金融发展是否促进了经济增长——基于2003-2014年省级面板数据的再检测-田菁.pdf

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1、第6期(总第403期)2017年6月财经问题研究Research on Financial and Economic Issues摇 摇 摇Number 6(General Serial No郾 403)June,2017金金融发展是否促进了经济增长? 基于2003 2014年省级面板数据的再检测田摇菁(天津商业大学经济学院,天津摇 300134)摘摇要:本文利用2003 2014年省级面板数据,从银行部门和股票市场两个方面定义金融发展,运用系统GMM估计,实证检验了金融发展对经济增长的影响路径以及这一影响的区域差异效应。研究表明,银行发展主要通过推动资本积累来促进经济增长,而股票市场发展的作

2、用在于提高了全要素生产率。金融发展对经济增长的影响途径和机制与地区经济、金融发展水平相关。本文的贡献在于为金融与经济之间非单调的联结关系提供了新的证据,这意味着金融发展是有规模限制的,超过之后反而对经济增长不利。关键词:金融发展;经济增长;银行部门;股票市场;系统GMM估计中图分类号: F832郾 1摇 摇 摇文献标识码: A摇 摇 摇文章编号: 1000鄄176X(2017)06鄄0043鄄07摇 摇一、问题的提出金融体制改革的目的在于提高金融服务实体经济的效率和支持经济转型的能力。作为经济体系的重要组成部分,金融体系的制度、规范和行为与实体经济相互交织、相互影响。金融发展是否促进了经济增长

3、?只有充分认识二者之间的联结关系,才能厘清金融体制改革的重点和方向。本文基于2003 2014年中国省级面板数据重新诠释这一问题,实证检验了金融发展对经济增长的影响路径及其区域差异效应。自Schumpeter开始,大量的代表性研究,如Greenwood和Jovanovic1、 Bencivenga和Smith2、 Greenwood和Smith3将金融发展视作经济增长的要素,因为功能良好的金融中介和金融市场能够减少信息成本和交易成本,有效地配置资源,通过推动资本积累和提高全要素生产率来促进长期经济增长,资本积累和全要素生产率亦被称作增长的源泉,但是这个观点受到Lucas4与Pagano5的挑战

4、,他们认为,金融发展对于经济增长的影响被高估了。新近的文献,如Gregorio和Guidotti6、 Rioja和Valev7、Arcand等8、 Law和Singh9,解释经济增长是个非线性、多阶段的过程,金融发展与经济增长之间的关系随经济、金融发展程度的不同而改变,这些研究可以看做是对上述两种观点的折中。另外,正如Levine和Zervos10、 Beck和Levine11所关注的,争论同时也存在于银行和股票市场对经济增长的作用上,是互补、替代,亦或谁更重要?国内的研究中,在金融发展与经济增长之间摇 摇收稿日期: 2017鄄03鄄19基金项目:天津市科技发展战略研究计划项目“天津市科技金融

5、结合模式与政策研究冶 (15ZLZLZF00120)作者简介:田摇菁(1973-),女,天津人,副教授,博士,主要从事金融理论与政策研究。 E鄄mail: 13302180180163郾 com万方数据的关系方面,杨龙和胡晓珍12基于1995 2008年省级面板数据的协整检验发现,整体上金融发展对经济增长有正的影响。李强和徐康宁13基于2000 2010年省级数据的动态面板估计发现,金融发展对经济增长有正向促进作用,但对于实体经济有抑制作用,金融发展服务于实体经济的职能没有得到体现。杨友才14基于1987 2009年省级数据的门槛面板模型,实证研究发现金融发展对于经济增长的促进作用不仅存在门槛

6、效应,即金融发展水平超过门槛值时才会对经济增长有正的作用,且存在边际效应递减的趋势。张亦春和王国强15基于1992 2012年省级面板数据的双门槛模型,实证研究表明金融发展水平过高或过低都会抑制经济增长,金融发展应与经济增长相适应。此外,上述研究都发现了金融发展与经济增长之间关系的区域差异效应,一致的结论是,金融发展对经济增长的正效应依东、中、西部递减。在金融发展作用于经济增长的内在机制与传导路径上,赵勇和雷达16基于1985 2006年省级面板数据考察了金融发展对经济增长、资本积累与全要素生产率的影响,发现金融发展对于资本积累和全要素生产率都起到了重要的推动作用。黎欢和龚六堂17在理论上将金

7、融发展变量引入内生增长模型之中,推导出金融发展水平越高,企业越有动力投入研发,提高技术进步速度,从而促进经济增长。李健和卫平18以2000 2012年省级面板数据为样本,从金融规模和金融效率两个维度衡量金融发展,实证研究发现,无论是金融规模还是金融效率都显著提高了全要素生产率。相关研究尽管角度不同、方法各异、结论不一,但共同的问题在于,国内研究所关注的金融发展变量仅限于银行部门而忽略了股票市场,这可能会带来下述疑问:忽略股票市场的发展,金融发展与经济增长之间的关系是否稳健?作为一国金融体系重要的组成部分,银行部门与股票市场各自独立还是作为一个整体对经济增长产生影响并且影响如何?本文将拓展以上研

8、究成果,阐释在以金融深化为特征的经济体中,金融发展对经济增长的影响路径,以及这种影响是否与经济、金融发展水平相关。具体而言,本文在以下几点有别于既往文献: (1)从银行部门和股票市场两个方面定义金融发展,以获得更完整的经验设计并丰富了金融发展与经济增长之间的联结关系。 (2)依样本期间人均GDP将全国划分为经济发达地区和经济落后地区,引入地区虚拟变量,这种划分方法相比之前基于地理位置的划分方法能够更清晰地显示不同经济、金融发展阶段下金融发展对经济增长影响的差异。 (3)鉴于金融发展与经济增长之间关系的非单调性,本文以2003 2014年省级面板数据为观察对象以获得最新的研究动态。二、模型构建遵

9、循Beck和Levine11的经典研究框架,构建经济增长回归模型如下:yit-yit-1 = (琢-1) yit-1+茁忆Xit+浊i+着it (1)其中, yit为经济产出的对数形式, yit-yit-1即为产出的增长率; Xit为所有解释变量集合,包括金融发展变量和控制变量,考虑到解释变量与被解释变量之间的非线性关系,所有解释变量都取对数形式; 浊i为不可观测的个体异质效应,着it为随机误差; 琢-1与茁忆为系数。合并yit-1,整理可得:yit =琢yit-1+茁忆Xit+浊i+着it (2)做一阶差分以消除个体效应:yit-yit-1 =琢 (yit-1-yit-2) +茁忆 (Xit

10、-Xit-1) +(着it-着it-1) (3)由于增长率的滞后项(yit-1-yit-2)与误差项(着it-着it-1)相关,而且金融发展与经济增长之间的双重因果关系会产生联立性偏误,使得金融发展作为解释变量、经济增长作为被解释变量的计量模型估计存在内生性问题,需要寻找适当的工具变量才能得到一致估计。本文运用系统GMM估计式(1),作为金融发展对经济增长影响的整体估计。在此基础之上引入地区虚拟变量,具体做法是,依样本期间人均GDP将全国划分为两类地区:人均GDP高于全国平均人均GDP的地区为经济发达地区, HD=1 (HD为地区虚拟变量);人均GDP低于全国平均人均GDP的地区为经济落后地区

11、。淤扩展后44财经问题研究摇 摇 2017年第6期摇 摇总第403期淤经济发达地区包括:北京、天津、内蒙古、辽宁、吉林、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和陕西12个省市;经济落后地区包括:河北、山西、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、海南、四川、贵州、云南、西藏、甘肃、青海、宁夏和新疆18个省市自治区。万方数据的经济增长回归模型如下:yit-yit-1 = (琢-1) yit-1+茁忆1X1it+茁忆2HD伊X1it+浊i+着it (4)其中, X1it为金融发展变量。 琢 -1、 茁忆1和茁忆2为系数。加入地区虚拟变量与金融发展变量的交叉项后,经济发达地区金融发展影响经济增长的边

12、际效应为茁1忆+茁2忆,经济落后地区金融发展影响经济增长的边际效应为茁1忆。同样对式(4)进行系统GMM估计,以分析不同经济、金融发展阶段下金融发展对经济增长影响的差异。三、变量定义与数据处理(一)被解释变量:经济增长为了评估金融发展对经济增长的影响及影响的路径,本文的经济增长变量包括经济增长率、资本积累增长率和全要素生产率增长率。经济增长率,即真实人均GDP增长率,根据各省2003 2014年人均GDP指数测算。资本积累增长率,即人均资本存量的增长率。借鉴张军等19已经核算出来的2000年各省资本存量的数据,运用永续盘存法按照2003年不变价格计算各省2002 2014年资本存量:Kit =

13、Kit-1 (1-啄) +Iit (5)其中, Iit为当年固定资本形成总额, 啄为经济折旧率,取啄 = 9郾 6%。由各省资本存量除以各省常住人口即可换算为各省人均资本存量,最终求得各省2003 2014年人均资本存量增长率。全要素生产率增长率。全要素生产率的测算通常采用索洛余值法,在新古典人均生产函数y=Ak琢中, A为全要素生产率, k为人均资本存量, 琢为资本产出弹性,资本产出弹性可由收入份额法确定。淤取对数后,全要素生产率为:ln (A) = ln (y) -琢ln (k) (6)差分后,全要素生产率的增长率可以按下式估算:全要素生产率的增长率=人均GDP增长率-琢伊人均资本存量增长

14、率(7)(二)核心解释变量:金融发展本文选取的金融发展变量如下:贷款/ GDP,即各地区年末银行业金融机构各项贷款余额与GDP的比。本文以“各地区年末银行业金融机构各项贷款余额/ GDP冶作为一个宽的衡量指标。贷款/存款,即各地区年末银行业金融机构各项贷款余额与各项存款余额的比。换手率,即各地区一年内股票市场交易量与流通规模的比。通常认为,较低换手率的市场因为交易成本较高,会抑制投资者长期投资的热情;相反,较高换手率的市场相当于给予投资者一个退出期权,能刺激投资者进行长期投资,促进资源更有效的配置以及更快的经济增长。流通市值/ GDP,即各地区年末股票流通市值与GDP的比。本文仍然追随Levi

15、ne和Zervos10的做法,将股票市场发展规模指标纳入金融发展变量指标体系,以获得更全面的经验设计。(三)控制变量考虑到遗漏重要解释变量会造成估计结果有偏,基于文献的指引,添加如下控制变量:地方财政支出/ GDP、进出口总额/ GDP以及人均受教育年限。(四)数据来源上述变量中除了股票市场发展变量的数据来自于聚源锐思(RESSET)数据库,其余变量的数据均来自于中国经济社会发展统计数据库。为了获得金融发展与经济增长之间的长期关系,并兼顾样本数据的长短,本文按每两年划分为6个时段,每个变量取两年的均值以消除短期经济周期的影响。由此,本文获得了30个省份10个变量的面板数据。于(五)描述性统计表

16、1报告了样本各变量的描述性统计。表1样本各变量描述性统计(N=150)变摇量均摇值标准差最小值最大值人均GDP增长率0郾 115 0郾 023 0郾 043 0郾 210人均资本存量增长率0郾 160 0郾 048 0郾 039 0郾 336全要素生产率增长率0郾 029 0郾 019 -0郾 026 0郾 066贷款/ GDP 1郾 056 0郾 365 0郾 564 2郾 570贷款/存款0郾 710 0郾 125 0郾 237 1郾 032换手率4郾 754 2郾 128 0郾 648 12郾 321流通市值/ GDP 0郾 241 0郾 493 0郾 029 4郾 409地方财政支出/

17、 GDP 0郾 214 0郾 164 0郾 081 1郾 301进出口总额/ GDP 0郾 348 0郾 430 0郾 037 1郾 691人均受教育年限8郾 279 1郾 156 4郾 130 11郾 70054金融发展是否促进了经济增长? 基于2003 2014年省级面板数据的再检测淤于根据各地区生产总值收入法构成项目, 琢=1-劳动者报酬/地区生产总值。出于对数据连续性的考虑,将重庆并入四川。万方数据摇 摇四、计量结果与分析(一)金融发展对经济增长的影响:整体估计基于式(1),表2报告了金融发展与经济增长的整体GMM估计结果。为了检验模型的稳健性,第(1)、第(3)和第(5)列是未加入控

18、制变量的估计结果,第(2)、第(4)和第(6)列是加入控制变量的估计结果。 AR (2)的检验结果显示扰动项无明显自相关, Sargan过度识别检验无法拒绝“所有工具变量都有效冶的原假设,表明模型的设定是正确的。金融发展对经济增长的影响在加入控制变量前后没有显著差异,控制变量对经济增长的影响符合理论预期且部分显著,估计结果具有较好的一致性。表2金融发展与经济增长:整体估计结果变摇量人均GDP增长率人均资本存量增长率全要素生产率增长率(1) (2) (3) (4) (5) (6)贷款/ GDP -0郾 124* * *(0郾 036)-0郾 150* * *(0郾 048)-0郾 213* *

19、*(0郾 049)-0郾 118*(0郾 067)0郾 033(0郾 250)0郾 554(0郾 493)贷款/存款0郾 109*(0郾 056)0郾 194* * *(0郾 048)0郾 130* *(0郾 064)0郾 234*(0郾 128)0郾 120(0郾 493)-0郾 295(0郾 862)换手率0郾 004(0郾 009) 0郾 001(0郾 014) 0郾 008(0郾 016) 0郾 008(0郾 016) 0郾 230(0郾 180) 0郾 321(0郾 229)流通市值/ GDP 0郾 003(0郾 007) 0郾 005(0郾 004) 0郾 005(0郾 017)

20、-0郾 004(0郾 017) 0郾 514* * *(0郾 087)0郾 369* * *(0郾 125)地方财政支出/ GDP -0郾 052* *(0郾 026)-0郾 076(0郾 056)0郾 182(0郾 411)进出口总额/ GDP 0郾 019*(0郾 011)0郾 040* *(0郾 019)0郾 193(0郾 155)人均受教育年限-0郾 007(0郾 128) 0郾 033(0郾 203) 0郾 928(0郾 775)常数项0郾 329(0郾 233) 0郾 719* * *(0郾 135)-0郾 042(0郾 371)0郾 439(0郾 649)1郾 814* *(0郾

21、 710)-0郾 451(2郾 495)AR (1)检验0郾 077 0郾 341 0郾 120 0郾 865 0郾 011 0郾 023AR (2)检验0郾 632 0郾 693 0郾 721 0郾 289 0郾 242 0郾 174Sargan检验0郾 437 0郾 572 0郾 346 0郾 641 0郾 402 0郾 634注:所有解释变量都取对数形式;* * * 、* *和*分别表示在1%、 5%和10%显著性水平下显著;括号中的数值为异方差稳健标准误。下同。摇 摇 1郾银行发展对经济增长的影响由表2估计结果可知,银行发展对人均GDP增长率和人均资本存量增长率均有显著影响,但对全要素

22、生产率增长率的影响不显著,即银行发展主要是通过影响资本积累而作用于经济增长的。从表2的第(1) 第(4)列可以看出,贷款/ GDP对人均GDP增长率和人均资本存量增长率具有显著的负面影响。淤由表1可知,贷款/ GDP的样本均值为105郾 6%,这在一定程度上可与Arcand等8的研究结论互相印证。 Arcand等8采用1960 2010年跨国数据,发现金融深度与经济增长之间的非单调、倒U型关系,当私人信贷/ GDP大于42%时,金融深度对经济增长的正效应就不再显著;当私人信贷/ GDP大于90%时,金融深度对经济增长的影响由正转而为负,但不具有显著性;当私人信贷/ GDP超过113%时,金融深

23、度对经济增长的影响则表现为显著的负效应。由此,金融发展是有规模限制的,超过之后反而对经济增长不利。在控制了银行信贷规模后,贷款/存款对人均GDP增长率和人均资本存量增长率具有显著的正面影响。如新疆在2011 2012年间贷存比是65郾 4%,若将其贷存比提高到样本均值即71郾 0%,则会带动人均GDP增长率提高1郾 6%、人均资本存量增长率提高1郾 9%。于本文研究期内中国贷存比均值为71郾 0%,这源于中国从1995年颁布实行的贷存比最高不得超过75%的规定,这一规定在一定程度上制约了商业银行市64财经问题研究摇 摇 2017年第6期摇 摇总第403期淤于本文也尝试用(贷款+存款) / GD

24、P定义金融深度,得到了相似的估计结果。人均GDP增长率提高的计算过程是: ln (71郾 1%) -ln (65郾 4%) = 0郾 084, 0郾 084伊0郾 194=0郾 016,人均资本存量增长率提高的计算过程同理。万方数据场化运作,适当放开更有利于经济增长。2郾股票市场发展对经济增长的影响由表2估计结果可知,股票市场发展对人均GDP增长率和人均资本存量增长率均无显著影响,但对全要素生产率增长率有显著的正向影响,即股票市场的作用主要在于促进了生产率的提高。这一结果说明由于创新性的投资机会在股票市场上更容易获得资金支持,所以股票市场发展有利于提高生产效率。同时也说明,股票市场和银行分别提

25、供了不同功能的金融服务。但是,与以往的实证研究股票市场具有增长促进作用的大量文献不同,本文的估计结果表明,是“股票市场规模冶而不是“股票市场流动性冶对全要素生产率具有显著的正作用。由于股票市场规模的变化一方面源于新股的发行,另一方面源于股票价格的变化。对于正在经历金融深化的发展中经济体,企业发行股票的意愿强烈,企业上市意味着可以获得源源不断的资金支持,股票市场规模的增加更多地源于新股的发行,从而带来股票市场筹资规模的增加。又因为股票市场筹资相比银行信贷会受到更加严格的监管,资金约束的解除使得企业更多地投资于盈利性项目,由此促进了生产率的提高。(二)金融发展对经济增长的影响:基于地区虚拟变量的进

26、一步分析基于式(4),逐一引入四个金融发展变量与地区虚拟变量的交叉项,表3报告了被解释变量分别为人均GDP增长率、人均资本存量增长率和全要素生产率增长率的系统GMM估计结果。各模型均通过了AR (2)检验和Sargan检验,结合整体估计可以看出回归结果也比较稳健。表3金融发展与经济增长:基于地区虚拟变量的估计变摇量(1) (2) (3) (4)Panel A:人均GDP增长率贷款/ GDP -0郾 004(0郾 035) -0郾 114* * * (0郾 042) -0郾 116* * (0郾 052) -0郾 114* * * (0郾 036)贷款/存款0郾 035(0郾 033) 0郾 0

27、58(0郾 044) 0郾 070(0郾 056) 0郾 069* * (0郾 035)换手率0郾 005(0郾 009) 0郾 009(0郾 016) -0郾 013(0郾 014) -0郾 005(0郾 008)流通市值/ GDP -0郾 002(0郾 008) -0郾 005(0郾 012) 0郾 006(0郾 011) 0郾 017* (0郾 008)(贷款/ GDP)伊HD -1郾 172* * (0郾 085)(贷款/存款)伊HD -0郾 062(0郾 060)换手率伊HD 0郾 021* * * (0郾 008)(流通市值/ GDP)伊HD -0郾 021* * * (0郾 00

28、9)常数项0郾 252* * (0郾 127) 0郾 149(0郾 296) 0郾 508* * * (0郾 181) 0郾 539* * * (0郾 104)Panel B:人均资本存量增长率贷款/ GDP 0郾 029(0郾 069) -0郾 187* * * (0郾 040) -0郾 193* * * (0郾 053) -0郾 206* * * (0郾 043)贷款/存款0郾 086(0郾 130) 0郾 104(0郾 072) 0郾 155* * * (0郾 052) 0郾 147* * * (0郾 057)换手率-0郾 002(0郾 018) 0郾 020(0郾 016) 0郾 00

29、8(0郾 018) -0郾 007(0郾 017)流通市值/ GDP 0郾 018(0郾 019) -0郾 006(0郾 013) 0郾 006(0郾 010) 0郾 024(0郾 018)(贷款/ GDP)伊HD -0郾 402* * * (0郾 137)(贷款/存款)伊HD -0郾 010(0郾 122)换手率伊HD -0郾 008(0郾 014)(流通市值/ GDP)伊HD -0郾 013(0郾 014)常数项0郾 337(0郾 428) -0郾 260(0郾 318) 0郾 094(0郾 263) 0郾 428(0郾 325)Panel C:全要素生产率增长率贷款/ GDP -0郾 0

30、09(0郾 405) 0郾 373(0郾 395) -0郾 017(0郾 235) 0郾 015(0郾 301)贷款/存款0郾 271(0郾 505) 0郾 121(0郾 494) 0郾 279(0郾 428) 0郾 301(0郾 448)换手率0郾 263* (0郾 157) 0郾 203(0郾 183) 0郾 227(0郾 144) 0郾 272(0郾 258)流通市值/ GDP 0郾 533* * * (0郾 082) 0郾 474* * * (0郾 095) 0郾 469* * * (0郾 076) 0郾 477* * * (0郾 113)(贷款/ GDP)伊HD -0郾 231(0郾

31、 565)(贷款/存款)伊HD 1郾 219(0郾 422)换手率伊HD 0郾 113* (0郾 064)(流通市值/ GDP)伊HD 0郾 081(0郾 071)常数项1郾 668* * * (0郾 633) 2郾 277* * * (0郾 757) 2郾 113* * * (0郾 554) 1郾 662* (0郾 998)74金融发展是否促进了经济增长? 基于2003 2014年省级面板数据的再检测万方数据摇 摇 1郾银行发展对经济增长影响的区域效应分析加入地区虚拟变量与金融发展变量的交叉项后,估计结果显示银行发展对人均GDP增长率和人均资本存量增长率均有显著影响,对全要素生产率增长率无显

32、著影响,与整体估计结果一致。由表3的第(1)、第(2)列可以看出,银行发展对经济增长影响的区域效应。贷款/ GDP对经济落后地区人均GDP增长率和人均资本存量增长率影响较小且均不显著,由Panel A和Panel B第(1)列可得,回归系数分别为茁1 =-0郾 004和茁1 =0郾 029;但其与地区虚拟变量交叉项的回归系数显著为负,即茁2 = -1郾 172和茁2 =-0郾 402,说明贷款/ GDP只对经济发达地区人均GDP增长率和人均资本存量增长率有显著的负作用。经济发达地区贷款/ GDP均值为119%,经济落后地区贷款/ GDP均值为96%,进一步支持了整体估计的结论,即银行规模过大有

33、碍于整体经济发展,在经济发达地区表现尤为明显。贷款/存款对两类地区人均GDP增长率和人均资本存量增长率的影响不再显著,由Panel A和PanelB第(2)列可得,回归系数分别为茁1 = 0郾 058和茁1 =0郾 104;其与地区虚拟变量交叉项的回归系数也不显著但都为负,即茁2 = -0郾 062和茁2 =-0郾 010。说明虽不显著,但贷款/存款的增加更有利于促进经济落后地区的经济增长。经过对两类地区子样本更细致的统计分析后发现,经济发达地区贷款/存款均值为73%,经济落后地区贷款/存款均值为69%,由此可见,经济落后地区应该适当促进存款向贷款的转化,而经济发达地区银行发展的重点是提高信贷

34、质量而非规模扩张。2郾股票市场发展对经济增长影响的区域效应分析加入地区虚拟变量与金融市场发展变量的交叉项后,估计结果显示股票市场发展对人均GDP增长率和全要素生产率增长率有显著影响,对人均资本存量增长率无显著影响,与整体估计结果基本一致。由表3的第(3)、第(4)列可以看出,股票市场发展对经济增长影响的区域效应。在整体估计中,如表2所示,股票市场发展对人均GDP增长率的影响表现为不显著的微弱的正作用,而加入其与地区虚拟变量的交叉项后,由表3Panel A第(3)列可得,虽然换手率的回归系数不显著,即茁1 = -0郾 013,但换手率与地区虚拟变量交叉项的回归系数显著为正,即茁2 =0郾 021

35、;由表3Panel A第(4)列可得,流通市值/ GDP的回归系数及其与地区虚拟变量交叉项的回归系数均显著,即茁1 = 0郾 017、 茁2 =-0郾 021。这说明经济发达地区股票市场换手率的提高对人均GDP增长率有显著的正向影响,而经济落后地区股票市场规模对人均GDP增长率有显著的正向影响。在股票市场发展对全要素生产率增长率的回归中,由表3Panel C第(3)列可得,虽然换手率的回归系数不显著,即茁1 =0郾 227,但其与地区虚拟变量交叉项的系数显著为正,即茁2 =0郾 113,说明股票市场换手率对于经济发达地区的全要素生产率的增长具有显著的促进作用。由表3Panel C第(4)列可得

36、,流通市值/ GDP的系数显著为正,即茁1 = 0郾 477,但其与地区虚拟变量的交叉项系数茁2 =0郾 081,不显著,说明股票市场规模对两类地区全要素生产率的增长都有显著的促进作用且无明显区域差异。经过对两类地区子样本更细致的统计分析后发现,经济发达地区换手率均值为4郾 294,流通市值/ GDP均值为0郾 334;经济落后地区换手率均值为5郾 061,流通市值/ GDP均值为0郾 179,虽然换手率指标在两类地区间差异不大,但经济落后地区在股票市场筹资规模上较大程度地落后于经济发达地区,显示了经济落后地区仍然可能存在的资金约束问题。五、结论与启示本文利用2003 2014年省级面板数据,

37、从银行部门和股票市场两个方面定义金融发展,利用系统GMM估计,检验了金融发展对经济增长的影响路径以及这一影响的区域差异。结果显示,在银行发展方面,信贷规模的扩张在近期内对经济增长有抑制作用,控制了信贷规模后,银行盈利能力的提高对经济增长有促进作用;在股票市场发展方面,换手率对经济增长无显著影响,股票市场规模对经济增长有显著的正向影响。从影响路径来看,银行发展主要通过推动资本积累来促进经济增长,而股票市场发展的作用在于提高了全要素生产率。说明银行部门和股票市场作为一国金融体系两个重要组成部分,分别提供了不同功能的金融服务且各自独立地发挥作用。84财经问题研究摇 摇 2017年第6期摇 摇总第40

38、3期万方数据加入地区虚拟变量与金融发展变量的交叉项后,计量结果依然稳健。在银行发展方面,信贷规模的扩张仅对发达地区经济增长有显著的抑制作用,银行盈利能力对经济增长影响的显著性较整体估计减弱,虽不显著但对发达地区经济增长的正效应小于经济落后地区。在股票市场发展方面,换手率仅对经济发达地区经济增长有显著的促进作用,股票市场规模则更能促进经济落后地区经济增长。说明金融发展对经济增长的影响路径与地区经济、金融发展水平相关,金融部门与实体经济间的联系具有复杂的非单调性。本文的经验证据对于经济新常态下金融改革的启示在于: (1)在制定金融发展政策的过程中,需要关注金融发展与经济增长之间动态的联结关系。虽然

39、金融发展能够促进经济增长,但当金融发展对于经济增长的推动作用减弱甚至可能造成潜在的、不可忽视的系统性风险时,就需要兼顾其他政策措施以维护整体经济利益。尤其应当认识到,金融发展不能专注于规模的扩张,而是应更多地致力于提高金融中介的功能。 (2)完善金融结构,发展股票市场,加快金融市场化进程。银行导向的金融体系难以适应创新驱动的要求,而股票市场的作用机制是通过对创新的支持,提高全要素生产率从而促进经济增长,所以加速存款向资本市场的转移,扩大股票市场融资规模,增加直接融资的比重应视为当前金融发展的工作重点。 (3)针对不同地区实施有差别的金融发展政策。鉴于金融发展作用于经济增长的路径具有鲜明的区域差

40、异,经济发达地区重在提高金融发展质量和市场流动性,而经济落后地区的金融深化仍需纵深推进。参考文献:1摇 Greenwood, J郾 , Jovanovic, B郾 Financial Development,Growth and the Distribution of Income J郾 Journal ofPolitical Economy, 1990, 98(5):1076-1107郾2摇 Bencivenga, V郾 , Smith, B郾 Financial Intermediationand Endogenous Growth J郾 Review of EconomicStudies

41、, 1991,58(2):195-209郾3摇 Greenwood, J郾 , Smith, B郾 Financial Markets inDevelopment, and the Development of FinancialMarkets J郾 Journal of Economic Dynamics andControl, 1997,21(1):145-181郾4摇 Lucas, R郾 On the Mechanics of EconomicsDevelopment J郾 Journal of Monetary Economics,1988,22(1):3-42郾5摇 Pagano,

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45、长J郾上海经济研究,2013,(9):3-11郾14摇杨友才郾金融发展与经济增长 基于我国金融发展门槛变量的分析J郾金融研究,2014,(2):59-71郾15摇张亦春,王国强郾金融发展与实体经济增长非均衡关系研究 基于双门槛回归实证分析J郾当代财经,2015,(6):45-54郾16摇赵勇,雷达郾金融发展与经济增长:生产率促进亦或资本形成J郾世界经济,2010,(2):37-50郾17摇黎欢,龚六堂郾金融发展、创新与经济增长J郾世界经济文汇,2014,(2):1-16郾18摇李健,卫平郾金融发展与全要素生产率增长 基于中国省际面板数据的实证分析J郾经济理论与经济管理,2015,(8):47-64郾19摇张军,吴桂英,张吉鹏郾中国省际物质资本存量估算:1952 2000 J 郾经济研究,2004,(10):35-44郾20摇 Blundell, R郾 , Bond, S郾 Initial Conditions andMoment Restrictions in Dynamic Panel Data ModelsJ 郾 Journal of Econometrics, 1998, 87 (1): 115-143郾(责任编辑:巴红静)94金融发展是否促进了经济增长? 基于2003 2014年省级面板数据的再检测万方数据