地方政府調(diào)控、金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究

黃海峰 劉輝 趙一凡

摘要：借助SE-DEA模型測(cè)算2003—2016年中國(guó)省級(jí)金融效率，利用面板門檻模型實(shí)證分析政府干預(yù)、金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在全國(guó)層面上，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，高水平的金融效率將顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但在高金融效率下增加政府干預(yù)會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);在區(qū)域?qū)用嫔?，東、中部地區(qū)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單一門檻效應(yīng)，考慮地方政府調(diào)控因素，發(fā)現(xiàn)政府調(diào)控提升金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果具有區(qū)域差異性，在金融體系發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，高金融效率階段下增加政府干預(yù)改進(jìn)金融效率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)并不顯著，在金融欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)，地方政府調(diào)控增強(qiáng)了中西部地區(qū)金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度，其中西部地區(qū)改進(jìn)效果最好。

關(guān)鍵詞：超效率DEA模型;金融效率;門檻效應(yīng)模型;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);政府干預(yù)

中圖分類號(hào)：F830? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：1007-2101（2020）01-0039-10

一、引言

在“十三五規(guī)劃”要求加快產(chǎn)業(yè)升級(jí)和轉(zhuǎn)型的時(shí)代背景下，與金融相關(guān)的服務(wù)業(yè)呈現(xiàn)急速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)：我國(guó)金融業(yè)增加值GDP占比不斷提升，從2012年的5.5%增加至2016年的8.3%，金融業(yè)增加值均增速為15.21%;其中2015年的金融業(yè)增加值占全年GDP的8.9%，且金融業(yè)GDP平均增速為15.89%，其在“三產(chǎn)細(xì)分”行業(yè)的GDP增速中位居首位。“十九大報(bào)告”中提出：要深化金融體制改革，增強(qiáng)金融業(yè)為實(shí)體經(jīng)濟(jì)注入“新”金融資金的能力。盡管近幾年中國(guó)金融業(yè)發(fā)展取得巨大成就，但與世界發(fā)達(dá)國(guó)家相比，依舊呈現(xiàn)出金融“質(zhì)性發(fā)展不足”卻“量性增長(zhǎng)巨大”的發(fā)展格局。當(dāng)前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)正處于改革開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)增速“換擋期”，調(diào)結(jié)構(gòu)、提質(zhì)量成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新常態(tài)，為此，從效率維度研究金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，將有助于促進(jìn)金融推進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

二、相關(guān)文獻(xiàn)分析

金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)根據(jù)研究角度差異可分為：金融促進(jìn)論、金融分工功能論以及金融結(jié)構(gòu)論（Mickinnon，1973;Merton，1995;Goldsmish，1969）[1-3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者則將金融作為一種稀缺資源，并提出金融可持續(xù)發(fā)展論（白欽先，1998）[4]。隨著研究方法與領(lǐng)域的拓展，發(fā)現(xiàn)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈非線性關(guān)系（Law，2013;楊有才，2014）[5-6]。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，金融發(fā)展的增長(zhǎng)效應(yīng)更應(yīng)關(guān)注其“質(zhì)量渠道”即金融效率（Wedow和Koetter，2010）[7]。國(guó)內(nèi)外研究對(duì)金融效率的定性與定量研究大相徑庭。國(guó)外研究將金融效率定義為金融機(jī)構(gòu)配置經(jīng)濟(jì)社會(huì)資源，不僅使經(jīng)濟(jì)主體自身達(dá)到高效發(fā)展，而且使經(jīng)濟(jì)內(nèi)部子系統(tǒng)之間達(dá)到高協(xié)調(diào)程度的能力（Arzac，1981;Hellmann，1997）[8-9]。國(guó)內(nèi)對(duì)金融效率的研究起步較晚，但研究方面及層次較詳細(xì)。國(guó)內(nèi)研究認(rèn)為金融效率是指金融資源在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的配置達(dá)到“帕累托最優(yōu)”，同時(shí)也是在某個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中金融資源配置效率達(dá)到最高時(shí)的效率（白欽先，2001）[10]。云鶴等（2012）從金融—增長(zhǎng)機(jī)制模型中將金融效率分解為分置效率、轉(zhuǎn)化效率及配置效率，并得出金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在20%[11]。

提升金融效率在總體上可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但不同角度分析金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用得到的結(jié)論也是包羅萬(wàn)象。當(dāng)金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與特定發(fā)展階段的金融資源稟賦結(jié)合時(shí)才會(huì)優(yōu)化金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率（楊子榮、張鵬楊，2018）[12]。金融發(fā)展包含金融規(guī)模的擴(kuò)大以及金融效率的提升，在不同階段以及地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用有差異。金融效率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)不僅受到金融部門自身管理機(jī)制的影響，還受到金融生態(tài)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的約束，金融環(huán)境包括：金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、制度政策環(huán)境、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)等。效仿趕超發(fā)達(dá)國(guó)家而盲目擴(kuò)大金融發(fā)展規(guī)模，不利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，此時(shí)適當(dāng)?shù)恼深A(yù)政策將會(huì)減小該種沖擊影響，但不合理的政府干預(yù)會(huì)破壞市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，不利于高質(zhì)量金融資源服務(wù)的穩(wěn)定輸出，從而阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。由于中國(guó)存在金融抑制，深化金融改革促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成為主要的目標(biāo)，但只有當(dāng)?shù)胤截?cái)政壓力較大時(shí)，市場(chǎng)化對(duì)金融效率的正向促進(jìn)作用才會(huì)顯著（張慶軍，2014）[13]。有研究表明，短期內(nèi)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)危機(jī)，適當(dāng)?shù)臄U(kuò)張政府支出將會(huì)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)（馬勇、陳雨露，2012）[14]，當(dāng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定且增速回升時(shí)，長(zhǎng)期內(nèi)為避免出現(xiàn)財(cái)政赤字，政府干預(yù)需逐步退出。對(duì)于政府調(diào)控干預(yù)金融，學(xué)術(shù)界持有不同觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，國(guó)內(nèi)金融體制不完善，政府干預(yù)可以通過(guò)制定合理的金融政策，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供更好的融資渠道，導(dǎo)致資本轉(zhuǎn)化率降低，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（高雷，2006）[15];另一種觀點(diǎn)認(rèn)為：政府干預(yù)金融市場(chǎng)會(huì)導(dǎo)致金融風(fēng)險(xiǎn)，從而阻礙產(chǎn)業(yè)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（徐建波，2014）[16]。因此，在政府干預(yù)下研究提升金融資源配置效率，使金融更高效服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有一定意義。

綜上所述，多數(shù)研究表明金融效率為一種投入產(chǎn)出的關(guān)系，國(guó)內(nèi)針對(duì)金融效率測(cè)算以及金融效率的影響因素分析已較全面。因此，筆者借鑒前人研究，基于投入產(chǎn)出視角，根據(jù)金融業(yè)發(fā)揮自身金融功能優(yōu)勢(shì)對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)產(chǎn)出帶來(lái)影響的效果，將金融效率理解為金融業(yè)發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)配置金融系統(tǒng)資源的運(yùn)行效率，即金融機(jī)構(gòu)自身的產(chǎn)出效率，并嘗試采用非參數(shù)法測(cè)度金融效率。目前已有研究和理論只從單方面研究金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，現(xiàn)有文獻(xiàn)忽略了金融效率在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)中的政府干預(yù)因素，也缺乏三者間的相關(guān)研究?；谏鲜鲅芯坎蛔悖P者選取中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過(guò)建立面板門檻效應(yīng)模型探究政府干預(yù)、金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間非線性關(guān)系，進(jìn)而為改善金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的催化作用途徑，優(yōu)化政府調(diào)控能力提供有益借鑒。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所涉及數(shù)據(jù)來(lái)自各省相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、EPS數(shù)據(jù)庫(kù)以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公開(kāi)的相關(guān)數(shù)據(jù)，考慮到國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況和數(shù)據(jù)的可得性及完整性，所以沒(méi)有包括中國(guó)香港、澳門和臺(tái)灣，對(duì)于個(gè)別省份存在某年份缺失值，參照一般文獻(xiàn)，采用平滑插值法進(jìn)行處理。

（二）金融效率測(cè)度研究方法

1. SE-DEA模型。由于傳統(tǒng)DEA模型在規(guī)劃過(guò)程中出現(xiàn)將多個(gè)決策單元（DMU）的效率值評(píng)價(jià)為1的結(jié)果即高度有效，導(dǎo)致進(jìn)一步區(qū)分DMU大小以及排序出現(xiàn)問(wèn)題。因此Andersen等人重新定義投入產(chǎn)出可能集，提出超效率數(shù)據(jù)包絡(luò)（SE—DEA）模型。SE—DEA模型具有可觀測(cè)DMU動(dòng)態(tài)變化以及形成其效率變化誘因等優(yōu)勢(shì)，所以為了更加合理、科學(xué)地測(cè)度區(qū)域金融效率，筆者借鑒Andersen和Petersen（1993）[17]的超效率DEA模型。模型如下：

在（1）式中，θ為決策單元超效率值;X、Y分別為輸入、輸出指標(biāo);si-，sr+分別為松弛變量、剩余變量;λ為DMU的評(píng)價(jià)組合比例，即W=∑λi;T為DMU的數(shù)量，m為投入變量個(gè)數(shù)，n為輸出變量個(gè)數(shù)。

2. 金融效率測(cè)度指標(biāo)構(gòu)建。筆者基于金融資源投入產(chǎn)出視角，定義金融效率為中國(guó)金融體運(yùn)行效率，并將金融效率理解為金融業(yè)發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)在金融系統(tǒng)內(nèi)配置金融資源的運(yùn)行效率。通過(guò)借鑒許瀟文（2015）[18]的研究方式，遵循指標(biāo)選取的科學(xué)性、可操性以及數(shù)據(jù)可得性，金融效率測(cè)度指標(biāo)選取見(jiàn)表1。

四、實(shí)證研究

（一）金融效率測(cè)度結(jié)果

基于產(chǎn)出視角和規(guī)模收益不變的假定，筆者運(yùn)用DEA-Solver軟件測(cè)量出中國(guó)2003—2016年省級(jí)金融效率的相關(guān)統(tǒng)計(jì)描述結(jié)果（見(jiàn)表2）。

從表2中可以看出，國(guó)內(nèi)多數(shù)省份的金融效率呈現(xiàn)相對(duì)高效率，特別是上海，2003—2016年的金融效率均值為2.655，處于高效階段，其次是北京，金融效率均值為1.95。西部地區(qū)的重慶、云南、寧夏以及新疆地區(qū)的金融效率均值也大于1，同樣處于高效率范圍內(nèi)。通過(guò)表3可以看出，金融效率呈現(xiàn)區(qū)域性差異，東、中、西部地區(qū)金融效率均值分別為1.412、0.776、0.969。東部地區(qū)的金融效率均值大于1，處于相對(duì)高效率區(qū)間，金融效率均值依次從東、西、中部遞減，其波動(dòng)程度（標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值）也呈依次遞減趨勢(shì)，這是由于東部地區(qū)處于對(duì)外開(kāi)放優(yōu)勢(shì)地帶，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、金融資源與金融創(chuàng)新力具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，因此金融效率較高;西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)與金融水平較東中部地區(qū)相對(duì)較低，從投入產(chǎn)出測(cè)度角度來(lái)說(shuō)，由于西部地區(qū)金融資源供給不足以及金融結(jié)構(gòu)較為單一使得測(cè)量的金融效率相對(duì)中部地區(qū)比較高，這與楊龍的結(jié)論基本一致[20];中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于西部，但由于經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展使其不斷擴(kuò)大金融發(fā)展規(guī)模而忽略了“質(zhì)”的提升，導(dǎo)致了低金融效率，這也說(shuō)明從區(qū)域?qū)用嫔蟻?lái)看，較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)水平不一定會(huì)提高金融效率。

伴隨著國(guó)內(nèi)金融體制改革和金融組織結(jié)構(gòu)、規(guī)模的擴(kuò)大，從圖1中看出，從整體上來(lái)看我國(guó)金融效率均值維持在1～1.2，呈現(xiàn)相對(duì)高效率，說(shuō)明國(guó)內(nèi)金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍在要素堆積與數(shù)量擴(kuò)張階段之間循環(huán)。在圖1中，金融效率由2003年的0.91提高到2016年1.15，金融效率絕對(duì)值增加了0.24，增幅為25.8%，國(guó)內(nèi)的金融效率水平得到不斷改善。整體上，中國(guó)的金融效率呈平穩(wěn)上升趨勢(shì)，反映出我國(guó)金融改革的平穩(wěn)推進(jìn)。

（二）面板門檻模型構(gòu)建

1. 變量選取。（1）被解釋變量：實(shí)際人均GDP（rGDP），用人均表示旨在抵消影響GDP水平估計(jì)誤差對(duì)人口統(tǒng)計(jì)誤差的影響，為消除價(jià)格影響因素，以2002年為基期對(duì)因變量作消除通貨膨脹處理。（2）核心解釋變量：金融效率（fineff）;控制變量包含：金融發(fā)展水平（fin），用金融機(jī)構(gòu)的年末貸款余額占GDP比值衡量;城鎮(zhèn)化水平（urban），用非農(nóng)業(yè)人口占年末常住人口的百分比表示;對(duì)外開(kāi)放程度（open），用進(jìn)出口總額（已按當(dāng)年匯率折算）的GDP占比表示;人力資本（labor），用受教育程度年限衡量，計(jì)算公式為：（6×小學(xué)+9×初中+12×高中+16×大專及以上）/年末總?cè)丝凇?/p>

2. 單位根檢驗(yàn)。為了避免造成偽回歸，采用Eviews軟件分別對(duì)各變量進(jìn)行單位檢驗(yàn)，為了避免異方差且又不影響變量間關(guān)系，對(duì)所有變量指標(biāo)作取對(duì)數(shù)處理，平穩(wěn)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

在表4中通過(guò)結(jié)果可知，所有變量均已通過(guò)單位根檢驗(yàn)，所以變量lnrGDP、lnFineff、lnFin、lnOpen、lnUrban、lnLabor均為平穩(wěn)序列，說(shuō)明門檻模型具有解釋力。

3. 模型構(gòu)建。為了驗(yàn)證金融效率與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性關(guān)系，筆者借鑒Levine（2005）[21]的思路與Hansen（1999）[22]提出的門檻模型，假定存在“單一門檻”，構(gòu)建如下面板門檻模型：

式（2）表示存在單一門檻時(shí)的面板門檻模型，其中l(wèi)nrGDPit為實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)，lnXit代表控制變量取對(duì)數(shù)值，q為門檻變量，筆者選取金融效率（fineff）作為門檻變量，γ1為特定的門檻值，I（）為指標(biāo)函數(shù)，當(dāng)（）中滿足時(shí)取值為1，否則取0，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，滿足εit～N（0，1）。

該模型為分段函數(shù)模型，當(dāng)門檻變量不大于門檻值γ1時(shí)，lnfineff的系數(shù)為β1，否則系數(shù)為β2。在計(jì)量回歸過(guò)程中，可能出現(xiàn)多個(gè)門檻值，因此根據(jù)可能存在的實(shí)際情況，假設(shè)存在雙重門檻，故式（2）可以擴(kuò)展為式（3）（見(jiàn)式（3））：

（三）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在門檻估計(jì)之前，筆者先進(jìn)行豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示F統(tǒng)計(jì)量為141.88，p值等于0.000小于1%，強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果有效的原假設(shè)。因此，對(duì)門檻模型使用固定效應(yīng)進(jìn)行回歸估計(jì)較為合理。

筆者利用自抽樣（Bootstrap）方法進(jìn)行500次反復(fù)抽樣確定門檻值，并對(duì)門檻值進(jìn)行有效性檢驗(yàn)得到F值以及p值，結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5中可以看出，選取金融效率（fineff）作為門檻變量，在不存在門檻、存在一個(gè)門檻和存在兩個(gè)門檻假設(shè)下對(duì)模型（3）進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)僅單一門檻與雙重門檻顯著。雙重門檻效應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為30.08，Bootstrap計(jì)算的p值為0.000小于1%，說(shuō)明金融效率在1%的置信水平上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有雙重門檻效應(yīng)，其中兩個(gè)門檻值分別為0.751、1.34。

借助圖2與圖3的似然比函數(shù)圖可以更清晰地理解門檻效應(yīng)估計(jì)與置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程，根據(jù)門檻值的估計(jì)結(jié)果，可以將中國(guó)金融效率水平劃分為：落入第一門檻區(qū)間的低金融效率水平（fineff<0.751）、落入第二門檻區(qū)間的中高金融效率水平（0.751≤fineff<1.34）以及落入第三區(qū)間的高金融效率水平（1.34≤fineff）。

（四）金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻回歸結(jié)果分析

表6為門檻回歸結(jié)果，其中模型（1）為固定效用基準(zhǔn)回歸，模型（2）為未加控制變量的門檻回歸結(jié)果，模型（3）則為加入控制變量的穩(wěn)健性門檻估計(jì)結(jié)果。

在3個(gè)模型中，控制變量金融發(fā)展水平（fin）、城鎮(zhèn)化進(jìn)程（urban）、對(duì)外開(kāi)放程度（open）的彈性系數(shù)均為正，且都至少在10%顯著水平下顯著，說(shuō)明這些變量對(duì)提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有顯著的正向效應(yīng);人力資本促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效果并不顯著，這可能與近幾年國(guó)內(nèi)勞動(dòng)年齡人口出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)、勞動(dòng)力人口紅利正逐步消失有關(guān)。

門檻回歸：在模型（1）中，金融效率的彈性系數(shù)為0.003，但不顯著，表明金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正面作用，但是影響顯著性較弱，這說(shuō)明金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在非線性關(guān)系。模型（2）與模型（3）為門檻估計(jì)結(jié)果，分別表示加入與未加入控制變量。在模型（2）中，當(dāng)金融效率不大于門檻值0.751時(shí)，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為-0.027，且通過(guò)10%顯著水平檢驗(yàn)，說(shuō)明在低金融效率水平下，金融效率不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);當(dāng)金融效率在（0.751，1.34]區(qū)間時(shí)，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著增大，彈性系數(shù)為0.045，且在5%顯著水平通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明在中高水平金融效率下，提升金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向促進(jìn)作用，即金融效率提升1%，經(jīng)濟(jì)將顯著增長(zhǎng)4.5%，并且此時(shí)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一個(gè)門檻效應(yīng);當(dāng)金融效率跨過(guò)第二個(gè)門檻值1.34時(shí)，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)有所下降，且仍在5%水平下顯著，表明隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，伴隨金融體制改革以及金融部門的制度創(chuàng)新，金融效率不斷提升，但是后期金融效率進(jìn)一步提升遇到體制瓶頸，使得金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的力度有稍許下降。

在模型（3）中，當(dāng)金融效率不大于0.751時(shí)，影響系數(shù)為負(fù)，且在10%水平下顯著;當(dāng)金融效率處于（0.751，1.34]門檻區(qū)間時(shí)，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.053，且通過(guò)1%的顯著水平檢驗(yàn)，表明金融效率處于中高水平時(shí)，其將顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即金融效率提升1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將顯著上升5.3%;當(dāng)金融效率大于第二個(gè)門檻值時(shí)，彈性系數(shù)也有所下降，但依舊在1%水平下顯著為正，表明國(guó)內(nèi)完全依靠金融市場(chǎng)機(jī)制提升金融資源配置效率并不能有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（五）考慮政府干預(yù)的金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)

由于發(fā)展中國(guó)家或經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國(guó)家的資本市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)的聯(lián)動(dòng)性并不高，為了更好地進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，這些國(guó)家多選擇由政府主導(dǎo)的金融發(fā)展模式。在金融市場(chǎng)機(jī)制并不完善的情況下，通過(guò)政府引導(dǎo)這一途徑影響金融資源的配置能力，最終影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，結(jié)合中國(guó)金融發(fā)展的實(shí)際情況，研究金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響時(shí)應(yīng)加入政府調(diào)控（政府干預(yù)程度）因素，故筆者將政府干預(yù)納入模型中進(jìn)行分析。

設(shè)定Di為虛擬變量，滿足條件時(shí)取值為1，否則取0。為了驗(yàn)證在不同金融效率水平下增加政府干預(yù)程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，筆者將已求得的門檻值劃分為不同取值范圍并設(shè)定相應(yīng)的虛擬變量，設(shè)定D0為金融效率不大于0.751的虛擬變量，D2為金融效率大于1.34的虛擬變量，構(gòu)建如下政府干預(yù)與不同金融效率水平虛擬變量的交互項(xiàng)模型：

其中，lngover為政府干預(yù)（gover）取對(duì)數(shù)，政府干預(yù)用政府年末財(cái)政支出表示（通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，變量lngover也是平穩(wěn)序列），式（4）滿足：若金融效率不大于第一個(gè)門檻值時(shí)，D1與D2的取值均為0，此時(shí)α1為金融效率低水平下政府干預(yù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)。不同金融效率水平下政府干預(yù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響回歸結(jié)果見(jiàn)表7。在表7模型（1）與模型（2）的結(jié)果中可以看出，當(dāng)金融效率不大于門檻值0.751，增加政府干預(yù)力度將顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);但當(dāng)金融效率大于1.34，繼續(xù)增加政府干預(yù)程度將顯著抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，說(shuō)明當(dāng)金融效率較低時(shí)，政府宏觀調(diào)控引導(dǎo)提升金融效率可以有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì);通過(guò)分析可知，高金融效率可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此，當(dāng)金融效率處于高水平時(shí)，繼續(xù)增加政府干預(yù)會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（六）穩(wěn)健性分析

為確?；貧w結(jié)果具有可靠性，筆者將采用不同方法對(duì)金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)。從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程，其會(huì)受上一期以及當(dāng)期因素影響，因此利用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行檢驗(yàn)，考慮到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融效率間可能存在內(nèi)生性，故在回歸中加入被解釋變量的滯后一期。最后采用系統(tǒng)GMM，選取被解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量對(duì)不同金融效率水平下的結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表8。

由表8可知，Hensen檢驗(yàn)和AR（2）檢驗(yàn)結(jié)果顯示，工具變量選取是合理的，且不存在二階序列相關(guān)，說(shuō)明回歸結(jié)果是準(zhǔn)確可靠的。在不同金融效率水平下，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方向以及系數(shù)的顯著性與文中分析結(jié)論基本一致，低水平金融效率不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而高金融效率會(huì)顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);同樣在不同金融效率門檻區(qū)間內(nèi)考慮政府干預(yù)因素時(shí)，高水平金融效率下政府干預(yù)抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另外，控制變量的彈性系數(shù)與文中門檻模型中的分析結(jié)果較為相似。

五、基于區(qū)域?qū)用娴慕鹑谛蕦?duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門檻效應(yīng)研究

（一）不同區(qū)域的金融效率門檻效應(yīng)分析

國(guó)內(nèi)的金融體系發(fā)展程度呈現(xiàn)區(qū)域性差異，因此為進(jìn)一步考察金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系在區(qū)域?qū)用娴牟町?，筆者將樣本分為東、中、西部地區(qū)分別對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，對(duì)不同區(qū)域分別進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表9。

從表9中可以看出，東部、中部地區(qū)均存在單一門檻，而西部地區(qū)沒(méi)有門檻?？紤]金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響關(guān)系分別對(duì)東、中、西部地區(qū)進(jìn)行門檻回歸，結(jié)果如表10所示。

在表10中，未加入控制變量的門檻回歸分析：對(duì)于東部地區(qū)，當(dāng)金融效率未跨過(guò)門檻值時(shí)，金融效率的彈性系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向影響，但不顯著;當(dāng)金融效率跨過(guò)門檻值時(shí)，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向影響，表明東部地區(qū)的高金融效率有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);對(duì)于中部地區(qū)，當(dāng)金融效率小于門檻值時(shí)，金融效率的彈性系數(shù)為0.007，但不顯著;當(dāng)金融效率大于門檻值時(shí)，金融效率的彈性系數(shù)為0.034，且在10%水平下顯著，表明金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著性在加強(qiáng);對(duì)于西部地區(qū)，金融效率的彈性系數(shù)為0.206，且在統(tǒng)計(jì)上不顯著，表明由于西部地區(qū)金融資源匱乏以及金融組織結(jié)構(gòu)單一，使得金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果不凸顯。

加入控制變量的結(jié)果分析：加入控制變量后，東、中、西部地區(qū)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)的方向和顯著性與未加入控制變量的基本一致;在控制變量中，金融發(fā)展水平（fin）是三個(gè)地區(qū)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向因子;在東部地區(qū)，對(duì)外開(kāi)放程度（open）的系數(shù)為0.109且顯著，中、西部地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度的系數(shù)均為正，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著;城鎮(zhèn)化水平（urban）的系數(shù)在東、中部地區(qū)均為正，且均在1%水平下顯著，表明城鎮(zhèn)化進(jìn)程是兩個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力，西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為正，但不顯著，表明西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平正處于快速發(fā)展的過(guò)渡時(shí)期，仍有提升空間;對(duì)于東部地區(qū)，人力資本（labor）的彈性系數(shù)顯著為正，說(shuō)明在東部地區(qū)人力資本可以有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但在中西部地區(qū)人力資本系數(shù)為正，但不顯著，這主要因?yàn)闁|部地區(qū)的人力資本素質(zhì)要高于中西部地區(qū)，加上中西部地區(qū)人才流入，使得東部地區(qū)人力資本的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更顯著。

（二）進(jìn)一步研究：加入政府干預(yù)行為的區(qū)域門檻效應(yīng)回歸分析

東、中、西部地區(qū)由于在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上存在差異，因此在研究金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)性時(shí)，加入不同金融效率水平下政府干預(yù)與金融效率的交互項(xiàng)，用來(lái)檢驗(yàn)不同區(qū)域在不同金融效率水平下政府干預(yù)對(duì)金融效率的影響程度，結(jié)果見(jiàn)表11。

通過(guò)表11可以看出，對(duì)于東中西部地區(qū)，政府干預(yù)對(duì)金融效率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)起到改進(jìn)作用。對(duì)于東部地區(qū)，當(dāng)金融效率處于低水平時(shí)，增加政府干預(yù)，金融效率的彈性系數(shù)上升為0.719，且在5%水平下顯著，相對(duì)于無(wú)政府干預(yù)情況下有所改善;但當(dāng)金融效率處于高水平時(shí)，政府干預(yù)下的金融效率彈性系數(shù)為正但不顯著，表明對(duì)于金融體系較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，政府干預(yù)金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的效果并不明顯;相反，對(duì)于中西部地區(qū)，增加政府調(diào)控后，金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用都有所改進(jìn)提升，其中改進(jìn)最大的是西部地區(qū)，加入政府宏觀調(diào)控后的金融效率彈性系數(shù)為正，且在5%水平下顯著，說(shuō)明政府宏觀調(diào)控可以在很大程度上改善西部地區(qū)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)。

六、結(jié)論與啟示

筆者利用超效率DEA模型對(duì)中國(guó)省級(jí)2003—2016年金融效率進(jìn)行測(cè)算，并采用面板門檻效應(yīng)模型估計(jì)方法，基于全國(guó)層面對(duì)政府干預(yù)、金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行深入地實(shí)證研究，從區(qū)域?qū)用娼嵌葯z驗(yàn)地方政府宏觀調(diào)控改進(jìn)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)效果的力度。研究得出結(jié)論：中國(guó)金融效率水平具有區(qū)域性差異，其中東部地區(qū)金融效率最高，金融效率整體呈平穩(wěn)上升趨勢(shì);就全國(guó)層面而言，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有基于不同金融效率水平的雙重門檻效應(yīng)，當(dāng)金融效率低于第一個(gè)門檻值時(shí)，低水平的金融效率不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且隨著金融效率的提升，高水平金融效率可以顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但在金融效率提升的過(guò)程中會(huì)遇到經(jīng)濟(jì)體制瓶頸，使金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用力度有稍許降低;在不同金融效率水平下，加入政府宏觀調(diào)控研究其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，發(fā)現(xiàn)在高水平金融效率下，政府干預(yù)會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在區(qū)域?qū)用妫瑬|、中部地區(qū)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有單一門檻效應(yīng)，西部地區(qū)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響不顯著;在不同金融效率水平下加入政府干預(yù)與金融效率的交互項(xiàng)，可以發(fā)現(xiàn)政府調(diào)控改善金融效率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效果具有區(qū)域性差異，其中政府宏觀調(diào)控加強(qiáng)了中西部地區(qū)金融效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度，其中對(duì)于西部地區(qū)的改進(jìn)效果最大;對(duì)于東部地區(qū)，當(dāng)金融效率處于高效階段時(shí)，政府干預(yù)改進(jìn)效果并不顯著。

根據(jù)以上結(jié)論，筆者提出以下幾點(diǎn)啟示：第一，地方政府應(yīng)根據(jù)所在地區(qū)的實(shí)際發(fā)展情況，調(diào)整政府對(duì)金融系統(tǒng)的宏觀調(diào)控力度，改善金融效率的經(jīng)濟(jì)效應(yīng);第二，繼續(xù)提升金融效率以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還應(yīng)考慮金融資源流向技術(shù)創(chuàng)新的效率，突破體制瓶頸，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);第三，優(yōu)化金融市場(chǎng)，使其更加實(shí)際、有效地發(fā)揮金融系統(tǒng)的資源配置高效率，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高速持續(xù)穩(wěn)定地增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Mckinnon R I. Money and capital in economic development[J].American Political Science Review，1973，68（4）：1822-1824.

[2]Merton R C，Bodie Z. A conceptual framework for analyzing thefinancial system[J]. The global financial system：A functional perspective，1995：3-31.

[3]Goldsmith R W. Financial structure and development[M]. New Haven：Yale University press，1969.

[4]白欽先，丁志杰.論金融可持續(xù)發(fā)展[J].國(guó)際金融研究，1998（5）：28-32.

[5]Law S H，Azman-Saini W N W，Ibrahim M H.Institutional quality thresholds and the finance-growth nexus[J].Journal of Banking & Finance，2013，37（12）：5373-5381.

[6]楊友才.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于我國(guó)金融發(fā)展門檻變量的分析[J].金融研究，2014（2）：59-71.

[7]Wedow M，Koetter M.Finance and growth in a bank-based economy：Is it quantity or quality that matters？[J].Journal of International Money and Finance， 2010， 29（8）：1529-1545.

[8]Arzac E R，Schwartz R A，Whitcomb D K. A theory and test of credit rationing：some further results[J]. The American Economic Review，1981，71（4）：735-737.

[9]Hellmann T，Murdock K，Stiglitz J. Financial restraint：toward a new paradigm[R].The role of government in East Asian economic development：Comparative institutional analysis，1997：163-207.

[10]白欽先.金融可持續(xù)發(fā)展研究導(dǎo)論[M].北京：中國(guó)金融出版社，2001.

[11]云鶴，胡劍鋒，呂品.金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2012，11（2）：595-612.

[12]楊子榮，張鵬楊.金融結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于新結(jié)構(gòu)金融學(xué)視角的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2018，17（2）：847-872.

[13]張慶君，蘇明政，閔曉瑩.市場(chǎng)化能提高金融資源配置效率嗎？[J].會(huì)計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2014，28（3）：92-103.

[14]馬勇，陳雨露. 貨幣與財(cái)政政策后續(xù)效應(yīng)評(píng)估：40次銀行危機(jī)樣本[J].改革，2012（5）：24-32.

[15]高雷，何少華，儀垂林.國(guó)家控制、政府干預(yù)、銀行債務(wù)與資金侵占[J].金融研究，2006（6）：90-98.

[16]徐建波，夏海勇.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：政府干預(yù)重要嗎[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014（7）：41-47.

[17]Andersen P，Petersen N C. A procedure for Ranking Efficient Units in Data Envelopment Analysis[J].Management Science，1993（10）：1261-1264.

[18]許瀟文.我國(guó)金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的區(qū)域差異分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2015（9）：118-123.

[19]任碧云，楊鴻濤.金融視角下中國(guó)儲(chǔ)蓄——投資轉(zhuǎn)化率提升路徑研究[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2015（4）：98-108.

[20]楊龍，胡曉珍.金融發(fā)展規(guī)模、效率改善與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011（1）：38-48.

[21]Levine R. Finance and growth：theory and evidence[J].Handbook of economic.growth，2005（1）：865-934.

[22]Hansen B E. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J]. Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.

責(zé)任編輯：李金霞