金融結(jié)構(gòu)是否存在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的“非線性”影響
——基于GMM對(duì)跨國面板樣本的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

閆 斐

(中國泛?？毓杉瘓F(tuán)有限公司 博士后科研工作站，北京 100005；中國社會(huì)科學(xué)院 世界經(jīng)濟(jì)與政治研究所博士后科研流動(dòng)站，北京 100732)

金融結(jié)構(gòu)是否存在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的“非線性”影響
——基于GMM對(duì)跨國面板樣本的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

閆 斐

(中國泛海控股集團(tuán)有限公司 博士后科研工作站，北京 100005；中國社會(huì)科學(xué)院 世界經(jīng)濟(jì)與政治研究所博士后科研流動(dòng)站，北京 100732)

處于特定發(fā)展階段具有不同收入水平的經(jīng)濟(jì)體，其金融結(jié)構(gòu)對(duì)各自長期經(jīng)濟(jì)增長和人均收入的影響有何異同？基于近50年來全球60個(gè)經(jīng)濟(jì)體之?dāng)?shù)據(jù)樣本構(gòu)建跨國動(dòng)態(tài)面板模型，利用廣義矩估計(jì)(GMM)分別在模型線性與非線性假定下對(duì)該影響進(jìn)行考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：銀行部門的過度擴(kuò)張對(duì)高收入經(jīng)濟(jì)體與中等收入經(jīng)濟(jì)體的長期經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平的提高存在一定的抑制，股市的發(fā)展具有兩面性，金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的“非線性”影響在本研究中并未被發(fā)現(xiàn)，相關(guān)估計(jì)系數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著。

經(jīng)濟(jì)增長；人均收入水平；金融結(jié)構(gòu)

一、 引言

長期以來，有關(guān)金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，始終是主流經(jīng)濟(jì)理論和政策研究的熱點(diǎn)。1960年至今的50多年間，伴隨著人均收入水平的提高，全球不同收入經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部銀行和股票市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重均得到不斷提升。

具體而言，一方面，近50年來高收入經(jīng)濟(jì)體的人均GDP(以2010年不變價(jià)美元計(jì)，下同)從1960年的11728.48美元增長到2015年的41037.56美元*僅在2008年美國次貸危機(jī)爆發(fā)后出現(xiàn)短暫下滑，但2013年又重新恢復(fù)到2008年前的水平。，年復(fù)合增長率達(dá)2.30%；在中等收入經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部，中高收入經(jīng)濟(jì)體與中低收入經(jīng)濟(jì)體之間的差距也從1960年的807.92美元擴(kuò)大到2015年的5500.65美元，甚至大于近年來中等收入經(jīng)濟(jì)體與低收入經(jīng)濟(jì)體之間人均GDP的差距。另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人均收入水平的不斷提高，各經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部銀行和股票市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重逐漸提高。全球銀行提供的私人信貸占GDP比重從1960年的31.43%增長到2015年的88.44%。其中，高收入經(jīng)濟(jì)體銀行提供的私人信貸占GDP比重從1960年的34.35%持續(xù)上升到2008年金融危機(jī)爆發(fā)前的最高點(diǎn)95.69%，從2009年開始逐步回落到2015年的84.16%(相當(dāng)于十年前的水平)。與之不同，從1960年開始，中等收入經(jīng)濟(jì)體銀行提供的私人信貸占GDP比重持續(xù)增長了近50年，并在2008年全球金融危機(jī)之后不降反升，經(jīng)歷了更加迅猛的增長，特別是以中高收入經(jīng)濟(jì)體為代表的經(jīng)濟(jì)體，銀行提供的私人信貸占GDP比重從2008年的60.43%迅猛增長到2015年的110.76%*數(shù)據(jù)來源：International Monetary Fund, International Financial Statistics and data files, and World Bank and OECD GDP estimates.。

一個(gè)廣泛流傳和被接受的規(guī)律是：隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人均收入水平的提高，以傳統(tǒng)銀行業(yè)為代表的間接融資在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的占比將逐漸降低，而以股票市場等為代表的直接融資的占比則逐漸上升。然而，我們發(fā)現(xiàn)這一規(guī)律僅在高收入經(jīng)濟(jì)體和部分中等收入經(jīng)濟(jì)體(如中國)中得到了驗(yàn)證。如圖 1所示，高收入經(jīng)濟(jì)體的銀行信貸在整個(gè)金融體系信貸中所占的比重從1960年的44.03%上升到1974年的65.15%，之后盡管經(jīng)歷了上世紀(jì)80年代中后期和2008年金融危機(jī)前兩次短暫的提升，但總體上保持了持續(xù)下降的趨勢。與之不同，中等收入經(jīng)濟(jì)體的銀行信貸在整個(gè)金融體系信貸中所占的比重總體保持了上升趨勢，中國作為全球第二大經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體的代表，其銀行信貸在整個(gè)金融體系信貸中所占的比重并未表現(xiàn)出與其他絕大多數(shù)中等收入經(jīng)濟(jì)體相似的上升趨勢，從上世紀(jì)80年代中后期開始始終保持了與高收入經(jīng)濟(jì)體相同的下降趨勢，而低收入經(jīng)濟(jì)體銀行信貸在整個(gè)金融體系信貸中所占比重則在近50多年來總體呈現(xiàn)出前30年顯著下降，后20年又顯著上升的“V”形趨勢。

圖1 銀行信貸在整個(gè)金融體系信貸中所占的比重(%)

數(shù)據(jù)來源：International Monetary Fund, International Financial Statistics and data files, and World Bank and OECD GDP estimates.

如何理解這些差異和變化？金融結(jié)構(gòu)對(duì)長期經(jīng)濟(jì)增長率和人均收入水平的影響方向和影響程度究竟如何？這些關(guān)系和影響是否存在一般規(guī)律，如果是，對(duì)處于特定發(fā)展階段和不同收入水平的經(jīng)濟(jì)體而言，又具有怎樣的借鑒意義？針對(duì)這些問題進(jìn)行深入、細(xì)致的研究，不僅具有重要的學(xué)術(shù)價(jià)值，也有著重要的政策涵義。

二、文獻(xiàn)回顧

從Goldsmith(1969)的開創(chuàng)性研究之后，近半個(gè)世紀(jì)來學(xué)術(shù)界和政策制定者對(duì)金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系及其相互影響的方向、程度和作用機(jī)制進(jìn)行了大量理論、經(jīng)驗(yàn)和政策討論。

根據(jù)不同金融部門在金融體系中所起的主導(dǎo)性作用的不同，傳統(tǒng)上，通常將金融結(jié)構(gòu)劃分為銀行主導(dǎo)型(bank-based)和市場主導(dǎo)型(market-based)兩大類(Levine，2005；Allen et al.，2000)。銀行和金融市場在融資功能、經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制上存在著差異，一定程度上具有互補(bǔ)性。具體而言，銀行在降低與短期、標(biāo)準(zhǔn)化、低風(fēng)險(xiǎn)、易抵押的融資活動(dòng)有關(guān)的市場摩擦方面具有無可比擬的比較優(yōu)勢，而市場化導(dǎo)向、以股市和債市為代表的金融市場具備針對(duì)客戶多元化、個(gè)性化的金融需求量身定制合適的融資產(chǎn)品和風(fēng)險(xiǎn)管理服務(wù)，特別是針對(duì)那些處于技術(shù)前沿的且主要依靠無形資產(chǎn)的長期、高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目進(jìn)行融資時(shí)，效率更高。金融結(jié)構(gòu)的演進(jìn)主要取決于實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)金融服務(wù)的要求，以及不同的金融中介在企業(yè)融資中相應(yīng)的比較優(yōu)勢，金融結(jié)構(gòu)的制度安排應(yīng)當(dāng)取決于企業(yè)的融資需求，而企業(yè)的融資需求取決于資金投入的收益和資金籌措的成本(林毅夫 等，2003)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級(jí)階段，銀行在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中占據(jù)著主導(dǎo)地位，然而隨著經(jīng)濟(jì)向更高階段發(fā)展和人均收入水平的提高，金融市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中逐漸表現(xiàn)出越來越大的影響力，銀行的影響力則相對(duì)下降*在低收入經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部，銀行不僅能夠提供相對(duì)廉價(jià)的對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化風(fēng)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)管理服務(wù)，而且可以在一定程度上彌補(bǔ)市場機(jī)制的不完善和制度缺失帶來的不利影響，因此在整個(gè)金融體系和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中具有重要地位；隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷向更高水平演進(jìn)和人均收入水平的持續(xù)提高，企業(yè)和居民的金融需求逐漸變得多元化，市場化的金融體系在提供多樣化、量身定制的金融產(chǎn)品和服務(wù)，以滿足日益多元化、個(gè)性化的融資和風(fēng)險(xiǎn)管理需求方面，具有傳統(tǒng)銀行等金融中介無法比擬的優(yōu)勢，金融市場的發(fā)展也得益于成熟、完善的法律體系和監(jiān)管環(huán)境。(Law et al.,2014;Allen et al.,2000；Cecchetti et al.,2012；Demirgü?-Kunt et al.,2013；Demirgü?-Kunt et al.,2011；Demirgü?-Kunt et al.,2001;Song et al.,2010)。

經(jīng)濟(jì)增長和金融結(jié)構(gòu)之間究竟存在怎樣的關(guān)系，既有研究中無論是理論探討還是經(jīng)驗(yàn)分析，目前尚存在較大的爭議。現(xiàn)有研究主要存在三方面問題：第一，所有研究均未能從本質(zhì)上突破新古典的分析框架，也未能挖掘出金融部門影響經(jīng)濟(jì)增長的深層次傳導(dǎo)機(jī)制；第二，有限的理論研究主要集中考察金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制與影響，很少探討經(jīng)濟(jì)增長對(duì)金融部門和金融發(fā)展的影響；第三，所得出的結(jié)論之所以存在較大的分歧，很大程度上是由于研究的視角和研究者主要關(guān)注因素的差異，導(dǎo)致在放松新古典分析框架的假定過程中存在較大的隨機(jī)性，且這種放松假定盡管以一定的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)為基礎(chǔ)，并聲稱出于盡可能接近現(xiàn)實(shí)的目的，但往往忽略了不同經(jīng)濟(jì)體在經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展過程中的特殊性，從而導(dǎo)致研究結(jié)論與現(xiàn)實(shí)世界產(chǎn)生較大的偏離(Capasso,2004;Hasan et al.,2009;Jagdish et al.,2008;Jordan et al.,2001;King et al.,1993;Luintel et al.,2008)。

理論上的突破存在著困難，使得經(jīng)驗(yàn)分析大多停留在對(duì)現(xiàn)象的描述和總結(jié)上，而無法透過現(xiàn)象對(duì)問題的本質(zhì)進(jìn)行深層次挖掘。相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)分析之所以仍存在著較大爭議，往往是由于對(duì)樣本觀察值的選取，對(duì)代表經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的相關(guān)指標(biāo)的替代變量的選取，乃至對(duì)于相關(guān)工具變量和所運(yùn)用的計(jì)量與統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法的恰當(dāng)性和合理性等所致(Demetriades et al.,1996;Levine,1997；Jordan et al.，2002；Jordan,2005；康繼軍 等，2005)。

大量研究也表明，運(yùn)轉(zhuǎn)良好的銀行和證券市場能夠?qū)?jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生強(qiáng)勁、獨(dú)立的正向促進(jìn)作用(Levine et al.,1998;Beck et al.,2004)。由于目前理論界尚缺乏直接、有效、可靠且被廣泛認(rèn)可的工具(Levine,2004;Beck et al.,2000)，往往只能退而求其次通過選取盡可能恰當(dāng)、數(shù)據(jù)可獲得性和數(shù)據(jù)質(zhì)量較高的相關(guān)替代變量來間接進(jìn)行研究。武志(2010)采用戈氏指標(biāo)對(duì)中國金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩者間僅存在著單向因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長在格蘭杰意義上引致金融發(fā)展；此外，通過對(duì)包含金融發(fā)展測量指標(biāo)在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長的回歸方程進(jìn)行估算發(fā)現(xiàn)，金融增長情形下的系數(shù)顯著大于金融發(fā)展情形下的系數(shù)。周立等(2002)通過對(duì)中國各地區(qū)1978—2000年金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長密切相關(guān)；促進(jìn)金融發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)的長期增長；金融發(fā)展差距可以部分解釋中國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差距，即如果一個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展初始條件低下，則對(duì)其長期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不利。當(dāng)然，也有研究認(rèn)為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)并不重要，例如Levine(2002)和Demirgü?-Kunt et al.(1996)認(rèn)為，對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長最重要的，本質(zhì)上只是金融機(jī)構(gòu)及其所處的金融市場所共同提供的一攬子金融服務(wù)，至于金融結(jié)構(gòu)本身是什么樣的并不重要。但也有一些研究認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)同金融機(jī)構(gòu)一樣，都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有非常重要的作用(Boyd et al.,1998)。談儒勇(1999)發(fā)現(xiàn)，中國股票市場發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用是極其有限的，甚至存在弱的負(fù)影響。

各種觀點(diǎn)之所以大相徑庭，很大一個(gè)原因是忽略了實(shí)體經(jīng)濟(jì)本身對(duì)不同金融中介和金融市場的要求。Demirgü?-Kunt et al. (2011)指出，金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系很大程度上取決于一個(gè)國家和地區(qū)所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段以及金融市場的發(fā)展水平，不能一概而論，任何肯定或否定的結(jié)論都有以偏概全之嫌。Demirgü?-Kunt et al. (2013)通過選取72個(gè)國家1980—2008年間的數(shù)據(jù)樣本，利用分位數(shù)回歸方法，發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，銀行部門的擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)越來越小，而金融市場的擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)越來越大，即在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上，金融部門對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響存在動(dòng)態(tài)變化的事實(shí)。與之不同，也有研究發(fā)現(xiàn)金融體系與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性的關(guān)系。具體而言，銀行和市場化的金融中介的發(fā)展并非總是促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長，而是存在一個(gè)臨界點(diǎn)，在達(dá)到這一臨界點(diǎn)之前，銀行和市場化的金融中介的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)作用，然而一旦超過這一臨界點(diǎn)，無論是銀行還是市場化的金融中介，其進(jìn)一步的擴(kuò)張不僅無法帶來對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的邊際增長，甚至?xí)璧K經(jīng)濟(jì)的增長。換言之，銀行和以股市、債市為代表的市場化的金融中介的發(fā)展對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響存在類似“倒U型”曲線的非線性效應(yīng)(Gambacorta et al.,2014)。

通過對(duì)既有文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)國外研究普遍缺乏對(duì)中國金融體系的關(guān)注，國內(nèi)研究又基于銀行主導(dǎo)型金融體系的事實(shí)，長期將關(guān)注重點(diǎn)放在對(duì)銀行部門微觀效率的考察上，而從宏觀角度研究金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系及其作用機(jī)制則相對(duì)不足。理論方面的研究受到經(jīng)濟(jì)增長理論和金融發(fā)展理論長期難有重大突破的掣肘而進(jìn)展緩慢，并導(dǎo)致經(jīng)驗(yàn)研究在諸如金融結(jié)構(gòu)作用于經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制、程度和特殊性等涉及深層次、實(shí)質(zhì)性問題方面的考察無法深入，所得到的一些結(jié)論又因樣本選取、計(jì)量和統(tǒng)計(jì)方法等方面的缺陷與不足而存在較大爭議，但現(xiàn)有文獻(xiàn)為后續(xù)研究提供了大量寶貴的經(jīng)驗(yàn)、參照基礎(chǔ)，并指明了進(jìn)一步研究的方向。

三、模型、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型設(shè)定

既有研究中，絕大多數(shù)假設(shè)金融結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出增長之間存在線性關(guān)系為出發(fā)點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)以銀行為代表的傳統(tǒng)金融中介和市場化的以股市、債市為代表的證券市場均對(duì)產(chǎn)出增長存在正向促進(jìn)作用，只是二者的邊際影響表現(xiàn)出一定程度的分化，即銀行在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中的作用逐漸降低，而證券市場對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用逐漸提高 (Demirgü?-Kunt et al.,2013)。當(dāng)然，也有少量研究指出，金融結(jié)構(gòu)中銀行和股市對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用可能存在一種非線性關(guān)系。具體而言，以銀行為代表的傳統(tǒng)金融中介和市場化的以股市、債市為代表的證券市場對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用存在一個(gè)臨界點(diǎn)，在達(dá)到這一臨界點(diǎn)之前，二者均對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，一旦超過各自的臨界點(diǎn)，二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長非但無正向促進(jìn)作用，甚至表現(xiàn)出顯著的對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)效應(yīng)，即銀行和證券市場的繼續(xù)發(fā)展將會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的增長，此類非線性假設(shè)的研究以Gambacorta et al. (2014)為代表。

對(duì)于模型相關(guān)變量的替代變量選取方面，現(xiàn)有研究中學(xué)者們已經(jīng)做了大量而廣泛的嘗試，但在解釋變量的選取方面尚存在一定的爭議。Beck et al.(2004)指出，作為衡量股市發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的指標(biāo)，由于股市周轉(zhuǎn)率(總交易額/平均市值)的分子和分母中均包含了價(jià)格因素，繼而不受資產(chǎn)價(jià)格估值波動(dòng)的影響，從而是比包括股市市值占GDP的比重在內(nèi)的眾多其他變量都更優(yōu)的替代變量。然而，Gambacorta et al. (2014)認(rèn)為，使用股市周轉(zhuǎn)率作為替代變量也存在兩方面的缺陷：第一，股市周轉(zhuǎn)率容易受到外國投資者在本國股市的投資與本國投資者在國外股市投資的影響；第二，股市周轉(zhuǎn)率并不能反映證券市場上債券市場的發(fā)展與影響。針對(duì)第二個(gè)缺陷，Gambacorta et al.(2014)將債券市場的因素納入模型中，可是其對(duì)最終結(jié)果的影響卻微乎其微。此外，F(xiàn)ranklin et al. (2013)認(rèn)為，由于總市值中還包括了不可交易的股票和極少交易的股票，因此，股市的總交易額是比總市值更好的衡量股市規(guī)模的指標(biāo)變量。

綜上，參照Beck et al. (2004)和Gambacorta et al. (2014)的方法，本文將人均收入水平或經(jīng)濟(jì)增長率的一階滯后值引入解釋變量，通過單獨(dú)選取股票總交易額占GDP的比重(stmtvt2gdp)、股市總市值占GDP的比重(stmc2gdp)以及同時(shí)選取二者作為衡量金融結(jié)構(gòu)中股市對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的替代變量，分別構(gòu)建線性動(dòng)態(tài)面板模型(1)和非線性動(dòng)態(tài)面板模型(2)：

(1)

(2)

(二)數(shù)據(jù)來源

世界銀行依據(jù)2015年人均國民總收入水平(GNI per capita)，將全球189個(gè)成員國和28個(gè)人口超過3萬的經(jīng)濟(jì)體(共計(jì)217個(gè)經(jīng)濟(jì)體*中國是世界銀行的成員國，臺(tái)灣作為中國的一個(gè)省，被世界銀行單獨(dú)列為高收入經(jīng)濟(jì)體。例如，在世界銀行按照人均GNI劃分的高收入國家(HIC)組中，并未包含中國臺(tái)灣，參見：http://data.worldbank.org/income-level/HIC。但在高收入經(jīng)濟(jì)體(High-income economies)組中，包含了中國臺(tái)灣，參見：http://data.worldbank.org/about/country-and-lending-groups#OECD_members。)劃分為低收入經(jīng)濟(jì)體、中等收入經(jīng)濟(jì)體、高收入經(jīng)濟(jì)體三個(gè)組別(其中，中等收入經(jīng)濟(jì)體組又進(jìn)一步細(xì)分為中低收入經(jīng)濟(jì)體和中高收入經(jīng)濟(jì)體兩組)*具體參見世界銀行網(wǎng)站：http://data.worldbank.org/about/country-and-lending-groups。 為盡可能降低匯率波動(dòng)對(duì)國民收入跨國比較造成的影響，世界銀行在計(jì)算各國可比的人均國民收入(GNI)時(shí)，使用的不是簡單的匯率，而是阿特拉斯換算因子(Atlas conversion factor)。有關(guān)世界銀行阿特拉斯方法(World Bank Atlas method)的詳細(xì)內(nèi)容，具體參見世界銀行網(wǎng)站：https://datahelpdesk.worldbank.org/knowledgebase/articles/378832-what-is-the-world-bank-atlas-method。，具體分類如下：

低收入經(jīng)濟(jì)體(31個(gè))：2015年人均GNI≤$1025；

中等收入經(jīng)濟(jì)體(107個(gè))：$1026≤2015年人均GNI≤$12475；

中低收入經(jīng)濟(jì)體(52個(gè))：$1026≤2015年人均GNI≤$4035；

中高收入經(jīng)濟(jì)體(55個(gè))：$4036≤2015年人均GNI≤$12475；

高收入經(jīng)濟(jì)體(79個(gè))：2015年人均GNI≥$12476。

本文所選取的變量指標(biāo)數(shù)據(jù)主要來自世界銀行、國際貨幣基金組織、國際債務(wù)統(tǒng)計(jì)等的世界發(fā)展指數(shù)(World Development Indicators，WDI)數(shù)據(jù)庫、教育統(tǒng)計(jì)(Education Statistics)數(shù)據(jù)庫下的包括經(jīng)濟(jì)與增長(Economy amp; Growth)、金融部門(Financial Sector)、教育(Education)、氣候變化(Climate Change)、科技(Science amp; Technology)、公共部門(Public Sector)、貧困(Poverty)等七個(gè)主題的子數(shù)據(jù)庫。根據(jù)世界銀行依據(jù)收入水平將全球經(jīng)濟(jì)體的分類結(jié)果，同時(shí)兼顧主要考察變量在數(shù)據(jù)完整性和可獲得性方面的具體情況，本文選取60個(gè)經(jīng)濟(jì)體(其中包括35個(gè)高收入經(jīng)濟(jì)體和25個(gè)低收入經(jīng)濟(jì)體)的面板數(shù)據(jù)為樣本，考察這些樣本觀察值在1960—2014年間金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響*具體國家和地區(qū)見附錄1。為節(jié)約篇幅，本文所有附錄從略，如需可聯(lián)系作者索取。。

(三)變量選取和描述性統(tǒng)計(jì)量

相較于經(jīng)濟(jì)增長率，人均收入水平的差異更能反映全球不同國家和地區(qū)所處的發(fā)展階段和發(fā)展水平上的巨大差異。為此，不同于Gambacorta et al.( 2014)等僅選取經(jīng)濟(jì)增長率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長水平的替代變量，本文同時(shí)選取人均GDP年增長率(%)growth、以2010年不變價(jià)衡量的實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)ln y作為被解釋變量的替代變量，相應(yīng)地，分別為人均GDP年增長率(%)growth和實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)ln y的一階滯后值。作為衡量金融結(jié)構(gòu)的解釋變量，本文選取銀行提供的私人信貸占GDP的比重dc2psbybk作為BKi,t的替代變量，分別選取股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp和股市總市值占GDP的比重stmc2gdp作為STKi,t的替代變量。

此外，本文選取人均GDP的對(duì)數(shù)ln y、債券發(fā)行量占GDP比重(%)cbiv2gdp、15歲以上人口平均受教育年限schooling、貿(mào)易額占GDP比重(%)trade*實(shí)際回歸中，使用貿(mào)易額占GDP比重的對(duì)數(shù)ln trade=log(trade)。下同。、政府消費(fèi)支出占GDP比重(%)的對(duì)數(shù)govsize、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(%)inflation*實(shí)際回歸中，使用inflationnew=log(1+inflation)，其中inflation為消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(%)。下同。、外國直接投資凈流入占GDP比重(%)fdi、每百萬人口中研發(fā)人員數(shù)量rd、中央政府債務(wù)占GDP比重(%)govdebt、基尼系數(shù)(世界銀行估算)gini等作為控制變量來考察金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。所選取的替代變量名稱及涵義見表1。

表1 主要變量的名稱、涵義及代碼

由表2可知：相較于中等收入經(jīng)濟(jì)體，高收入經(jīng)濟(jì)體在樣本期內(nèi)整體上具有更高的人均收入水平、更低的組內(nèi)人均收入水平差異、相對(duì)較低的經(jīng)濟(jì)增長率和相對(duì)較高的組內(nèi)增長率差異。高收入經(jīng)濟(jì)體作為一個(gè)整體，其內(nèi)部銀行和金融市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重遠(yuǎn)高于中等收入經(jīng)濟(jì)體，一定意義上可以看做金融部門在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的影響也更大，發(fā)展水平也更高；不僅如此，高收入經(jīng)濟(jì)體組內(nèi)相關(guān)指標(biāo)的差異也比中等收入經(jīng)濟(jì)體更大，呈現(xiàn)出較大的分化*本文所選取的數(shù)據(jù)樣本關(guān)鍵指標(biāo)變量的分時(shí)期(1960—1979、1980—1999、2000—2014年間)中位數(shù)統(tǒng)計(jì)值詳見附錄5-10。。公共部門領(lǐng)域，政府消費(fèi)支出占GDP比重在高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體之間的差距不是很大，但中等收入經(jīng)濟(jì)體的中央政府債務(wù)占GDP比重略高于高收入經(jīng)濟(jì)體，顯示出中等收入經(jīng)濟(jì)體作為一個(gè)整體存在相對(duì)較高的中央政府債務(wù)水平。當(dāng)然，兩組經(jīng)濟(jì)體均存在中央政府債務(wù)水平顯著偏高的個(gè)體。此外，盡管在高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部都曾經(jīng)發(fā)生過嚴(yán)重的惡性通貨膨脹，且均發(fā)生在上世紀(jì)八、九十年代交替之際的拉美國家，但高收入經(jīng)濟(jì)體的通貨膨脹率之均值、中位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差整體上要比中等收入經(jīng)濟(jì)體更低，顯示了高收入經(jīng)濟(jì)體在控制通貨膨脹方面具有相對(duì)成熟的經(jīng)驗(yàn)，貨幣當(dāng)局也具有相對(duì)更高的約束力和較高的通脹管理水平。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

圖 2為增長率與反映金融結(jié)構(gòu)的主要變量間的散點(diǎn)圖矩陣。可見，樣本觀察值中，人均GDP的對(duì)數(shù)與銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重、股市總市值占GDP比重以及債券發(fā)行量占GDP比重之間存在一定的正相關(guān)關(guān)系，但人均GDP年增長率與這四個(gè)變量間并沒有表現(xiàn)出顯著的正向或負(fù)向線性相關(guān)關(guān)系。*由附錄3可知，僅存在弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)大致落在(-0.5，-0.6)之間?？赡艿脑蚴?，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，整體上各經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部銀行和股票市場在GDP中所占的比重均得到了顯著的提升，但各國(或地區(qū))的經(jīng)濟(jì)增長率絕大多數(shù)時(shí)期在(-10%，10%)之間波動(dòng)，而包括銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重以及股市總市值占GDP比重等反映金融結(jié)構(gòu)的變量卻隨著經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平的提高呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢。此外，不考慮個(gè)別經(jīng)濟(jì)體的部分離散值，金融結(jié)構(gòu)中銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重、股市總市值占GDP比重以及債券發(fā)行量占GDP比重四個(gè)變量，兩兩間表現(xiàn)出一定的正相關(guān)關(guān)系(所有主要變量的相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)詳見附錄3和附錄4)。

圖2 人均收入水平、增長率與金融結(jié)構(gòu)主要變量散點(diǎn)圖矩陣

圖3(a)、(b)、(c)分別為數(shù)據(jù)樣本中樣本總體、高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體人均GDP年增長率與銀行提供的私人信貸占GDP比重之間的散點(diǎn)圖*其中包含了人均GDP增長率對(duì)銀行提供的私人信貸占GDP比重的擬合曲線及其95%的置信區(qū)間，數(shù)據(jù)標(biāo)記的大小是經(jīng)過股票總交易額占GDP比重加權(quán)之后得到的，即股票總交易額占GDP比重越高，散點(diǎn)圖中代表單個(gè)樣本觀察值的數(shù)據(jù)標(biāo)記的直徑越大，由于三幅圖的橫、縱坐標(biāo)區(qū)間有所不同，繼而導(dǎo)致相互間比例在視覺上存在一定的偏差。。由圖可見，整體而言，銀行提供的私人信貸占GDP比重越高的經(jīng)濟(jì)體往往其國(或地區(qū))內(nèi)股票總交易額占GDP比重也越高。在高收入經(jīng)濟(jì)體組，銀行提供的私人信貸占GDP比重相對(duì)較低的經(jīng)濟(jì)體往往股票總交易額占GDP比重也相對(duì)較低，可見銀行與股票市場整體上隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人均收入水平的提高而發(fā)展，二者之間的互補(bǔ)性在高收入經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部表現(xiàn)得并不是很強(qiáng)；在中等收入經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部，當(dāng)銀行提供的私人信貸占GDP比重相對(duì)較低時(shí)，依然存在大量有著相對(duì)較高的股票總交易額占GDP比重的經(jīng)濟(jì)體，即中等收入經(jīng)濟(jì)體中存在一些銀行部門不發(fā)達(dá)或者銀行在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重和影響相對(duì)較小的經(jīng)濟(jì)體，其股票市場一定程度上填補(bǔ)了銀行發(fā)展的不足。由圖3(d)中包含95%的置信區(qū)間的擬合曲線來看，在數(shù)據(jù)樣本中，中等收入經(jīng)濟(jì)體的人均GDP年增長率與銀行提供的私人信貸占GDP比重之間存在著一定的正相關(guān)關(guān)系，而高收入經(jīng)濟(jì)體的人均GDP年增長率與銀行提供的私人信貸占GDP比重之間存在著一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，僅從簡單擬合效果來看，二者均未表現(xiàn)出顯著的非線性相關(guān)關(guān)系。

圖3 人均GDP年增長率與銀行提供的私人信貸占GDP比重*其中，阿曼在20世紀(jì)60年代部分年份人均GDP增長率超過60%，視為異常值，予以剔除(下同)。

圖 4和圖 5中，(a)(b)(c)分別為數(shù)據(jù)樣本中樣本總體、高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體的人均GDP年增長率與股票總交易額占GDP比重、股市總市值占GDP比重之間的散點(diǎn)圖(其中，分別包含了人均GDP年增長率對(duì)股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重的擬合曲線及其95%的置信區(qū)間)*同樣，由于三幅圖的橫、縱坐標(biāo)區(qū)間有所不同，繼而導(dǎo)致相互間比例在視覺上存在一定的偏差。。與銀行部門的發(fā)展水平及在各自整體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重相比，股票市場發(fā)展水平及其在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重在高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部的差距明顯拉大。同樣，由圖4(d)中包含95%的置信區(qū)間的擬合曲線來看，在數(shù)據(jù)樣本中，中等收入經(jīng)濟(jì)體的人均GDP年增長率與股票總交易額占GDP比重之間存在著一定的正相關(guān)關(guān)系，而高收入經(jīng)濟(jì)體的人均GDP年增長率與股票總交易額占GDP比重之間無顯著的正向或負(fù)向相關(guān)關(guān)系。僅從簡單擬合效果來看，人均GDP年增長率與股票總交易額占GDP比重也均未表現(xiàn)出顯著的非線性相關(guān)關(guān)系。與之不同，由圖5(d)中包含95%的置信區(qū)間的擬合曲線來看，在數(shù)據(jù)樣本中，中等收入經(jīng)濟(jì)體與高收入經(jīng)濟(jì)體的人均GDP增長率與股市總市值占GDP比重均表現(xiàn)出一定的非線性相關(guān)關(guān)系，只是由于高收入經(jīng)濟(jì)體股市總市值占GDP比重在更高水平上的分布離散程度更高，非線性擬合曲線的弧度比中等收入經(jīng)濟(jì)體相對(duì)較小，而曲線的分布區(qū)間比中等收入經(jīng)濟(jì)體更大。

圖4 人均GDP年增長率與股票總交易額占GDP比重

圖5 人均GDP年增長率與股市總市值占GDP比重

圖6分別為樣本總體2014年人均GDP年增長率與銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重、股市總市值占GDP比重的散點(diǎn)圖及擬合曲線。由圖可以得到以下信息：第一，從樣本總體的2014年橫截面數(shù)據(jù)來看，反映經(jīng)濟(jì)增長的人均GDP年增長率與反映金融結(jié)構(gòu)的三個(gè)主要變量——銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重之間存在較為顯著的非線性效應(yīng)，即人均GDP年增長率先隨著銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重的升高而逐漸升高，達(dá)到最高點(diǎn)后，又呈現(xiàn)出隨著銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重的升高而逐漸降低的趨勢。第二，如果用銀行部門和股票市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體活動(dòng)中所占的比重來衡量其分別對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響，則銀行和股票市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重分別存在一個(gè)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最佳值，在達(dá)到這一最佳值之前，銀行或股票市場的進(jìn)一步發(fā)展，在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占比重的進(jìn)一步提高有助于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長率的進(jìn)一步提升；一旦超過這一最佳值，銀行和股票市場的進(jìn)一步發(fā)展，或者股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重的進(jìn)一步提升非但不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長率的進(jìn)一步提升，反而會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長。第三，2014年，絕大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體銀行提供的私人信貸占GDP比重高于銀行促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最佳比重，而股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重又低于股市促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最佳比重，說明從金融結(jié)構(gòu)的角度，大多數(shù)國家(或地區(qū))存在銀行發(fā)展過度而股市發(fā)展相對(duì)不足，或銀行在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的比重和影響過高而股市在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的比重和影響相對(duì)偏低的局面。第四，由圖6可以清楚地看出2014年中國所處的位置，盡管中國超過6%的人均GDP增長率在樣本總體中獨(dú)占鰲頭，但也存在著顯著的銀行發(fā)展過度和股市發(fā)展不足的問題。此外，根據(jù)全球絕大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展之一般經(jīng)驗(yàn)，結(jié)合中國當(dāng)前的金融現(xiàn)實(shí)和金融改革進(jìn)程，隨著未來中國經(jīng)濟(jì)增長率的進(jìn)一步降低，中國金融體系中銀行和股票市場究竟將處于類似圖6中擬合曲線最佳點(diǎn)的哪一側(cè)，對(duì)長期經(jīng)濟(jì)增長率將有著重要的影響。顯然，當(dāng)下中國金融改革的方向是關(guān)鍵。

圖6 2014年人均GDP增長率與金融結(jié)構(gòu)主要指標(biāo)變量

與之類似，圖7分別為樣本總體2014年人均GDP對(duì)數(shù)值與銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重、股市總市值占GDP比重的散點(diǎn)圖及擬合曲線(為清楚起見，圖中用圓圈標(biāo)出中國所處的位置)。由圖7可以得到以下信息：

第一，從2014年樣本總體的橫截面數(shù)據(jù)來看，人均GDP對(duì)數(shù)值與銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重之間存在顯著的非線性效應(yīng)，即隨著銀行提供的私人信貸占GDP比重、股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重的升高，人均GDP對(duì)數(shù)值表現(xiàn)出先逐漸升高，在達(dá)到最高點(diǎn)后又逐漸下降的趨勢。換言之，如果用銀行部門和股票市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體活動(dòng)中所占的比重來衡量其分別對(duì)人均收入水平的影響，則銀行和股票市場在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中所占的比重分別存在一個(gè)能夠促進(jìn)人均收入水平提升的最佳值。

第二，世界范圍來看，2014年絕大多數(shù)中等收入經(jīng)濟(jì)體的銀行提供的私人信貸占GDP比重低于其能夠促進(jìn)人均收入水平提升的最佳值，即銀行業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展有助于人均收入水平的提升，僅有少量高收入經(jīng)濟(jì)體的銀行提供的私人信貸占GDP比重超過了其能夠促進(jìn)人均收入水平提升的最佳值，其銀行部門的進(jìn)一步發(fā)展將對(duì)人均收入水平的提升產(chǎn)生抑制作用。從股票市場的發(fā)展水平來看，除中國香港外，樣本中所有經(jīng)濟(jì)體股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重均未達(dá)到其能夠促進(jìn)收入水平提升的最佳值，即股票總交易額占GDP比重與股市總市值占GDP比重的進(jìn)一步提升，將有助于這些經(jīng)濟(jì)體人均收入水平的提高。

第三，2014年，中國的人均收入水平尚處于中等收入經(jīng)濟(jì)體發(fā)展階段的事實(shí)在圖中一目了然。從人均GDP的角度來看，中國銀行提供的私人信貸占GDP比重接近于其能夠促進(jìn)人均收入水平提升的最佳值，這意味著以規(guī)模衡量的銀行部門的進(jìn)一步發(fā)展與擴(kuò)張，將不利于未來中國人均收入水平的提升；但同絕大多數(shù)國家和地區(qū)一樣，以股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重衡量的中國股市的發(fā)展，還遠(yuǎn)未達(dá)到其能夠促進(jìn)人均收入水平提升的最佳值，這意味著即便不考慮股市的整體效率，未來中國股市單純通過規(guī)模的擴(kuò)張繼而實(shí)現(xiàn)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中發(fā)揮更大的影響，也對(duì)人均收入水平的提升能夠起到一定的促進(jìn)作用。

第四，與中國長期潛在增長率在未來將以大概率呈現(xiàn)逐步降低的趨勢不同，中國當(dāng)前還僅是一個(gè)中等收入經(jīng)濟(jì)體，人均GDP在未來10到20年間還將有大幅的提升空間并最終進(jìn)入高收入經(jīng)濟(jì)體(或發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體)的行列(排除長期陷入“中等收入陷阱”的可能情形)。因此，隨著人均收入水平的提高，未來中國金融體系中銀行和股票市場的進(jìn)一步發(fā)展究竟將走向各自最佳比例的哪一側(cè)，對(duì)未來中國人均收入水平的提高有著重要的意義和影響。特別是，一方面對(duì)于從圖中已接近能夠促進(jìn)人均收入水平提升最佳值的銀行提供的私人信貸占GDP比重，未來是否會(huì)超過最佳比例繼而可能產(chǎn)生抑制人均收入水平提升的負(fù)影響，另一方面對(duì)于距離能夠促進(jìn)人均收入水平提升最佳比例尚遠(yuǎn)的股票總交易額占GDP比重和股市總市值占GDP比重，在未來的發(fā)展和金融改革中是否會(huì)得到顯著提升，繼而步入促進(jìn)人均收入水平的進(jìn)一步提高并促使中國成功躋身發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體行列，對(duì)中國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和長期可持續(xù)發(fā)展都具有十分重要的意義。

圖7 2014年人均GDP對(duì)數(shù)值與金融結(jié)構(gòu)主要指標(biāo)變量

以上是對(duì)本文所用的模型、方法進(jìn)行一些必要的解釋、說明，以及對(duì)于所選取的數(shù)據(jù)樣本、指標(biāo)變量進(jìn)行的簡要統(tǒng)計(jì)性描述和初步分析。顯然，對(duì)于金融結(jié)構(gòu)究竟如何影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，特別是從近50年來跨國經(jīng)驗(yàn)的一般規(guī)律來考察經(jīng)濟(jì)增長率和人均收入水平的影響方向和程度大小等細(xì)節(jié)，這些簡要分析尚無法給出清晰和可靠的答案，具體詳見第四部分的實(shí)證分析結(jié)果與相關(guān)討論。

四、實(shí)證分析結(jié)果與討論

參照 Gambacorta et al. (2014)、 Estrada et al. (2010)及Demirgü?-Kunt et al. (2013)等的研究，本文首先選取銀行提供的私人信貸占GDP的比重dc2psbybk作為BKi,t的替代變量，并分別選取股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp、股市總市值占GDP的比重stmc2gdp以及同時(shí)選取二者共同作為STKi,t的替代變量來反映經(jīng)濟(jì)增長過程中金融結(jié)構(gòu)，在僅選取政府消費(fèi)支出占GDP比重(%)的對(duì)數(shù)govsize和通貨膨脹率inflationnew*其中，inflationnew=log(1+inflation)。作為控制變量的情形下，對(duì)動(dòng)態(tài)面板的基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)。

由表3可見:在線性基準(zhǔn)模型中，銀行提供的私人信貸占GDP的比重dc2psbybk對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響總體為負(fù)，并且在5%～1%不等的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。股市對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響方向則出現(xiàn)分化：股市總市值占GDP的比重stmc2gdp表現(xiàn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有統(tǒng)計(jì)顯著的正向促進(jìn)作用，而股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp卻表現(xiàn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響總體為負(fù)，除了利用差分GMM對(duì)單獨(dú)使用股市總市值占GDP的比重stmc2gdp作為衡量股市影響的解釋變量方程(3)的估計(jì)結(jié)果外，方程(4)、(5)和(6)均在5%～1%不等的顯著性水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這說明，樣本總體中銀行部門的進(jìn)一步發(fā)展將會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的增長。這可能與樣本中高收入經(jīng)濟(jì)體所占的比重過高，而絕大多數(shù)高收入經(jīng)濟(jì)體又主要依靠市場化的股票市場進(jìn)行融資、金融結(jié)構(gòu)中銀行占比已經(jīng)超過了其能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)比例造成的。有趣的是，股票總交易額與股市總市值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響表現(xiàn)出一定的分化。盡管二者具有較強(qiáng)的相關(guān)性*見附錄3，樣本總體中，股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp與股市總市值占GDP的比重stmc2gdp之間的相關(guān)系數(shù)為0.999。，但隨著金融深化進(jìn)程的加快，股票總交易額占GDP的比重與股市總市值占GDP的比重均表現(xiàn)出逐漸上升的趨勢，且二者都受到資產(chǎn)價(jià)格的顯著影響。對(duì)此，一個(gè)可能的解釋是，股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp不僅受資產(chǎn)價(jià)格的影響，而且與交易頻率密切相關(guān)，后者又通常被認(rèn)為是市場過熱、出現(xiàn)泡沫或者市場過度波動(dòng)的主要原因。這不僅不利于金融市場本身的發(fā)展，甚至在某種程度上會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的長期增長產(chǎn)生不利影響，從而造成其與股市總市值占GDP的比重對(duì)經(jīng)濟(jì)增長在影響方向上表現(xiàn)出一定的分化。政府消費(fèi)支出占GDP比重的對(duì)數(shù)govsize與通貨膨脹率inflationnew對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響為負(fù)，且均在統(tǒng)計(jì)上顯著。這意味著，政府消費(fèi)支出的進(jìn)一步增長和通脹率水平的進(jìn)一步上升將顯著阻礙經(jīng)濟(jì)的增長。這對(duì)于當(dāng)今全球流動(dòng)性總體過剩大背景下的緩慢復(fù)蘇，特別是各國(或地區(qū))財(cái)政收入增長乏力、總體債務(wù)水平不斷攀升、寬松的貨幣政策空間日益捉襟見肘的當(dāng)下，具有十分重要的政策涵義，即進(jìn)一步加大政府消費(fèi)支出和提升通脹率水平的政策選擇，不僅無益于增長率的提升，反而會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的長期增長。

在此基礎(chǔ)上，本文選取人均GDP對(duì)數(shù)值ln y作為被解釋變量對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)。研究發(fā)現(xiàn)，銀行提供的私人信貸占GDP的比重dc2psbybk、股市總市值占GDP的比重stmc2gdp以及股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp的估計(jì)系數(shù)均趨于零(盡管符號(hào)方向和顯著性與表3相比未發(fā)生顯著變化)。銀行提供的私人信貸占GDP的比重和股票總交易額占GDP的比重對(duì)于人均收入水平基本無影響，即便有也僅是弱的負(fù)影響，而股市總市值占GDP的比重對(duì)人均收入水平也基本無影響，即便有也僅存在弱的正向影響。這意味著，金融結(jié)構(gòu)對(duì)人均收入水平的影響可以忽略不計(jì)。當(dāng)然，這也可能是被解釋變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)值處理后，客觀上壓縮了不同經(jīng)濟(jì)體之間收入水平的差異，由此導(dǎo)致金融結(jié)構(gòu)作用于收入水平上的影響也被顯著壓縮?？傮w而言，利用人均GDP對(duì)數(shù)值ln y作為被解釋變量對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行的估計(jì)未對(duì)表3有明顯改善，可以認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)整體對(duì)以人均收入水平衡量的經(jīng)濟(jì)增長的影響可以忽略。

表3 基準(zhǔn)模型線性方程估計(jì)結(jié)果(被解釋變量：人均GDP增長率growth)

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)差；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

① 差分GMM和系統(tǒng)GMM成立的前提條件是回歸方程中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)，即Cov(εi,tεi,s)=0, t≠s，?i。然而，即便隨機(jī)擾動(dòng)不存在自相關(guān)，其一階差分仍存在一階自相關(guān)，但不存在二階或更高階自相關(guān)。因此，可以通過檢驗(yàn)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的差分是否存在一階或二階自相關(guān)來檢驗(yàn)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)情況。該自相關(guān)檢驗(yàn)報(bào)告的是拒絕原假設(shè)“H0：差分GMM回歸方程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εi,t的差分項(xiàng)不存在二階自相關(guān)”的p值。下同。

② 由于差分GMM和系統(tǒng)GMM使用了較多數(shù)量的工具變量，故需要利用Sargan檢驗(yàn)進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告的是拒絕原假設(shè)“H0：所有工具變量均有效”的p值。下同。

③ Hansen檢驗(yàn)也是過度識(shí)別檢驗(yàn)，同樣，其檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告的是拒絕原假設(shè)“H0：所有工具變量均有效”的p值，下同。

此外，本文還分別對(duì)樣本中的高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體在線性基準(zhǔn)模型的設(shè)定下進(jìn)行估計(jì)*限于篇幅，詳細(xì)估計(jì)結(jié)果未予列示，如需可與作者聯(lián)系索取。，主要有三點(diǎn)發(fā)現(xiàn)加以說明：首先，在系數(shù)符號(hào)和顯著性方面，分別對(duì)高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值和符號(hào)與對(duì)樣本總體的估計(jì)結(jié)果大致相同，但對(duì)中等收入經(jīng)濟(jì)體組的估計(jì)系數(shù)全部變得不顯著。這一定程度上從側(cè)面驗(yàn)證了前文所說，即在所選取的樣本中，高收入經(jīng)濟(jì)體對(duì)樣本總體具有很高的代表性。其次，政府支出和通脹率的回歸系數(shù)在兩組經(jīng)濟(jì)體中均依然為負(fù)，但對(duì)中等收入經(jīng)濟(jì)體組的回歸系數(shù)的絕對(duì)值顯著小于對(duì)高收入經(jīng)濟(jì)體組的回歸系數(shù)。這說明，不考慮顯著性的情形下，進(jìn)一步增加政府支出和提升通脹率水平，高收入經(jīng)濟(jì)體將會(huì)比中等收入經(jīng)濟(jì)體對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生更大的負(fù)影響。最后，初始年份人均收入水平的回歸系數(shù)在對(duì)中等收入經(jīng)濟(jì)體組的估計(jì)中變大，但并不顯著，在對(duì)高收入經(jīng)濟(jì)體組的估計(jì)中則整體變?yōu)榱?，但同樣不顯著。這說明在高收入經(jīng)濟(jì)體組和中等收入經(jīng)濟(jì)體組各自內(nèi)部，初始人均收入水平并不會(huì)對(duì)組內(nèi)經(jīng)濟(jì)體的增長率產(chǎn)生顯著的正向或負(fù)向影響。

表4為對(duì)基準(zhǔn)模型在非線性設(shè)定情形下的估計(jì)結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)：僅有股市總市值占GDP的比重stmc2gdp與經(jīng)濟(jì)增長率之間表現(xiàn)出弱的非線性關(guān)系，系數(shù)估計(jì)值的絕對(duì)值相對(duì)較小，統(tǒng)計(jì)上也不是非常顯著；銀行提供的私人信貸占GDP的比重dc2psbybk與股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響作用方向不確定，影響程度較小且統(tǒng)計(jì)不顯著，亦無明確的統(tǒng)計(jì)顯著的非線性關(guān)系；政府消費(fèi)支出占GDP比重的對(duì)數(shù)govsize與通貨膨脹率inflationnew再次表現(xiàn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率顯著的負(fù)影響。

表4 基準(zhǔn)模型非線性方程估計(jì)結(jié)果(被解釋變量：人均GDP增長率growth)

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)差；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

此外，本文還對(duì)基準(zhǔn)模型在解釋變量為人均GDP對(duì)數(shù)值ln y的非線性設(shè)定情形進(jìn)行了估計(jì)，也未發(fā)現(xiàn)銀行部門和股票市場的發(fā)展對(duì)以人均收入水平所衡量的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的非線性作用關(guān)系。估計(jì)結(jié)果中，所有代表金融結(jié)構(gòu)的變量系數(shù)估計(jì)趨于0，且符號(hào)方向不定，整體在統(tǒng)計(jì)上亦不顯著，詳見附錄11。

基于對(duì)任意一個(gè)國家(或地區(qū))的對(duì)外開放度、政府債務(wù)水平以及貧富差距等因素也會(huì)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響的現(xiàn)實(shí)觀察，同時(shí)參考近年來大量有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長與對(duì)外開放度、貧富差距和債務(wù)水平間關(guān)系和影響的理論與經(jīng)驗(yàn)研究，以及 Beck et al.(2004)、 Demirgü?-Kunt et al.(2013)、 Estrada et al.(2010)相關(guān)文獻(xiàn)中對(duì)于控制變量選取的討論，本文在基準(zhǔn)模型所含解釋變量和相關(guān)控制變量的基礎(chǔ)上，另選取包含貿(mào)易額占GDP比重的對(duì)數(shù)ln trade、中央政府債務(wù)占GDP比重govdebt、基尼系數(shù)(世界銀行估算)gini以及債券發(fā)行量占GDP比重cbiv2gdp等作為控制變量，構(gòu)建拓展模型，表5即為拓展模型分別在線性和非線性設(shè)定情形下的估計(jì)結(jié)果。

由表5可知：在拓展模型中，銀行提供的私人信貸占GDP的比重dc2psbybk對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響均為負(fù)，而股市總市值占GDP的比重stmc2gdp對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響均為正，股票總交易額占GDP的比重stmtvt2gdp對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響在金融結(jié)構(gòu)主要變量與增長率之間關(guān)系線性和非線性假定的情形下，影響方向不確定，且估計(jì)系數(shù)和非線性關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上均不顯著；債券發(fā)行量占GDP比重(%)cbiv2gdp對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響為負(fù)，而貿(mào)易額占GDP比重的對(duì)數(shù)ln trade對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響為正，但所有估計(jì)系數(shù)同樣均在統(tǒng)計(jì)上不顯著；最后，政府消費(fèi)支出占GDP比重的對(duì)數(shù)govsize、通貨膨脹率inflationnew、中央政府債務(wù)占GDP比重govdebt、基尼系數(shù)(世界銀行估算)gini以及年度虛擬變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的影響方向不確定，在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。同樣，本文還對(duì)拓展模型在解釋變量為人均GDP對(duì)數(shù)值ln y的非線性設(shè)定情形進(jìn)行了估計(jì)，也未發(fā)現(xiàn)銀行部門和股票市場的發(fā)展對(duì)以人均收入水平所衡量的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的非線性作用關(guān)系。估計(jì)結(jié)果中，所有代表金融結(jié)構(gòu)的變量系數(shù)估計(jì)值再次趨于零，且符號(hào)方向不定，所有估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，詳見附錄12。

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)差。

總體而言，樣本中銀行提供的私人信貸占GDP比重與股票總交易額占GDP比重二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平的提高具有負(fù)的影響，而股市總市值占GDP比重對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平的提高具有正的影響。既有研究發(fā)現(xiàn)的有關(guān)金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平之間所存在的非線性影響并不顯著，這可能與所選取的樣本觀察值中不同收入水平的經(jīng)濟(jì)體構(gòu)成有關(guān)，同時(shí)也可能與模型非線性假定情形下存在統(tǒng)計(jì)學(xué)不足有關(guān)*雖然多項(xiàng)式回歸可以較好地?cái)M合樣本數(shù)據(jù)，但它也有重要的統(tǒng)計(jì)學(xué)不足，原因有二：首先，不同冪次的解釋變量之間可能高度相關(guān)，繼而導(dǎo)致多重共線性；其次，多項(xiàng)式回歸傾向于捕捉那些解釋變量取值特別大或特別小(即極端異常值)的觀測值，從而使得一小部分觀測值就可能對(duì)結(jié)果施加顯著影響，遠(yuǎn)超過其所代表的權(quán)重。因此，多項(xiàng)式回歸的結(jié)果可能出現(xiàn)因樣本而異的現(xiàn)象，即對(duì)某些樣本數(shù)據(jù)擬合很好的模型，在推廣到其他樣本數(shù)據(jù)時(shí)，表現(xiàn)得會(huì)很糟糕。。

五、 結(jié)論與政策建議

本文通過選取近50多年來全球60個(gè)經(jīng)濟(jì)體的跨國面板數(shù)據(jù)樣本，就金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平的影響及其作用的一般規(guī)律進(jìn)行了考察。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：對(duì)絕大多數(shù)高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體而言，銀行擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的負(fù)影響；股市的發(fā)展具有兩面性，股市總市值占GDP比重的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平的提高存在著顯著的正向促進(jìn)作用，但股票總交易額占GDP比重對(duì)長期經(jīng)濟(jì)增長率和人均收入水平的影響方向則不是很確定，甚至存在弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。既有研究中有關(guān)金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的“非線性”效應(yīng)很大程度上與研究所選取的數(shù)據(jù)樣本、替代變量和控制變量以及相關(guān)統(tǒng)計(jì)方法有關(guān)，其存在性和顯著性均值得進(jìn)一步深入研究和探討。

這意味著，當(dāng)前絕大多數(shù)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體中，銀行部門的發(fā)展已經(jīng)超過其能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平提高的最優(yōu)比例。一定程度上，可以認(rèn)為銀行已經(jīng)無法提供與這些經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展水平所需要的最相適應(yīng)的金融產(chǎn)品與金融服務(wù)，適度降低這些經(jīng)濟(jì)體中銀行部門在整個(gè)金融體系中所占的比重，將有助于其長期經(jīng)濟(jì)增長率和人均收入水平的提升。對(duì)大多數(shù)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體而言，提高股市總市值占GDP比重將有利于促進(jìn)長期經(jīng)濟(jì)增長和人均收入水平的進(jìn)一步提高，但需要謹(jǐn)慎對(duì)待股票總交易額占GDP比重的進(jìn)一步提高。如何有效識(shí)別交易的增加究竟是因?yàn)閷?shí)體經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇、企業(yè)盈利前景良好、市場環(huán)境改善等導(dǎo)致的有效需求增加和交易額健康、可持續(xù)的上升，還是由于寬松貨幣環(huán)境下市場投機(jī)導(dǎo)致的虛假繁榮甚至泡沫，將是市場監(jiān)管者和宏觀決策者需要長期面對(duì)的一項(xiàng)挑戰(zhàn)。對(duì)決策者而言，未來的金融改革需要慎重考慮調(diào)整后的金融結(jié)構(gòu)與長期潛在經(jīng)濟(jì)增長率和未來人均收入水平相適應(yīng)的問題。

康繼軍,張宗益,傅蘊(yùn)英. 2005. 金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之因果關(guān)系:中國、日本、韓國的經(jīng)驗(yàn)[J]. 金融研究(10):20-31.

林毅夫,章奇,劉明興. 2003. 金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長:以制造業(yè)為例[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(1):3-21.

談儒勇. 1999. 中國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(10):53-61.

武志. 2010. 金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長: 來自中國的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 金融研究(5):58-68.

周立,王子明. 2002. 中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長實(shí)證分析:1978—2000[J]. 金融研究(10):1-13.

ALLEN F, GALE D. 2000. Compring financial system [M]. Cambridge:MIT Press.

ALLEN F, QIAN J, ZHANG C Y, et al. 2013. China′s financial system: opportunities and challenges [M]//FAN J, MORCK R. Capitalizing China. [S.l.]:University of Chicago Press.

BECK T, DEMIRGü?-KUNT A, LEVINE R. 2000. A new database on financial development and structure [J]. World Bank Economic Review, 14(3):597-605.

BECK T, LEVINE R. 2004. Stock market, banks, and growth:panel evidence [J]. Journal of Banking and Finance, 28(3):423-442.

BOYD J, SMITH B. 1998. The evolution of debt and equity markets in economic development [J]. Economic Theory, 12(3):519-560.

CAPASSO S. 2004. Financial markets, development and economic growth: tales of informational asymmetries [J]. Journal of Economic Surveys, 18(7):267-292.

CECCHETTI S, KHARROUBI E. 2012. Reassessing the impact of finance on growth [R]. BIS Working Papers.

DEMETRIADES P, HUSSEIN K. 1996. Does financial development cause economic growth? Time series evidence from 16 countries [J]. Journal of Development Economics, 51(2):387-411.

DEMIRGü?-KUNT A, FEYEN E, LEVINE R. 2011. The evolving importance of banks and securities markets [R]. World Bank Policy Research Working Paper, No. 5805.

DEMIRGü?-KUNT A, FEYEN E, LEVINE R. 2013. The evolving importance of banks and securities markets [J]. World Bank Economic Review, 27(3):476-490.

DEMIRGü?-KUNT A, LEVINE R. 1996. Stock market development and financial intermediaries: stylized facts [J]. World Bank Economic Review, 10(2):291-332.

DEMIRGü?-KUNT A, LEVINE R. 2001. Financial structures and economic growth: a cross-country comparison of banks, markets and development [M]. Cambridge:MIT Press.

ESTRADA G, PARK D, RAMAYANDI A. 2010. Financial development and economic growth in developing Asia [R]. ADB Economics Working Paper Series, No.233.

GAMBACORTA L, YANG J, TSATSARONIS K. 2014. Financial structure and growth [J]. BIS Quarterly Review, March:21-35.

GOLDSMITH R. 1969. Financial Structure and development [M]. New Haven: Yale University Press.

HASAN I, WACHTEL P, ZHOU M. 2009. Institutional development, financial deepning and economic growth: evidence from China [J]. Journal of Banking amp; Finance, 33(1):157-170.

JAGDISH H, KHAN S. 2008. Financial development and economic growth: a symbiotic relationship [J]. Applied Financial Economics, 18(1):1033-1049.

JORDAN S. 2005. Does financial development ‘lead’ economic growth? A vector auto-regression [J]. Applied Economics, 37(12):1353-1367.

JORDAN S, MORRIS A. 2001. Financial development and economic growth: an egg-and-chicken problem [J]. Review of International Economics, 9(3):443-454.

JORDAN S, MORRIS A. 2002. Does financial development ‘lead’ economic growth [J]. Internatioanl Review of Applied Economics, 16(2):153-168.

KING R, LEVINE R. 1993. Finance and growth: schumpeter might be right [J]. Quarterly Journal of Economics, 108(3):717-737.

LAW S, SINGH N. 2014. Does too much finance harm economic growth [J]. Journal of Banking and Finance, 41(1):36-44.

LEVINE R. 1997. Financial development and economic growth: view and agenda [J]. Journal of Economic Literature, 35(2):688-726.

LEVINE R. 2002. Bank-based or market-based financial systems: which is better [J]. Journal of Financial Intermediation, 11(4):398-428.

LEVINE R. 2004. Finance and growth: theory and evidence [J].Social Science Electronic Publishing, 11(5):37-40.

LEVINE R. 2005. Finance and growth: theory and evidence [M]//Handbook of Economic Growth.[S.l.]:Elsevier Science.

LEVINE R, ZERVOS S. 1998. Stock markets, banks and economic growth [J]. American Economic Review, 88(3):537-558.

LUINTEL K, KHAN M, ARESTIS P, et al. 2008. Financial structure and economic growth [J]. Journal of Development Economics, 86(1):181-200.

SONG F, THAKOR A V. 2010. Financial system architecture and the co-evolution of banks and capital markets [J]. Economic Journal, 120(547):1021-1055.

(責(zé)任編輯 彭 江)

WhetherThere′sa“Nonlinear”ImpactofFinancialStructureonEconomicGrowth?AnEmpiricalStudyBasedonCross-countryPanelDatawithGeneralizedMethodsofMoment

YAN Fei

(China Oceanwide Holdings Group Co., Ltd, Beijing 100005； Chinese Academy of Social Sciences (CASS), Beijing 100732)

What are differences among influences of an economy′s financial structure on its long-run growth and income per capita when specific development stage and income level are taken into consideration? Based on a dynamic cross-country panel model built with a sample of panel data of 60 economies worldwide in the latest fifty years, this study examines the long run influence with generalized method of moments (GMM). The results suggest that an excessive expansion of the banking sector among high-income economies and middle-income economies may hinder the long run growth and the increase of income per capita whereas the development of the stock market is double-edged. In addition, the hypothesis that a “nonlinear” impact of an economies′ financial structure on economic growth has not been found in this study, the relevant coefficients are not statistically significant.

economic growth; income level per capita; financial structure

2017-05-22

閆 斐 (1982--) ，男，陜西延安人，博士，中國泛?？毓杉瘓F(tuán)有限公司博士后科研工作站、中國社會(huì)科學(xué)院世界經(jīng)濟(jì)與政治研究所博士后科研流動(dòng)站博士后研究員。

* 本文得到北京市博士后工作經(jīng)費(fèi)的資助(2016-ZZ-124)。作者感謝匿名審稿人的評(píng)審意見，在此一并致謝，文責(zé)自負(fù)。

F061.2

A

1001-6260(2017)10-0001-18

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.10.001