水平与人力资本水平均有利于金融发展。

（二） 稳健性检验

1. 缩短样本年限。将样本年限缩短为1997 ～ 2019年， 重新对模型（2）进行估计， 结果如表3所示。可以看出， 政府财政政策调控、 货币政策调控与市场化水平的回归系数和显著性水平同表2中的结果相比， 只有第（4）列中市场化水平的回归系数符号改变但未通过显著性检验， 其余变量的回归系数虽然数值上有所变化， 但是符号及是否通过显著性检验没有发生变化， 基本可以说明本文结论具有稳健性。

2. 更换估计方法。基于本文数据样本时间小但是个体大的特点， 估计过程可能会产生异方差问题， 因此借鉴余东华等（2017）的方法， 使用“xtscc， fe”命令对模型（1）再次进行估计， 以降低异方差和截面相关对估计过程的影响效应， 回归结果如表4所示。可以看出， 政府财政政策调控、 货币政策调控与市场化水平的回归系数和显著性水平同表2中的结果相比， 第（1）、 （2）列中市场化水平的回归系数符号改变但未通过显著性检验， 第（5）列中市场化水平的回归系数通过了显著性检验， 其余变量的回归系数虽然数值上有所变化， 但是符号及是否通过显著性检验没有发生变化， 基本可以说明本文结论具有稳健性。

（三） 内生性处理

本部分将对政府调控、 市场化水平与区域金融发展之间可能存在的内生性问题进行处理。借鉴李瑶等（2022）的研究， 对核心解释变量进行滞后一期处理， 再代入模型（1）进行估计， 从而缓解模型的内生性， 结果列示于表5。可以看出， 政府财政政策调控、 货币政策调控与市场化水平滞后一期的回归系数和显著性水平同表2中的结果相比， 第（2）列中政府货币政策调控的回归系数通过了显著性检验， 第（4）列中市场化水平的回归系数符号改变但未通过显著性检验， 其余变量的回归系数虽然数值上有所变化， 但是符号及是否通过显著性检验没有发生变化， 所得结论与前文基本一致。

（四） 市场化水平的调节效应

表2的基准回归结果显示， 政府财政政策调控与市场化水平共同促进信贷市场发展， 同时政府货币政策调控与市场化水平共同促进股票市场发展， 因此本文在模型（1）的基础上扩展模型（2）， 进一步考察市场化水平在政府调控促进金融发展中的调节效应， 模型（2）扩展后具体如下：

FD1it=γ0+γ1Gov1it+γ2Marit+γ3Gov1it×Marit+

γkXit+μi+εit （3）

FD2it=γ0+γ1Gov2it+γ2Marit+γ3Gov2it×Marit+

γkXit+μi+εit （4）

我国东部地区经济发展水平处于领先地位， 市场化水平也高， 考虑到我国各地的政府调控与市场化水平存在差异， 导致二者对金融发展产生的影响效应不同， 因此本部分将全国分为东、 中与西部地区， 实证分析市场化水平调节效应的不同表现。综上， 对于模型（3）和（4）的全国样本与分地区样本的回归结果如表6所示。从全国样本的结论来看， 模型（3）的交叉项系数为正， 说明政府财政政策调控在促进信贷市场发展的过程中， 市场化水平表现出增强型调节效应， 即市场强化了政府对于信贷市场发展的促进效应。在市场化水平较高的区域， 信息的不对称性得到抑制， 资产要素的流动与当地的市场潜力和机会匹配， 市场预期良好， 为信贷市场的发展提供了良好的机会。同时， 较高的市场化水平也能为政府调控提供有效性和精准性。模型（4）的交叉项系数为正但没有通过显著性检验， 说明政府货币政策调控在促进股票市场发展的过程中， 市场化水平没有表现出调节效应， 这可能是由于我国股票市场的发展受到较多的政府管制， 与美国的股票市场监管有所不同， 我国的股票市场监管采用的是集中监管体制， 监管部门缺乏应有的独立性， 其权限往往会受到更高一级的政府干预， 而且我国的股票监管目的在于维护社会稳定， 也就导致市场化水平对于政府货币政策的变动不敏感。从分样本回归结果来看， 东部地区样本的回归结果与全国样本一致， 而中部地区的交叉项系数回归结果没有通过显著性检验， 西部地区的政府财政政策调控与市场化水平的交叉项系数为正且通过了1%的显著性检验， 但市场化水平没有通过显著性检验， 说明西部地区市场化水平的调节效应不存在。这表明中部与西部地区政府调控与市场化水平对金融发展没有形成良性的协同效应， 市场化水平在政府调控促进信贷市场和股票市场发展的过程中没有起到调节作用， 这可能是由于中西部地区的金融发展水平较落后， 政府调控对于中西部地区的影响效应显著， 由此产生的经济增长效应与市场机制下的资金配置之间关联性不显著， 进而抑制了市场机制的调节效应。因此下一步改革的重点在于对中西部地区要注重市场机制与政府调控的协同效应， 为地区金融发展提供政策上的支持、 市场上的灵活性， 从而激发政府调控与市场机制的协同效应， 为实现金融高质量发展助力。

（五） 进一步分析： 市场化水平的门槛效应

通过上文的调节效应分析， 可以看出市场化水平在政府调控促进信贷市场发展过程中起到增强型调节效应， 分地区来看， 此种效应并不一致， 因此猜测产生此种现象的原因可能在于不同的市场化水平下， 政府调控对于金融发展的影响可能是非线性的， 故本部分借助面板门槛模型对这一猜想进行检验。具体模型如下：

FD1it=λ0+λ1Gov1it×I（Mar≤r）+λ2Gov1it×I（Margt;r）+

λkXit+μi+εit （5）

FD2it=λ0+λ1Gov2it×I（Mar≤r）+λ2Gov2it×I（Margt;r）+

λkXit+μi+εit （6）

模型（5）、 （6）为将市场化水平设置为门槛值， 验证政府调控对于金融发展的异质性影响， 其中模型（5）验证政府财政政策对于信贷市场发展的非线性效应， 模型（6）验证政府货币政策对于股票市场发展的非线性效应， I（）为指示函数， 满足括号中的条件则取1， 否则取0， r为待求的门槛值。模型（5）、 （6）均为单门槛模型， 多门槛模型的设定类似， 此处不再赘述。

对于门槛模型， 首先使用Bootstrap法来计算门槛数及显著程度， 检验结果如表7所示。可以看出无论是模型（5）还是模型（6）， 市场化水平的单门槛效应分别通过了1%和10%的显著性检验， 而双门槛效应没有通过显著性检验， 市场化水平的单门槛值分别为1.839和2.725。回归结果如表8所示， 从模型（5）的回归结果可以看出， 当市场化水平指数小于1.839时， 政府财政政策调控的回归系数为0.480， 且通过了1%的显著性检验， 当市场化水平指数大于等于1.839时， 政府财政政策调控的回归系数为1.379， 且通过了1%的显著性检验。可以看出， 当市场化水平越过门槛值的时候， 政府财政政策调控对于信贷市场发展的促进效应明显变大， 可能是因为市场化水平是一个逐步变化的过程， 只有在市场化达到一定水平之后， 市场机制对于政府财政政策调控的协同作用才会逐步增大， 累积的促进效应才会愈发明显。从模型（6）的回归结果来看， 当市场化水平指数小于2.725时， 政府货币政策调控的回归系数为0.156， 但是没有通过显著性检验， 当市场化水平指数大于等于2.725时， 政府货币政策调控的回归系数为0.180， 且通过了10%的显著性检验。可以看出， 当市场化水平越过门槛值的时候， 政府货币政策调控对于股票市场的正向促进效应变得显著， 这说明政府货币政策调控对于股票市场促进效应的发挥需要较高的市场化水平作为基础， 借助较高的市场化水平才能消除妨碍市场要素流动的障碍， 实现产品与资本的自由流动， 加速激发政府调控对于股票市场的促进效应。

四、 研究结论与对策建议

（一） 研究结论

本文基于我国31个省份1997 ～ 2021年的平衡面板数据， 运用双固定效应模型、 调节效应模型与面板门槛模型等多种计量分析方法实证检验了政府调控与市场化水平对信贷市场发展、 股票市场发展与保险市场发展的影响效应， 得到如下研究结论： 第一， 政府财政政策调控与市场化水平共同促进了区域信贷市场的发展， 可以作为信贷市场发展的内在动力， 政府货币政策调控手段抑制了信贷市场发展。政府货币政策调控手段与有效的市场机制共同促进了股票市场的发展。政府财政政策调控手段促进了保险市场的发展， 但是政府货币政策调控不利于保险市场的发展。第二， 政府财政政策调控在促进信贷市场发展的过程中， 市场化水平表现出增强型调节效应， 但是在政府货币政策促进股票市场发展的过程中， 市场化水平没有表现出调节效应。而且此种效应在我国东部、 西部与中部地区并不一致。第三， 在不同的市场化水平下， 政府财政政策对于信贷市场发展呈现非线性影响， 具体表现为当市场化水平越过门槛值时， 政府财政政策调控对于信贷市场发展的促进效应明显变大。政府货币政策对于股票市场发展也呈现非线性影响， 具体表现为当市场化水平越过门槛值时， 政府货币政策调控对于股票市场的正向促进效应变得显著。

（二） 对策建议

政府和市场的关系一直是经济学中的重要议题， 也是实现我国经济和金融发展必须要处理好的核心问题。本文结论对推动我国金融发展具有如下启示： 第一， 政府调控对于金融发展的影响不可忽视。实证结果表明， 政府调控对于我国金融发展呈现异质性， 对于这种异质性影响应该辩证看待， 一方面政府调控对于金融发展是有促进效应， 可为我国的金融发展助力， 另一方面政府调控对于金融发展的抑制作用也能抑制金融风险的产生。各地的政府调控目的不是一味地促使金融发展水平提升， 也要考虑区域的产业结构、 金融基础设施等情况， 平稳有序地引导区域金融健康发展。此外， 政府调控也要与市场机制配合， 起到补充和支持作用， 在不断激发市场活力的同时， 运用好政府调控手段弥补市场机制的不足。第二， 有效市场是促进经济和金融良性运行的重要基础， 上述实证结果表明， 市场化水平对于信贷市场发展、 股票市场发展与保险市场发展均起到促进效应， 那么各地在制定经济政策时， 要避免出现行政效率低下等政府失灵现象， 明确政府干预的边界， 在做好市场经济运行事前预判的同时， 也要做好市场风险出现后的事后补救， 积极推进政府治理能力的现代化。第三，" 实证结果表明， 合适的市场化水平可以为政府调控促进金融发展提供调节作用， 即二者的结合是金融与经济高质量发展的源动力。有效的市场机制与政府调控是金融与经济高质量发展的源动力， 也是我国长期发展实践总结出来的重要经济成果， 为正确处理政府和市场的相容问题提供了答案。在我国的经济体制中， 政府是市场的基础， 市场为政府提供助力， 二者共同推进经济高质量发展。在新的发展格局下， 要加快构建有为政府， 快速实现有效市场， 建设“有为政府+有效市场”的均衡政治经济体制， 为实现经济高质量发展创造完善的制度环境。

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