金融結(jié)構(gòu)、制度約束與經(jīng)濟(jì)增長

楊 兵,楊 楊,杜 劍

(貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院;b.大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院;c.會計(jì)學(xué)院,貴州 貴陽 550025)

一、引 言

稀缺的金融資源如何在金融市場與銀行體系之間合理分配才能更有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,這一直是學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)問題。關(guān)于最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的存在性、金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究較多。近期研究發(fā)現(xiàn),金融結(jié)構(gòu)能有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型關(guān)系,證明了最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)在中國的存在性[1]。上述研究只是建立在金融資本完全自由流動的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中,如果存在外部制度約束將對市場化資源的配置產(chǎn)生影響,進(jìn)而直接或間接地影響金融資本在金融市場與銀行體系之間的合理分配,導(dǎo)致金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響效果產(chǎn)生偏離[2]。因此,研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨制度約束時,最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的存在性、金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系逐漸成為目前關(guān)注的重點(diǎn)。但中國經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)較強(qiáng)的空間分布形態(tài),經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈東高西低的“階梯式”分布。在經(jīng)濟(jì)增長速度不同的地區(qū),金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否存在差異性?制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的地區(qū)存在顯著差異?金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響效果是否與制度約束的程度相關(guān)?對于這些問題的回答,是制定相關(guān)的金融政策推動經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵所在。

金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系以及最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的存在性一直是研究的熱點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)的增長離不開金融支持,如何利用稀缺的金融資源實(shí)現(xiàn)最大產(chǎn)出,金融資源的合理分配尤為重要。金融資源能否在金融市場和銀行體系之間合理分配是經(jīng)濟(jì)增長的重點(diǎn)所在,合理的資源分配能夠最大限度地減少金融錯配等問題,實(shí)現(xiàn)資源的合理化,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。然而,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,現(xiàn)有的研究結(jié)論存在差異:一部分研究表明,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長存在單方面的影響[3-4];另一部分研究認(rèn)為,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展階段相關(guān),金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系[1]。一般而言,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響與地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān),地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度較慢的地區(qū),金融發(fā)展也相對緩慢,金融發(fā)展整體規(guī)模小,金融資源不充足[5]。Babagana和Alom研究認(rèn)為在較低和較高水平的經(jīng)濟(jì)增長中,金融結(jié)構(gòu)在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中都扮演重要角色[6]。邵漢華和Liu基于最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)視角,認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)在不同地區(qū)對經(jīng)濟(jì)增長的作用效果具有異質(zhì)性,只有跨越一定的門限值后,才對經(jīng)濟(jì)增長呈顯著的正向影響[7]。Allen等研究認(rèn)為在繁榮時期,以銀行為基礎(chǔ)的金融系統(tǒng)有利于經(jīng)濟(jì)的增長,但在經(jīng)濟(jì)不景氣的時期不利于經(jīng)濟(jì)的增長[8]。

經(jīng)濟(jì)增長除了受到金融結(jié)構(gòu)的影響之外,同樣與市場環(huán)境相關(guān),制度約束同樣影響經(jīng)濟(jì)增長,但是制度約束是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長還是阻礙經(jīng)濟(jì)增長,目前并沒有統(tǒng)一定論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為,制度約束通過限制資源的自由流動,從而阻礙經(jīng)濟(jì)的增長[9];另一種觀點(diǎn)認(rèn)為,制度約束通過政策協(xié)調(diào)從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[10]。

探討金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響以及制度約束對經(jīng)濟(jì)增長之所以形成上述不同的結(jié)論,可能的原因是:(1)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平直接影響到金融水平的發(fā)展,金融發(fā)展水平的差異使得金融資源的分配不合理,導(dǎo)致金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長起到抑制作用。但是,隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展,金融資源的分配越來越合理化,從而金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)作用[1]。(2)現(xiàn)有關(guān)于制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的研究中,只是簡單地研究了制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響,并未厘清制度約束如何影響經(jīng)濟(jì)與金融的正常運(yùn)轉(zhuǎn),造成經(jīng)濟(jì)市場、金融市場的資源配置狀態(tài)發(fā)生改變,然后進(jìn)一步對一國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。(3)現(xiàn)有研究中對于金融結(jié)構(gòu)和制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響,都是單獨(dú)研究,并未將兩者結(jié)合在一起,然而,金融市場上資源的有效配置效率與制度約束密切相關(guān),混亂的金融資源配置需要合理的制度約束才能使得資源配置效應(yīng)達(dá)到最優(yōu)狀態(tài),但是過度干預(yù)將導(dǎo)致市場失靈。因此,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響可能與制度約束力度相關(guān)。

針對以上問題以及形成的原因,本文將嘗試在以下三方面進(jìn)行創(chuàng)新:(1)將金融結(jié)構(gòu)、制度約束與經(jīng)濟(jì)增長置于一個研究框架,從理論層面分析金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,并進(jìn)一步研究制度約束是如何影響金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的有效性。(2)構(gòu)建空間計(jì)量模型,實(shí)證分析存在制度約束和不存在制度約束時金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,明確制度約束在整個經(jīng)濟(jì)環(huán)境中所發(fā)揮的作用。(3)改進(jìn)了以往只對中國整體層面或者分為東、中、西部來研究金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。本文基于經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際情況,將中國30個省(市、區(qū))劃分為經(jīng)濟(jì)增長慢、經(jīng)濟(jì)增長較快和經(jīng)濟(jì)增長快的地區(qū),研究在經(jīng)濟(jì)增長速度不同的地區(qū)金融結(jié)構(gòu)與制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否存在顯著差異。進(jìn)一步運(yùn)用面板門檻模型,檢驗(yàn)了金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響與制度約束之間的關(guān)系,以及金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

根據(jù)金融結(jié)構(gòu)理論,金融結(jié)構(gòu)是整體金融資源在金融市場和銀行體系之間的最優(yōu)分配比例。本文主要探討存在和不存在外部制度約束時金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響以及是否存在最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)。基于此,借鑒張樂等的研究[2],本文提出以下假設(shè):(1)整個經(jīng)濟(jì)體系只有一種資源,即金融資源;只有兩個部門,即金融市場部門和銀行部門;(2)技術(shù)進(jìn)步中性,且規(guī)模報(bào)酬不變;(3)金融部門與銀行部門之間內(nèi)部的資源要素均處于帕累托最優(yōu)狀態(tài)?；谝陨先齻€假設(shè),本文對不存在外部制度約束和存在外部制度約束下金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系展開研究。

金融資源可以在金融部門與銀行部門之間自由流動,假設(shè)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平為Y,則:

Y=F(KB,KS)

(1)

根據(jù)假設(shè)(2),經(jīng)濟(jì)規(guī)模不變,則經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出函數(shù)進(jìn)一步表示為:

Y=KS×F(KB/KS,1)

(2)

Y/KS=F(KB/KS,1)

(3)

y=Y/KS=F(KB/KS,1)=f(FS)

(4)

其中,KB表示金融部門所占的金融資源規(guī)模;KS表示銀行部門所占的金融資源規(guī)模;KB+KS表示整個市場的金融資源總和;FS=KB/KS表示銀行資本存量與金融資本存量的比例,即金融結(jié)構(gòu)。假設(shè)金融市場資本與銀行資本的邊際產(chǎn)出遞減,則根據(jù)K均值動態(tài)學(xué)方程,可得到一個關(guān)于金融市場資本與銀行資本間資本存量的比例等式:

FS′=b*f(FS)-n*FS

(5)

(1)當(dāng)FS0,則FS將上升,經(jīng)濟(jì)增長Y隨著FS的增加而增加;

(2)當(dāng)FS>FS*時,FS′<0,則FS將下降,經(jīng)濟(jì)增長Y隨著FS的增加而減小;

(3)當(dāng)FS=FS*時,FS′=0,則FS得到極大值點(diǎn)。

根據(jù)上述討論,可以得到如下金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,如圖1所示,最終的FS會收斂于FS*,此時f′(FS*)=0,經(jīng)濟(jì)增長Y達(dá)到最大值。因此,金融資源在金融市場和銀行之間分配時存在一個最優(yōu)比例FS*,即最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)從理論上是存在的,并且不同的金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響不同,當(dāng)金融結(jié)構(gòu)FS在最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)FS*左邊時,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈正相關(guān)關(guān)系,當(dāng)金融結(jié)構(gòu)FS在最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)FS*右邊時,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,故本文提出假設(shè)1:

圖1 不存在制度約束時金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系圖

假設(shè)1:當(dāng)不存在外部制度約束時,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型的非線性關(guān)系,存在最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)。

上述分析中,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型的非線性關(guān)系,是基于不存在制度約束的前提假設(shè)下。然而,在現(xiàn)實(shí)中制度約束是存在的,因此,本文借鑒張樂等的研究,將制度約束分為直接制度約束和間接制度約束,間接制度約束為經(jīng)濟(jì)制度約束,政府通過稅收、政府支出等間接影響金融資源在金融市場與銀行體系之間的分配;直接制度約束為金融制度約束,金融制度約束直接作用于金融資源[2]。

圖2 經(jīng)濟(jì)制度約束下金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系圖

圖3 金融制度約束下金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系圖

假設(shè)2a:在不考慮其他外部環(huán)境因素時,經(jīng)濟(jì)制度約束的存在降低了最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)水平,并且抑制了經(jīng)濟(jì)增長;

假設(shè)2b:在不考慮其他外部環(huán)境因素時,金融制度約束的存在降低了最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)水平,并且抑制了經(jīng)濟(jì)增長。

制度約束抑制了經(jīng)濟(jì)增長,但是制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否與地區(qū)經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平相關(guān),在金融市場化發(fā)展水平較低的地區(qū),金融市場的發(fā)展往往會受到更多“制度約束”的影響。同時,制度約束通常也會受到經(jīng)濟(jì)增長水平的限制[11]。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū),政府為促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,相應(yīng)減少相關(guān)政策的約束性,而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū),政府為控制資源,減少過多投入的資源浪費(fèi),相關(guān)制度約束程度越高[12]。進(jìn)一步來看,金融市場相對于金融中介而言,決策主體更加分散化,信息的傳播和擴(kuò)散范圍更加廣泛,資源配置的方式更加市場化,因此金融結(jié)構(gòu)市場化的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)還會受到制度環(huán)境影響[7]。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越低,政府對金融市場、經(jīng)濟(jì)市場的干預(yù)越多,導(dǎo)致金融資源的流向產(chǎn)生偏移,金融資源配置達(dá)不到帕累托最優(yōu)狀態(tài),從而不利于經(jīng)濟(jì)增長。反之,市場化程度越高,政府政策對市場的干預(yù)相對較少,金融資源能夠?qū)崿F(xiàn)自由流動,從而有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但是上述分析未考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響,中國正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大的變化。產(chǎn)業(yè)化程度越高,且與特定發(fā)展階段要素稟賦及其結(jié)構(gòu)內(nèi)生決定的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相適應(yīng)時,金融市場將發(fā)揮更大的作用,才會促進(jìn)產(chǎn)業(yè)增長,進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長[13]。故本文提出假設(shè)3a、3b和3c:

假設(shè)3a:制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān);

假設(shè)3b:金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響與制度約束的程度相關(guān),只有當(dāng)?shù)貐^(qū)制度優(yōu)化到一定程度,金融資源能夠合理配置時,才有利于經(jīng)濟(jì)增長;

假設(shè)3c:產(chǎn)業(yè)化程度越高越有利于發(fā)揮金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選擇2006—2017年中國30個省份的數(shù)據(jù)為樣本(不包含西藏地區(qū))。數(shù)據(jù)主要來源于《中國金融年鑒》《中國財(cái)政年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)站和Wind數(shù)據(jù)庫等。

(二)模型構(gòu)建

為驗(yàn)證假說1,當(dāng)不存在外部制度約束時,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型的非線性關(guān)系。借鑒張成思和劉貫春所構(gòu)建的金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長模型[1],構(gòu)建不存在制度約束下金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的模型如下:

(6)

其中,Edit為被解釋變量,表示經(jīng)濟(jì)增長;FSit為核心解釋變量,表示金融結(jié)構(gòu);Xit表示控制變量,包含信息化水平(Il),外商直接投資規(guī)模(Tsfdi)和政府支出規(guī)模(Ces);i表示地區(qū);t表示樣本時間維度;τi表示個體效應(yīng);λt表示時間效應(yīng);εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為驗(yàn)證金融制度約束和經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響,構(gòu)建金融制度約束、經(jīng)濟(jì)制度約束與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的模型如下所示:

(7)

(8)

其中,Fscit表示金融制度約束,Escit表示經(jīng)濟(jì)制度約束。其他變量含義同上。

(三)指標(biāo)選取

1.被解釋變量

經(jīng)濟(jì)增長(Ed),對于經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo),借鑒孟望生和向君的研究,選擇人均GDP指標(biāo)衡量經(jīng)濟(jì)增長[14]。

2.解釋變量

金融結(jié)構(gòu)(FS),對于金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)的選取,目前常用兩種方法:一種是以地區(qū)股票市場總市值與金融機(jī)構(gòu)貸款余額之比作為金融結(jié)構(gòu)的代理變量[7];另一種是將金融結(jié)構(gòu)劃分為金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)活力和金融結(jié)構(gòu)效率[15]。楊子榮和張鵬楊從不同層面驗(yàn)證了采用金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、活力和效率指標(biāo)衡量金融結(jié)構(gòu)合理[13]。因此,本文借鑒以上學(xué)者做法,將金融結(jié)構(gòu)劃分為金融結(jié)構(gòu)規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)活力與金融結(jié)構(gòu)效率。借鑒楊子榮和張鵬楊的研究,金融結(jié)構(gòu)規(guī)模選擇股票市場總市值與銀行貸款之比,金融結(jié)構(gòu)活力選擇股票市場總交易量與銀行貸款之比,金融結(jié)構(gòu)效率選擇股票市場總交易量與GDP的比值來衡量,然后運(yùn)用熵值法分別計(jì)算三個指標(biāo)的權(quán)重,從而測算出最終的金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)[13]。

3.門檻變量

制度約束,對于制度約束的衡量,目前并沒有統(tǒng)一的方法,常用的是樊綱等編制的中國市場化指數(shù)[16]。張樂等將制度約束細(xì)分為金融制度約束和經(jīng)濟(jì)制度約束[2]。因此,本文選擇金融制度約束和經(jīng)濟(jì)制度約束兩方面來刻畫市場制度約束。金融制度約束主要是通過影響金融部門的資本存量進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的增長。借鑒Boyreau和Wei的研究,金融制度約束(Fsc)主要是通過影響金融部門的資源分配,從而影響金融資源的有效配置[17]。本文用銀行存貸比值來衡量金融制度約束。經(jīng)濟(jì)制度約束(Esc)是通過影響財(cái)政間接影響金融部門的資本存量,從而影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長。經(jīng)濟(jì)制度約束借鑒張樂等的研究,選擇地方政府財(cái)政支出與財(cái)政收入的比值來衡量[2]。對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ais)的刻畫,主要借鑒李成剛等的研究,選擇第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比值進(jìn)行衡量[18]。

4.控制變量

經(jīng)濟(jì)增長的影響因素除了以上選擇的金融結(jié)構(gòu)和制度約束外,還有眾多其他影響因素。從以往研究來看,選擇對經(jīng)濟(jì)增長的控制變量大多集中在信息水平、投資和政府等方面進(jìn)行。因此,本文構(gòu)建了如下的控制變量:(1)外商直接投資規(guī)模(Tsfdi),選擇各地區(qū)FDI占GDP的比重來衡量[7]。(2)信息化水平(Il),選擇郵政業(yè)務(wù)總量和電信業(yè)務(wù)總量之和來衡量。(3)政府支出規(guī)模(Ces),選擇政府一般預(yù)算支出占GDP比重來衡量[19-20]。各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)空間自相關(guān)檢驗(yàn)

對于空間權(quán)重的設(shè)置,通常采用的是(0,1)權(quán)重矩陣,相鄰區(qū)域的權(quán)重為1,不相鄰區(qū)域的權(quán)重為0。Cliff和Ord對傳統(tǒng)的(0,1)權(quán)重矩陣進(jìn)行擴(kuò)展,引入了對兩個空間單元的潛在相互影響的總體測度,構(gòu)建以距離的函數(shù)作為空間權(quán)重矩陣[21]。謝偉偉等在研究區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)時指出,經(jīng)濟(jì)事物之間的聯(lián)系不僅表現(xiàn)在地理鄰近層面,更為重要的是組織鄰近[22]。經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征相似的地區(qū)也會表現(xiàn)出某種空間依賴關(guān)系。鑒于此,本文構(gòu)建中國30個省(市、區(qū))的地理距離權(quán)重和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣,從空間單元的地理距離和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征的視角出發(fā),研究金融結(jié)構(gòu)、制度約束與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

經(jīng)濟(jì)增長在地理權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下的Moran’sI指數(shù)如表2所示。由表2可知,2006—2017年中國30個省(市、區(qū))經(jīng)濟(jì)增長的Moran’sI指數(shù)為正且均通過1%置信度水平的顯著性檢驗(yàn),這意味著經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的空間相關(guān)性。在所選樣本期內(nèi),經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下經(jīng)濟(jì)增長的Moran’sI指數(shù)在整體上呈現(xiàn)倒U型的特征,從2006年到2010年經(jīng)濟(jì)增長的Moran’sI指數(shù)從0.521上升到0.570,從2010年的0.570下降到2017年的0.522,說明經(jīng)濟(jì)增長在空間上并不是隨機(jī)的,而是具有一定趨勢變化的空間自相關(guān)性,在地理空間上呈現(xiàn)明顯的聚集現(xiàn)象,意味著考慮空間性來分析經(jīng)濟(jì)增長就尤為重要。同樣,地理權(quán)重矩陣下經(jīng)濟(jì)增長的Moran’sI指數(shù)為正且均通過1%置信度水平的顯著性檢驗(yàn)。

表2 2006—2017年經(jīng)濟(jì)增長的Moran’s I指數(shù)

(二)面板空間計(jì)量模型的選擇

面板空間計(jì)量模型主要有空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。面板空間計(jì)量模型的選擇主要是通過對模型殘差的拉格朗日乘子(LM-lag和LM-err)及其穩(wěn)健性(Robust-LM-lag和Robust-LM-err))的顯著性來選擇。但是,如果采用傳統(tǒng)面板的判斷方法來選擇模型,結(jié)果可能會出現(xiàn)偏差。Elhorst提出了改進(jìn)辦法,對傳統(tǒng)的ML方法進(jìn)行改良[23]。因此,本文借鑒于斌斌的檢驗(yàn)方法,對模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)[24],結(jié)果如表3所示。由表3可知,SLM模型和SEM模型均通過了顯著性檢驗(yàn)。為了將兩種模型的滯后性全部考慮在內(nèi),避免殘差自相關(guān)對回歸結(jié)果造成影響,本文選擇更具有包含性的空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行實(shí)證分析。

表3 LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)結(jié)果

為了避免回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差,對于選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型,主要有兩種判斷方法;一種是由Hausman提出的,對樣本進(jìn)行估計(jì),根據(jù)結(jié)果的顯著性進(jìn)行選擇相應(yīng)的模型;另一種是由Baltagi提出的,當(dāng)樣本是隨機(jī)選取的,則選擇隨機(jī)效應(yīng)模型比較合適,當(dāng)回歸分析局限于一些特定的固體時,選擇固定效應(yīng)模型比較合適[25]。本文所選取的數(shù)據(jù)是中國30個省(市、區(qū))的面板數(shù)據(jù),是對特定的個體進(jìn)行回歸分析,在估計(jì)中選擇時間和空間雙固體效應(yīng)模型更合適。此外,混合效應(yīng)和時間固定效應(yīng)都忽略了經(jīng)濟(jì)增長客觀存在的地區(qū)結(jié)構(gòu)性差異,空間和時間雙固定效應(yīng)模型同時考慮了實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)差異和時期影響,還可以將空間依賴的作用與空間異質(zhì)性和遺漏變量的影響區(qū)分開來。因此,本文回歸結(jié)果只列出了靜態(tài)空間杜賓模型和動態(tài)空間杜賓模型的空間和時間雙固定效應(yīng)的模型。

(三)空間計(jì)量模型構(gòu)建

在研究經(jīng)濟(jì)增長問題時,忽略變量之間的空間相關(guān)性是錯誤的設(shè)定?？臻g計(jì)量模型將地理與空間上的相關(guān)性很好地結(jié)合起來,可以揭示空間變化的規(guī)律性。借鑒Anselin和Florax的研究,空間計(jì)量模型一般分為空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)兩種。空間滯后模型(SLM)強(qiáng)調(diào)的是被解釋變量的空間依賴性,空間誤差模型(SEM)強(qiáng)調(diào)的是模型誤差項(xiàng)之間的空間相關(guān)性[26]。本文構(gòu)建的空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)如式(9)和(10)所示:

(9)

(10)

其中,W表示空間權(quán)重矩陣,εit和μit都表示服從于正態(tài)分布的誤差項(xiàng),α為截距項(xiàng),ρ表示空間自回歸系數(shù),λ表示空間誤差項(xiàng)的系數(shù)。

根據(jù)前一部分空間計(jì)量模型選擇的分析,選擇空間杜賓模型更適合研究金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。因此,本文構(gòu)建如下的空間杜賓模型:

(11)

為了驗(yàn)證假設(shè)1,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型關(guān)系,并討論最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的存在性,本文在式(11)引入金融結(jié)構(gòu)的平方項(xiàng),構(gòu)建如下所示模型:

(12)

為了驗(yàn)證假設(shè)2a和2b,即研究存在制度約束時,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng),以及經(jīng)濟(jì)增長速度不同的地區(qū)金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,本文在式(12)中分別引入經(jīng)濟(jì)制度約束和金融制度約束,構(gòu)建如下所示模型:

(13)

(14)

其中,FSit表示核心解釋變量金融結(jié)構(gòu),Fscit表示金融制度約束,Escit表示經(jīng)濟(jì)制度約束,其他變量含義同上。

(四)實(shí)證結(jié)果分析

表4為金融結(jié)構(gòu)、制度約束與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證結(jié)果。模型1、模型2和模型3分別表示經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響、金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響和經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響。模型4、模型5和模型6分別表示地理距離權(quán)重矩陣下,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響、金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響和經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響(1)由于篇幅限制,未報(bào)告控制變量結(jié)果,有需要的讀者請與作者聯(lián)系。。所有模型中,經(jīng)濟(jì)增長的空間滯后項(xiàng)系數(shù)在1%的置信度水平下均顯著為正,印證了本文引入經(jīng)濟(jì)增長空間滯后項(xiàng)的正確性,忽略這一關(guān)聯(lián)將會導(dǎo)致模型估計(jì)的偏誤,地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果基本一致,說明了回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 中國各省(市、區(qū))的動態(tài)與靜態(tài)空間面板模型估計(jì)結(jié)果

在模型1中,空間溢出系數(shù)為0.465,且通過1%的置信度水平檢驗(yàn),說明中國經(jīng)濟(jì)增長存在空間的互動效應(yīng),鄰近省(市、區(qū))的經(jīng)濟(jì)增長對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。金融結(jié)構(gòu)(FS)對經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著為正,金融結(jié)構(gòu)平方項(xiàng)(FS2)對經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著為負(fù),兩個變量的符號符合預(yù)期,即在不考慮外部制度約束的情況下,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型關(guān)系,說明存在最優(yōu)金融結(jié)構(gòu),主要是因?yàn)楫?dāng)金融結(jié)構(gòu)低于最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)時,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系,擴(kuò)大銀行金融資本,減小金融市場資本,有利于提高金融結(jié)構(gòu),從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長;當(dāng)金融結(jié)構(gòu)高于最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)時,繼續(xù)擴(kuò)大銀行金融資本不利于整體經(jīng)濟(jì)的增長。在模型2、模型3中,空間溢出系數(shù)都為正,且都通過1%置信度水平的檢驗(yàn),說明相鄰地區(qū)之間存在正向的空間溢出效應(yīng),且金融結(jié)構(gòu)平方項(xiàng)(FS2)在所有模型中皆顯著為負(fù),說明存在外部制度約束下,也存在最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)。因此,金融資源在銀行體系和金融市場之間的合理分配,是影響經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。

雖然在外部制度約束下的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)同樣存在,但是從模型2中,存在金融制度約束下(Fsc)可以看出,金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著為負(fù),說明存在金融制度約束阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長。金融結(jié)構(gòu)平方項(xiàng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)的絕對值同樣變小。根據(jù)金融結(jié)構(gòu)與金融結(jié)構(gòu)平方項(xiàng)系數(shù)的改變,說明存在金融制度約束時,最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)降低(2)根據(jù)一元二次方程最大值的求解,當(dāng)一次項(xiàng)系數(shù)變小,二次項(xiàng)系數(shù)不變時,最大值的絕對值將減小。,這驗(yàn)證了理論模型存在外部約束時最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)值可能減小?？赡艿脑蚴?金融制度約束擾亂了整個金融資源在金融市場的分配,使得一部分金融資源不能在市場上自由流動,減小了市場上金融資源的流動量,從而導(dǎo)致金融資本在銀行體系與金融市場之間的分配比例降低。在模型3中,存在經(jīng)濟(jì)制度約束時(Esc),經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響在5%的置信度水平下顯著為負(fù),說明存在經(jīng)濟(jì)約束阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長。從最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)來看,經(jīng)濟(jì)制度約束同樣抑制了部分金融資源的自由流動,使得金融資源在金融市場與銀行體系之間分配的比例降低。

通過模型1的結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正向影響,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈倒U型的非線性關(guān)系,證明了最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的存在性。模型2和模型3驗(yàn)證了假設(shè)2a和2b,制度約束(金融制度約束和經(jīng)濟(jì)制度約束)不利于經(jīng)濟(jì)增長。

五、拓展性分析

(一)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異性分析

為了驗(yàn)證金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下是否存在差異性或規(guī)律性,將中國30個省(市、區(qū))的經(jīng)濟(jì)增長劃分為經(jīng)濟(jì)增長快的地區(qū)、經(jīng)濟(jì)增長較快地區(qū)和經(jīng)濟(jì)增長較慢地區(qū),然后分地區(qū)分別估計(jì)空間杜賓模型。本文通過計(jì)算各地區(qū)人均生產(chǎn)總值在樣本區(qū)內(nèi)的均值,根據(jù)均值大小將中國30個省(市、區(qū))平均劃分為經(jīng)濟(jì)增長速度快、經(jīng)濟(jì)增長速度較快和經(jīng)濟(jì)增長速度較慢地區(qū),結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長速度快的地區(qū)主要包含上海、天津、北京、浙江、江蘇、廣東、山東、內(nèi)蒙古、福建和遼寧;經(jīng)濟(jì)增長速度較快的地區(qū)主要包含吉林、河北、黑龍江、重慶、新疆、湖北、陜西、河南、海南和湖南;經(jīng)濟(jì)增長速度較慢地區(qū)主要包含山西、青海、寧夏、江西、四川、廣西、安徽、云南、甘肅和貴州。由以上結(jié)果可知,經(jīng)濟(jì)增長快的地區(qū)主要集中在東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),經(jīng)濟(jì)增長慢的地區(qū)主要集中在中西部經(jīng)濟(jì)落后地區(qū),說明經(jīng)濟(jì)增長速度的分布在空間上呈現(xiàn)“東快西慢”的空間分布格局。

通過經(jīng)濟(jì)增長的速度對地區(qū)進(jìn)行劃分,進(jìn)一步研究不同經(jīng)濟(jì)增長速度地區(qū)金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響,并研究金融結(jié)構(gòu)在不同地區(qū)之間的分布是否存在一定的規(guī)律性。動態(tài)空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果如表5所示。表5中,列(1)～(3)表示經(jīng)濟(jì)增長速度快的地區(qū)下金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響、金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響和經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響。列(4)～(6)表示經(jīng)濟(jì)增長速度較快的地區(qū)下金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響、金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響和經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響。列(7)～(9)表示經(jīng)濟(jì)增長速度慢的地區(qū)下金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響、金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響和經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

表5 金融結(jié)構(gòu)與制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)差異

在經(jīng)濟(jì)增長速度快的地區(qū)、經(jīng)濟(jì)增長速度較快的地區(qū)和經(jīng)濟(jì)增長慢的地區(qū)金融結(jié)構(gòu)和金融結(jié)構(gòu)的平方向?qū)?jīng)濟(jì)增長的影響均不顯著?？赡艿脑蚴?第一,本文將地區(qū)進(jìn)行詳細(xì)的劃分,經(jīng)濟(jì)增長與金融結(jié)構(gòu)發(fā)展不匹配,存在“結(jié)構(gòu)性失衡”,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)此起彼伏的特征,導(dǎo)致金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著。第二,本文將地區(qū)劃分太多,導(dǎo)致了每個地區(qū)的樣本量較小,未能真實(shí)反映實(shí)際的金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響效果,但是并不能說明金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長沒有影響。對于金融制度約束(Fsc)而言,在經(jīng)濟(jì)增長慢的地區(qū),金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的負(fù)向影響,說明金融制度約束不利于經(jīng)濟(jì)的增長;在經(jīng)濟(jì)增長較快地區(qū),金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長影響;在經(jīng)濟(jì)增長快的地區(qū),金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長不存在明顯的抑制,說明金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)。對于經(jīng)濟(jì)制度約束(Esc)而言,在經(jīng)濟(jì)增長較慢地區(qū)、經(jīng)濟(jì)增長較快的地區(qū)和經(jīng)濟(jì)增長快的地區(qū),經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長皆呈顯著的負(fù)向影響,說明經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平無關(guān)。

根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異,驗(yàn)證了本文的假說3a,即制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度的影響。在經(jīng)濟(jì)增長快的地區(qū),金融制度約束對于經(jīng)濟(jì)增長的抑制程度并不明顯,在經(jīng)濟(jì)增長速度較快和慢的地區(qū),金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長都呈顯著的負(fù)向影響,而經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長在所有地區(qū)皆呈顯著的負(fù)向影響。

(二)門檻效應(yīng)分析

本文在研究金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響之后,進(jìn)一步研究經(jīng)濟(jì)制度約束、金融制度約束和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng),門檻效應(yīng)模型的分析主要包含以下三個部分,分別為門檻模型的構(gòu)建、門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)以及門檻效應(yīng)的分析。

1.門檻效應(yīng)模型構(gòu)建

為研究金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響是否與制度約束和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān),本文建立如下所示的面板門檻模型(3)由于并不能確定門檻個數(shù),因此模型的構(gòu)建以單門檻為例,具體門檻數(shù)將根據(jù)實(shí)際的估計(jì)結(jié)果所得。:

(15)

(16)

(17)

其中,γ表示待估計(jì)的門檻值,I(·)表示示性函數(shù),β1和β2表示門檻變量的回歸系數(shù),μi表示反映地區(qū)差異的特征值,εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng),Aisit表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),其他變量含義同上。

2.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在進(jìn)行門檻值檢驗(yàn)之前,要先確定門檻變量的數(shù)量,以便確定模型的具體形式[27]。對基本模型分別嘗試在不存在門檻、單一門檻、雙重門檻和三重門檻四種狀態(tài)下進(jìn)行估計(jì),每種狀態(tài)下的F統(tǒng)計(jì)值與Bootstrap檢驗(yàn)的P值列示于表6中。由表6可知,當(dāng)門檻變量為金融制度約束(Fsc)時,通過了單重門檻和雙重門檻檢驗(yàn),但未能通過三重門檻狀態(tài)下相關(guān)統(tǒng)計(jì)量的顯著性檢驗(yàn)。說明以金融制度約束作為門檻變量時應(yīng)選擇雙重門檻效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。當(dāng)門檻變量為經(jīng)濟(jì)制度約束(Esc)時,通過了單重門檻的檢驗(yàn),但未能通過雙重門檻狀態(tài)下相關(guān)統(tǒng)計(jì)量的顯著性檢驗(yàn)。說明以經(jīng)濟(jì)制度約束作為門檻變量時應(yīng)選擇單重門檻效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。當(dāng)門檻變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ais)時,通過了單重門檻和雙重門檻的檢驗(yàn),但未能通過三重門檻狀態(tài)下相關(guān)統(tǒng)計(jì)量的顯著性檢驗(yàn),說明以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為門檻變量時應(yīng)選擇單重門檻效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。

表6 門檻值估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

3.門檻效應(yīng)分析

結(jié)合門檻的檢驗(yàn)結(jié)果,進(jìn)一步進(jìn)行門檻回歸分析,結(jié)果如表7所示。由表7可知,回歸系數(shù)在門檻值前后存在顯著的差異。從金融制度約束(Fsc)來看,當(dāng)金融制度約束小于第一個門檻值0.482 7時,金融結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出正向的經(jīng)濟(jì)增長作用,且顯著水平為1%。隨著金融制度約束程度不斷增大,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果不斷被削弱,并且由正轉(zhuǎn)負(fù),當(dāng)金融制度約束跨越第二門檻后,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響變?yōu)檎?說明在經(jīng)濟(jì)增長的過程中,金融制度約束在一定的區(qū)間才能發(fā)揮金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用,否則會抑制經(jīng)濟(jì)增長?？赡艿脑蚴?金融市場自身存在對金融資源的配置作用,過度的政策干預(yù)會擾亂金融市場自身的調(diào)節(jié)機(jī)制,從而不利于經(jīng)濟(jì)的增長。從經(jīng)濟(jì)制度約束(Esc)來看,當(dāng)經(jīng)濟(jì)制度約束小于第一個門檻值1.202 1時,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響在1%的置信度水平下顯著為負(fù),然而隨著經(jīng)濟(jì)制度約束不斷加強(qiáng),金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用逐漸降低,并且影響由負(fù)轉(zhuǎn)正,回歸系數(shù)由-9.971上升為9.917,說明在經(jīng)濟(jì)增長的過程中,只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)制度約束超過一定程度時,才有利于發(fā)揮金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長影響作用,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。本文的經(jīng)濟(jì)制度約束是通過政府財(cái)政支出與財(cái)政收入的比值來刻畫,當(dāng)政府財(cái)政支出程度越大,又有利于金融市場的發(fā)展,從而推動經(jīng)濟(jì)增長。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ais)的門檻效應(yīng)估計(jì)來看,當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)小于第一重門檻和第二重門檻時,金融結(jié)構(gòu)抑制經(jīng)濟(jì)的增長,當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)果跨越第二重門檻時,金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的抑制程度減小,說明金融結(jié)構(gòu)只有在較高程度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)才會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。通過門檻效應(yīng)的分析,驗(yàn)證了本文的假設(shè)3b和假設(shè)3c。

表7 門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文選取2006—2017年中國30個省(市、區(qū))的數(shù)據(jù),采用空間杜賓模型,實(shí)證分析了存在制度約束和不存在制度約束下金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響,討論了最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的存在性。實(shí)證結(jié)果表明:(1)中國經(jīng)濟(jì)增長存在正向的空間溢出效應(yīng),鄰近省(市、區(qū))的經(jīng)濟(jì)增長對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。(2)當(dāng)不存在外部制度約束時,金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長呈倒U型關(guān)系,表明存在最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)。當(dāng)存在外部制度約束時,最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)依然存在,但最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)值減小;制度約束的存在不利于經(jīng)濟(jì)的增長,無論是金融制度約束還是經(jīng)濟(jì)制度約束,都阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長。(3)在經(jīng)濟(jì)增長速度快的地區(qū)、經(jīng)濟(jì)增長速度較快的地區(qū)和經(jīng)濟(jì)增長較慢地區(qū)金融結(jié)構(gòu)和金融結(jié)構(gòu)的平方項(xiàng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響均不顯著;在經(jīng)濟(jì)增長較慢地區(qū)和經(jīng)濟(jì)增長快地區(qū),金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的負(fù)向影響,而在經(jīng)濟(jì)增長較快的地區(qū),金融制度約束對經(jīng)濟(jì)增長不存在明顯的抑制;在經(jīng)濟(jì)增長較慢地區(qū)、經(jīng)濟(jì)增長較快的地區(qū)和經(jīng)濟(jì)增長快的地區(qū),經(jīng)濟(jì)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長皆呈顯著的負(fù)向影響。(4)金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響與金融制度約束與經(jīng)濟(jì)制度約束的相對程度有關(guān),合理的制度約束有利于發(fā)揮金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。金融結(jié)構(gòu)只有存在較高程度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時,才會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

結(jié)合上述結(jié)論,得到以下啟示:(1)金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長呈顯著的正向影響,且呈倒U型關(guān)系,因此政府應(yīng)積極加強(qiáng)宏觀調(diào)控,完善金融監(jiān)管制度,使得金融結(jié)構(gòu)能夠有效地配置金融資源,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。(2)制度約束對經(jīng)濟(jì)增長的影響與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān),因此政府通過實(shí)施相關(guān)的金融政策和經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控手段時,需充分考慮地區(qū)的實(shí)際水平,有差別、有目標(biāo)地推進(jìn),充分考慮實(shí)際因素,實(shí)行因地制宜、一地一策原則。(3)金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長與金融制度約束與經(jīng)濟(jì)制度約束的程度相關(guān),因此政府應(yīng)處理好與市場的關(guān)系,合理地通過政策工具對市場進(jìn)行有效干預(yù),推動金融資源配置,并依據(jù)市場機(jī)制實(shí)現(xiàn)帕累托最優(yōu),充分發(fā)揮市場機(jī)制在金融資源配置中的決定性作用,從而確保金融市場有序發(fā)展,并放大金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用,實(shí)現(xiàn)金融資源在各個市場的合理分配[7]。