金融周期、金融供給側(cè)改革與經(jīng)濟增長
——基于中國省際面板門檻模型的研究

劉堯成 戰(zhàn)文清

（無錫太湖學(xué)院，江蘇 無錫 214064；復(fù)旦大學(xué)，上海 200000）

一、引言

中國經(jīng)濟增長在近年來呈現(xiàn)放緩趨勢，經(jīng)濟增長率從2010 年的10.7%降至2019 年的6.1%，進(jìn)入經(jīng)濟新常態(tài)下的中低速增長模式，受新冠肺炎疫情的影響，2020 年中國經(jīng)濟增長率進(jìn)一步下降為2.1%。經(jīng)濟增速的下滑在一定程度上引發(fā)了理論界和政策界的關(guān)注，尤其是擔(dān)心是否會陷入“中等收入陷阱”，因此經(jīng)濟增速的下滑給政策層面帶來壓力，特別是受到疫情沖擊以及國際經(jīng)濟持續(xù)疲軟的拖累，穩(wěn)定經(jīng)濟增長成為當(dāng)前中國經(jīng)濟的重要目標(biāo)。2020年8月，習(xí)近平總書記在經(jīng)濟社會領(lǐng)域?qū)＜易剷习l(fā)表講話時指出，要推動形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，更為注重經(jīng)濟增長效率的提高。因此，當(dāng)前中國經(jīng)濟面臨著經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟增長質(zhì)量的雙重目標(biāo)。

在當(dāng)前經(jīng)濟需求端較為乏力的情況下，實施上述經(jīng)濟目標(biāo)的一項重要舉措是推進(jìn)經(jīng)濟的供給側(cè)改革，供給側(cè)改革旨在通過調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，使要素實現(xiàn)最優(yōu)配置，以提升經(jīng)濟增長的質(zhì)量和數(shù)量。經(jīng)濟供給側(cè)改革涉及的范圍較為廣泛，從金融層面來看，就是要推行金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。2019年2月，習(xí)近平總書記在中央政治局第十三次集體學(xué)習(xí)時，對深化金融供給側(cè)改革進(jìn)行了詳細(xì)論述，包括調(diào)整優(yōu)化金融體系，構(gòu)建多層次、廣覆蓋、有差異的銀行體系和完善資本市場基礎(chǔ)性制度等方面。隨著金融供給側(cè)改革的推進(jìn)，其影響中國經(jīng)濟增長的方式也會發(fā)生變化：一方面，金融供給側(cè)改革注重金融資源配置效率的提高，會避免以往那種“大水漫灌”式的貨幣投放，通過結(jié)構(gòu)性貨幣政策緩解特定企業(yè)的融資約束，能夠激發(fā)整體經(jīng)濟的活力，從而會對中國經(jīng)濟增長速度造成影響；另一方面，通過對金融資源的整合，助推金融服務(wù)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，提升中國經(jīng)濟增長的質(zhì)量。因此，金融供給側(cè)改革能夠同時對經(jīng)濟增長速度與經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生影響。

與此同時，金融供給側(cè)改革的效果依賴于金融體系施加的外在約束條件，特別是金融周期所處階段的變化。其邏輯在于，金融供給側(cè)改革旨在通過調(diào)整貨幣政策的方向、發(fā)展長期資本市場等措施改變微觀企業(yè)的融資約束條件，以及調(diào)整企業(yè)的資金在投資和技術(shù)研發(fā)等方面的決策，從而影響宏觀經(jīng)濟的增長速度和增長質(zhì)量；而金融周期具有“快降慢升”的特點，且不同的金融周期階段對應(yīng)于銀行信貸不同的擴張或者收縮情況，以及企業(yè)不同的資產(chǎn)負(fù)債情況，這些都會影響貨幣政策的實施以及資本市場功能的發(fā)揮，從而會對金融供給側(cè)改革的效果產(chǎn)生縮小或者放大的效果，甚至改變其影響的方向，這也是“金融加速器”理論的思想和觀點。當(dāng)前中國金融周期已經(jīng)處于階段性高位（彭文生，2019），其會對中國的金融供給側(cè)改革施加何種外在約束，與當(dāng)前中國的經(jīng)濟增長與增長質(zhì)量的目標(biāo)實現(xiàn)高度相關(guān)，在此背景下，本文將結(jié)合中國的實際數(shù)據(jù)，實證研究隨著金融周期的階段性變化，金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量產(chǎn)生的動態(tài)影響。

二、文獻(xiàn)綜述

本部分將從金融供給側(cè)改革、金融周期以及經(jīng)濟增長相互關(guān)聯(lián)性的視角，對既有相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行綜述，并展開評論。

首先，自近些年來國內(nèi)研究聚焦金融供給側(cè)改革之后，很多學(xué)者對其展開了理論研究，這些研究基本集中在中國金融供給側(cè)的結(jié)構(gòu)和總量失衡方面，并由此提出了一些政策建議。在結(jié)構(gòu)方面，一般認(rèn)為中國直接融資占比偏低，尤其是股權(quán)融資發(fā)展嚴(yán)重滯后（郭威和周軼海，2019）；金融業(yè)中銀行業(yè)相對發(fā)展較快，保險業(yè)和證券業(yè)相較銀行業(yè)而言資產(chǎn)規(guī)模較小，并且銀行業(yè)內(nèi)部發(fā)展不平衡，少數(shù)大銀行集聚了大量金融資源，因此應(yīng)優(yōu)化大中小金融機構(gòu)的布局，增加非銀行金融機構(gòu)數(shù)量的占比，增加中小金融機構(gòu)業(yè)務(wù)的比重（陳湘滿和喻科，2019；黃濤和李浩民，2019）。在總量方面，主要表現(xiàn)為金融體量太大，金融行業(yè)及其附加值占GDP 的比例偏高，隨著金融體系資產(chǎn)負(fù)債規(guī)模的擴張，其超越實體經(jīng)濟規(guī)模越來越多，金融資產(chǎn)的邊際收益逐漸下降而金融負(fù)債的邊際成本逐漸上升，使得宏觀杠桿率居高不下，企業(yè)家庭部門負(fù)債率高（彭文生，2019）。

上述研究表明，中國金融系統(tǒng)存在一定程度的結(jié)構(gòu)與總量失衡，這會對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生廣泛的影響。一是從對中國經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生的影響來看，金融領(lǐng)域的總量失衡會使得貨幣的運行效率下降，當(dāng)銀行業(yè)的金融資產(chǎn)問題沒有得到充分暴露、化解和處置時，會導(dǎo)致很多其他問題，比如僵尸企業(yè)、信貸資源被占用、新的產(chǎn)業(yè)和新的增長點缺乏金融資源支持等，從而造成經(jīng)濟增速下降（王群勇和陸鳳芝，2018）；與此同時也有研究認(rèn)為，在特定的情況下，金融抑制的存在有助于提升中國的經(jīng)濟增速（劉峻峰和張衛(wèi)峰，2020）。二是對中國經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生影響的研究方面，陳湘滿和喻科（2019）認(rèn)為，金融領(lǐng)域的結(jié)構(gòu)失調(diào)會抑制直接融資形態(tài)的金融市場的發(fā)展，使得資本市場發(fā)展不充分，并難以提供真正有效的風(fēng)險識別機制，使得有效資本供給不足，產(chǎn)業(yè)升級缺乏長期資本供給，從而導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營急功近利，不利于總體經(jīng)濟質(zhì)量的提高。郭威和周軼海（2019）認(rèn)為，金融結(jié)構(gòu)失衡產(chǎn)生了無效金融供給，銀行等金融機構(gòu)更愿意將資金投放到有政府隱性擔(dān)保的國有企業(yè)、基建工程以及市政工程等，而對經(jīng)濟增長具有重要貢獻(xiàn)的中小企業(yè)的金融供給嚴(yán)重不足。同時，高度依賴間接融資以及股權(quán)融資長期缺位的金融形態(tài)會推高制造行業(yè)的杠桿率，不利于服務(wù)業(yè)的發(fā)展。由此可知，金融領(lǐng)域存在的結(jié)構(gòu)失調(diào)與總量失衡問題，對于中國經(jīng)濟的增長速度和增長質(zhì)量都產(chǎn)生了一定程度的影響，但目前來看，有關(guān)具體的影響方向和影響程度尚沒有一致的研究結(jié)論。

其次，在有關(guān)金融周期與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)性方面，近些年來也有一些文獻(xiàn)進(jìn)行了研究。2008 年爆發(fā)于美國的金融危機，使得學(xué)術(shù)界對金融系統(tǒng)的周期性運動及其對于經(jīng)濟產(chǎn)生的影響高度關(guān)注，Drehmann et al.（2012）、Borio（2014）以及Juselius &Claudio（2017）等人較早對此展開了研究。在這些研究中，Borio（2014）提出，金融周期是指資產(chǎn)價值、風(fēng)險偏好與融資約束三者間的自我強化作用，表現(xiàn)為銀行信貸與房地產(chǎn)價格的同步繁榮與蕭條。此后越來越多的學(xué)者開始研究金融周期與實體經(jīng)濟的關(guān)系，這些研究主要集中于分析金融周期與經(jīng)濟周期的關(guān)聯(lián)性及其對于經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響。其中，伊楠和張斌（2016）研究認(rèn)為，中國金融周期的長度顯著大于經(jīng)濟周期，具有“慢升快降”的特征，金融周期波峰與經(jīng)濟增速下滑緊密相關(guān)；范小云等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，中國金融周期比經(jīng)濟周期持續(xù)時間更長、波動幅度更大，在當(dāng)前金融周期與經(jīng)濟周期疊加下行期內(nèi)，相關(guān)部門不僅應(yīng)關(guān)注實體經(jīng)濟增速，更須防范過度刺激政策所引發(fā)的金融失衡風(fēng)險。Borio（2019）研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟低增長是金融周期波動尤其是金融危機損害實體經(jīng)濟的主要表現(xiàn)，彭文生（2019）分析指出，房地產(chǎn)作為信貸抵押品，會與信貸相互催生而滾動放大，再加上監(jiān)管不到位，導(dǎo)致金融周期的順周期性，加劇經(jīng)濟周期的波動。

綜上所述，既有文獻(xiàn)已經(jīng)就金融周期與金融供給側(cè)改革對于實體經(jīng)濟產(chǎn)生的影響展開了研究，但是總的來說，這些研究仍然存在如下幾個方面的不足：首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)基本上缺乏同時考慮金融系統(tǒng)的周期性波動、金融供給側(cè)改革與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。而實際上，處于金融周期的不同階段時，實施金融供給側(cè)改革的金融環(huán)境是不一樣的，這種內(nèi)在聯(lián)系會使得金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響與金融周期所處的階段高度相關(guān)；其次，目前相關(guān)研究主要側(cè)重于理論傳導(dǎo)機制方面的分析，而量化實證方面的研究尚不多見，而且結(jié)論并不一致，需要展開進(jìn)一步研究；再次，目前有關(guān)金融系統(tǒng)影響實體經(jīng)濟的研究中，主要側(cè)重于分析對于經(jīng)濟增長速度的影響，對于經(jīng)濟增長質(zhì)量的研究不多，但在目前中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)深化調(diào)整時期，在關(guān)注對經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生影響的同時，更應(yīng)關(guān)注對經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響?；谶@些考慮，本文將實證分析在金融周期的不同階段，金融供給側(cè)改革對中國經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響，從而能夠更為全面地評價金融供給側(cè)改革對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響，并提出更有針對性的政策建議。

三、數(shù)據(jù)與變量

為了研究金融周期階段性變化帶來的結(jié)構(gòu)性影響，本文采用面板門檻模型進(jìn)行研究，為此，本部分將首先對被解釋變量、解釋變量、門檻變量和控制變量進(jìn)行界定，并說明變量構(gòu)造和數(shù)據(jù)處理的過程。本文數(shù)據(jù)皆來自Wind 和同花順金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（Ifind），樣本時段為2006至2020年，數(shù)據(jù)頻度為年度數(shù)據(jù)。

（一）被解釋變量

為了分析金融周期影響下金融供給側(cè)改革對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響，本文分別選取了中國經(jīng)濟的增長速度和增長質(zhì)量作為被解釋變量。首先，在經(jīng)濟增長速度方面，由于西藏及港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，故將其剔除。本文選取中國30個省份的人均GDP增長率作為被解釋變量，以衡量經(jīng)濟的增長速度。其次，在經(jīng)濟增長質(zhì)量方面，參照既有文獻(xiàn)的做法（劉瑞翔和夏琪琪，2018；王群勇和陸鳳芝，2018），將全要素生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量的指標(biāo)。在增長質(zhì)量具體測算方法方面，考慮到樣本時段內(nèi)中國不同省份的全要素生產(chǎn)率可能發(fā)生了一些結(jié)構(gòu)性的變化，本文參考余泳澤（2017）的研究，采用超越對數(shù)隨機邊界模型（SFA）計算各省份的全要素生產(chǎn)率。這種方法對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，包括生產(chǎn)效率變化率、技術(shù)進(jìn)步率以及規(guī)模效率，依次經(jīng)過檢驗無效率項uit是否存在、檢驗生產(chǎn)函數(shù)的形式、檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诩夹g(shù)變化、檢驗?zāi)Ｐ图夹g(shù)變化是否為?？怂怪行砸约皺z驗技術(shù)效率是否具有隨時間變化的特征，以檢測中國TFP測算是否應(yīng)該采用超對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機邊界模型。模型設(shè)定形式如下：

式（1）至（3）中i和t分別為不同省份的個體和時間標(biāo)示；y表示產(chǎn)出，K表示物質(zhì)資本，L表示勞動力數(shù)量，β為待估參數(shù)，v為隨機干擾項；u為技術(shù)無效率項，服從0截斷的半正態(tài)分布；γ為無效率波動項在總波動方差中所占的比率，其取值越接近1，表明采用SFA模型進(jìn)行測算擬合度越高。

對上述模型的估計結(jié)果如表1 所示。由表1 可知，γ 的取值達(dá)到了0.9975，在統(tǒng)計上非常顯著，說明技術(shù)無效率項明顯，此外考慮到模型的似然比檢驗結(jié)果也顯著，因此用隨機前沿分析方法進(jìn)行效率測算是合適的。在表1給出了各系數(shù)值的估計結(jié)果之后，即可測算各省份的全要素生產(chǎn)率，具體方法與步驟可以參見余泳澤（2017）的相關(guān)研究。

表1 超越對數(shù)SFA生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

（二）門檻變量以及主要解釋變量

為分析在不同的金融周期階段金融供給側(cè)改革所產(chǎn)生的影響，本文選取的門檻變量是金融周期，主要的解釋變量是金融供給側(cè)改革，以下分別介紹這兩個變量的構(gòu)造及數(shù)據(jù)處理。

1.門檻變量。參考范小云等（2017）以及劉堯成和李想（2019）等人的研究，本文選取非金融私人部門信貸、非金融私人部門信貸占GDP 比值以及房地產(chǎn)價格三個變量進(jìn)行主成分分析，選取累積貢獻(xiàn)率達(dá)85%以上的前幾個主成分進(jìn)行加權(quán)，從而合成金融周期變量（FC）。選取上述三個指標(biāo)構(gòu)造金融周期的邏輯在于：首先，由于金融體系的順周期性更多地表現(xiàn)為銀行信貸的順周期性，因此非金融私人部門信貸可以作為融資約束的替代變量；其次，根據(jù)Borio（2014）對金融周期的描述，房地產(chǎn)價格代表對資產(chǎn)價值和風(fēng)險的識別，而房地產(chǎn)作為信貸最常見的抵押品，二者的同步繁榮與蕭條可以很好地描述資產(chǎn)價值、風(fēng)險偏好與融資約束三者間的自我強化作用；最后，信貸占GDP的比率可以衡量經(jīng)濟中的宏觀杠桿率，也可以作為衡量金融系統(tǒng)吸收損失能力的間接指標(biāo)，因此非金融私人部門信貸/GDP與房地產(chǎn)價格的同步偏離也可以有效地衡量金融周期。

2.主要解釋變量。參考張志元等（2018）以及董竹和周悅（2019）等人的研究，本文選取直接融資比率、銀行不良貸款率、金融產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比率以及保險深度四個變量來構(gòu)建金融供給側(cè)改革效率指標(biāo)。選用上述指標(biāo)的原因在于：首先，直接融資比例反映了中國的金融結(jié)構(gòu)，用以衡量資本市場對實體部門投融資發(fā)揮的作用大小，而發(fā)展普惠金融、提高直接融資占比、解決民營以及小微企業(yè)融資難問題是金融供給側(cè)改革的重點和難點；其次，金融產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比率反映了金融業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位以及金融體系的發(fā)展程度；除了總量指標(biāo)，還需要結(jié)構(gòu)性指標(biāo)，當(dāng)前進(jìn)行金融供給側(cè)改革的任務(wù)之一就是要規(guī)范金融增量，化解存量，即進(jìn)一步加強不良資產(chǎn)的處置，降低銀行業(yè)的不良貸款率；最后，保險深度反映了保險業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位，其取決于一國經(jīng)濟總體發(fā)展水平和保險業(yè)的發(fā)展規(guī)模，中國的保險深度水平與發(fā)達(dá)國家相比還有較大的發(fā)展空間，保險深度的增加能夠服務(wù)經(jīng)濟社會發(fā)展，并且保險資金還可以參與地方經(jīng)濟建設(shè)、支持經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級等。得到上述四個指標(biāo)之后，先對金融產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重以及銀行不良貸款率進(jìn)行正向化處理，然后再進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化以及主成分分析，得到金融供給側(cè)改革效率指標(biāo)，記為Fr，該指標(biāo)數(shù)值越大，說明金融供給側(cè)改革程度越高。

（三）控制變量

除了選取主要解釋變量指標(biāo)金融供給側(cè)改革效率水平，還需要加入其他控制變量來解釋經(jīng)濟增長速度以及經(jīng)濟增長質(zhì)量的變化。

首先，參考劉堯成和李想（2019）的相關(guān)研究，本文選取如下變量來解釋經(jīng)濟增長速度的變化：人力資本（Lnedu），選用平均受教育年限的對數(shù)來衡量；固定資產(chǎn)投資增長率（Fix），選取固定資產(chǎn)投資同比增長率來衡量；人口因素（Pop），用各省份人口的增長率來衡量；物價指數(shù)（Cpi），采用居民消費物價指數(shù)來衡量；消費水平（Consume），以城鎮(zhèn)居民家庭人均支出增長率來衡量；外商投資（Fdi），用外商投資占GDP的比率來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Str），用第二產(chǎn)業(yè)增加值和第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比率來衡量。其次，參考劉瑞翔和夏琪琪（2018）的研究，本文選取以下控制變量來解釋經(jīng)濟增長質(zhì)量的變化：城市化水平（Lnurb），本文采用各省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎厝?shù)進(jìn)行衡量；人力資本（Lnedu），采用平均受教育水平取對數(shù)來進(jìn)行衡量；固定資本投資效率（Inv），以各省份地區(qū)生產(chǎn)總值比固定資本形成總額來進(jìn)行衡量；公路交通密度（Tra），用各省份公路里程數(shù)除以各省份面積來衡量；區(qū)域經(jīng)濟增長水平（Lnpgdp），通過各省份人均GDP取對數(shù)來衡量。

在進(jìn)行上述變量構(gòu)造和數(shù)據(jù)處理之后，本文在表2中對這些變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。其中“模型1”和“模型2”分別對應(yīng)于上述兩種不同的被解釋變量和解釋變量。從表2 來看，金融供給側(cè)改革指標(biāo)和金融周期指標(biāo)在不同省份間表現(xiàn)出了較大的波動性，而其他變量在不同省份間的差異性相對來說較小。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）實證模型簡介

為了研究在金融周期不同階段金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長速度與經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響，本文采用Hansen（1999）提出的面板門檻模型，運用中國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。面板門檻模型能夠依據(jù)數(shù)據(jù)自身結(jié)構(gòu)性變化特征來決定不同的門檻值，有效避免了主觀判定分界點所引起的偏誤。本文將重點介紹單一門檻模型，多重門檻模型可以據(jù)此進(jìn)行擴展。參考已有文獻(xiàn)的做法，本文將單一門檻模型設(shè)定成如下形式：

其中，F(xiàn)Cit表示金融周期，為門檻變量，pgdpit為被解釋變量，F(xiàn)rit為解釋變量，xit為控制變量，uit為個體效應(yīng)，εit～i.i.d(0,σ2)為隨機干擾項，I(·)為一個指標(biāo)函數(shù)，其取值根據(jù)FCit和門檻值γ的情況而決定。當(dāng)FCit≤γ成立時，(FCit≤γ)=1，反之亦然。為了去除個體效應(yīng)uit，需要采用組內(nèi)去心的方法對式（1）中的每個觀察值進(jìn)行變換，從而得到：

Hansen（1999）建議采用最小二乘法來估計γ，通過最小化（6）式來得到γ對應(yīng)的估計值，即：

式（8）中F1的漸進(jìn)分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，完全不同于卡方分布。而且，一般而言其分布依賴于樣本的矩（如均值、方差、峰度和偏度等），所以臨界值無法查表得到。Hansen（1999）的研究表明，采用“自體抽樣法”可以獲得其一階漸進(jìn)分布，基于此構(gòu)造的p值也將是漸進(jìn)有效的。

在已經(jīng)確認(rèn)存在門檻效應(yīng)的情況下（即β1≠β2），是真實值的一致估計量，然而其漸進(jìn)分布是高度非標(biāo)準(zhǔn)的。構(gòu)造γ的置信區(qū)間的最佳方法是利用似然比統(tǒng)計量構(gòu)造出“非拒絕域”。對于原假設(shè)而言，似然比統(tǒng)計量為：

其中，S1(γ)為門檻值取γ0時的殘差平方和，S1()為門檻值取γ時的殘差平方和。但是該似然比統(tǒng)計量具有非標(biāo)準(zhǔn)分布，Hansen（1999）構(gòu)造了計算臨界值的公式，當(dāng)LR1(γ)＞c(α)時，拒絕原假設(shè)，反之亦然。

（二）實證過程分析

基于以上變量與模型，本部分首先對門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗，然后結(jié)合門檻值對門檻區(qū)間進(jìn)行劃分。

1.門檻效應(yīng)檢驗。針對經(jīng)濟增長速度模型，本文分別估計了單一門檻模型以及雙重門檻模型，按照上述模型估計方法，對兩個模型分別進(jìn)行了300次自抽樣（bootstrap），并且分別計算對應(yīng)的F值、P值以及臨界值；針對經(jīng)濟增長質(zhì)量模型，本文分別檢驗了單一門檻、雙重門檻以及三重門檻模型，估計方法同上。

由表3 的F 值和P 值可知，在經(jīng)濟增長速度模型中，單一門檻效應(yīng)非常顯著，在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，而雙重門檻效應(yīng)則不顯著，因此，本文選擇單一門檻模型來研究在金融周期的不同階段金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長速度的影響；在經(jīng)濟增長質(zhì)量模型中，雙重門檻非常顯著，而單一門檻與三重門檻并不顯著，其p 值分別為0.4467 和0.8900，因此，選擇雙重門檻模型來研究在金融周期的不同階段金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響。

表3 門檻效應(yīng)檢驗

為了進(jìn)一步驗證表3 中門檻的階段劃分是正確的，本文在圖1給出了經(jīng)濟增長速度模型的門檻估計值以及置信區(qū)間，并在圖2給出了經(jīng)濟增長質(zhì)量模型的門檻估計值以及置信區(qū)間。圖1和圖2中實線為似然比統(tǒng)計量LR 值，計算公式為式（9），虛線對應(yīng)的刻度為7.35的臨界值，虛線以下的部分即為待選門檻值在5%顯著水平下的置信區(qū)間，當(dāng)統(tǒng)計量LR等于0時對應(yīng)的門檻參數(shù)值即為門檻估計值。由圖1可知，選擇的單一門檻以及對門檻值的估計是比較準(zhǔn)確的，第二個門檻整個LR 曲線都落在虛線以下，說明第二個門檻并不顯著；同理，由圖2可知，在經(jīng)濟增長質(zhì)量雙重門檻模型中，選擇的雙重門檻以及對門檻值的估計也是準(zhǔn)確和合理的。

圖1 模型1的門檻估計值和置信區(qū)間

圖2 模型2的門檻估計值和置信區(qū)間

2.門檻區(qū)間劃分。完成上述對門檻效應(yīng)的檢驗后，需要確定門檻估計值，并根據(jù)門檻估計值對門檻區(qū)間進(jìn)行劃分。在經(jīng)濟增長速度模型中，單一門檻值為0.9824，根據(jù)該門檻值，將金融周期分為兩個階段，即［-2.6938，0.9824］和［0.9824，2.7845］。根據(jù)金融周期的定義，上述單一門檻對應(yīng)的兩個階段可分別對應(yīng)于金融周期的蕭條階段與繁榮階段，前一個階段對應(yīng)于金融系統(tǒng)的收縮期，后一個階段對應(yīng)于金融系統(tǒng)的擴張期；而在經(jīng)濟增長質(zhì)量模型中，雙重門檻值FC1和FC2分別為-1.6776和1.0170，根據(jù)該門檻值，可將金融周期分為三個階段，即［-2.6938，-1.6776］、［-1.6776，1.0170］以及［1.0170，2.7845］，分別對應(yīng)金融周期的蕭條期、平穩(wěn)期與繁榮期。表4 為模型1 和模型2 的門檻區(qū)間劃分結(jié)果，為了進(jìn)行后續(xù)分析，表4 中列出了模型2的單一門檻值。比較模型1和模型2的門檻值及門檻區(qū)間，可以發(fā)現(xiàn)模型2的第二個門檻值與模型1 的單一門檻值非常接近，與模型2 的單一門檻值也非常接近，因此，在模型2中，如果將前兩個門檻區(qū)域視為蕭條期，則可以大體認(rèn)為模型1 和模型2 的門檻值和門檻區(qū)間一致。

表4 門檻值估計結(jié)果及區(qū)間劃分

（三）基本的實證結(jié)果

經(jīng)過上述對門檻效應(yīng)的檢驗以及門檻區(qū)間的劃分后，本部分將進(jìn)行具體的回歸分析，并列示出基本的實證結(jié)果。以下也分兩個模型分別進(jìn)行介紹。

1.經(jīng)濟增長速度模型。表5 展示了以人均GDP增長率為被解釋變量的單一門檻模型回歸結(jié)果，即模型1 的估計結(jié)果，結(jié)果包括回歸系數(shù)及其顯著性，顯著性水平包括不考慮異方差條件下的t 值（即tols），以及考慮異方差條件下的t 值（即twhite）。由于中國的省份經(jīng)濟增長率存在區(qū)別，與此同時，表1 的估計表明中國的經(jīng)濟增長存在隨時間而變化的隨機沖擊，因此在進(jìn)行回歸時對省份的固定效應(yīng)和時間的固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，即進(jìn)行雙向固定效應(yīng)模型估計。從回歸的F值和調(diào)整的R2來看，模型的總體估計結(jié)果比較好。

表5 模型1的參數(shù)估計結(jié)果

首先，從控制變量的估計結(jié)果來看，模型的回歸結(jié)果顯示，物價水平、消費水平以及固定資產(chǎn)同比增長率對經(jīng)濟增長的提高具有顯著的正向作用，這符合理論預(yù)期；外商直接投資對經(jīng)濟增長速度的提高也有正向作用，但并不顯著；除此之外，人口增長率的提高以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與經(jīng)濟增長速度之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但不顯著；平均受教育年限的增長與經(jīng)濟增長速度存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可能的原因在于，隨著平均受教育年限的增加，第三產(chǎn)業(yè)的勞動力資源將會逐漸增加，而研究表明，第三產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于第二產(chǎn)業(yè)，因此中國整體經(jīng)濟的勞動力生產(chǎn)率將會趨于下降，所以中國的經(jīng)濟增長速度也將趨于下降，這是一種結(jié)構(gòu)性調(diào)整。

其次，觀察分析當(dāng)金融周期處于不同的階段時，金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長速度的影響結(jié)果。表5中的Fr_1和Fr_2分別表示金融周期處于蕭條期與繁榮期的金融供給側(cè)改革變量，其對應(yīng)的系數(shù)值表示金融供給側(cè)改革對中國經(jīng)濟增長速度影響的估計值。該系數(shù)估計值有如下兩個特點：一是從影響的方向來看，在金融周期處于蕭條期與繁榮期兩個階段時，F(xiàn)r_1 和Fr_2 的系數(shù)分別為正和負(fù)，系數(shù)值分別為0.1049091 和-0.0700492，說明在金融周期的不同階段，金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長會產(chǎn)生非對稱的影響；二是從影響的數(shù)量和統(tǒng)計的顯著性程度來看，在金融周期的蕭條期，系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，而在金融周期的繁榮期，統(tǒng)計上并不顯著。因此，在金融周期的不同階段，金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度的影響存在著非對稱的門檻效應(yīng)。

2.經(jīng)濟增長質(zhì)量模型。表6中左側(cè)的“雙重門檻模型”展示了對經(jīng)濟增長質(zhì)量模型的雙重門檻效應(yīng)的回歸結(jié)果，即模型2的估計結(jié)果。首先觀察控制變量產(chǎn)生的影響，表6 的結(jié)果顯示人力資本、固定資本投資效率以及公路交通密度對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響都是正向的，與理論預(yù)期相符；城市化水平對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響是負(fù)向的，但并不顯著；各省份人均GDP的對數(shù)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟增長率的高速增長未能有效地提升經(jīng)濟增長的質(zhì)量，也從側(cè)面說明樣本時段內(nèi)中國經(jīng)濟增長還是以粗放式為主。

表6 模型2的參數(shù)估計結(jié)果

其次，再重點討論在金融周期的不同階段金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響。在表6 的“雙重門檻模型”中，F(xiàn)r_1、Fr_2 和Fr_3 的系數(shù)值分別對應(yīng)金融周期處于蕭條期、平穩(wěn)期和繁榮期，金融供給側(cè)改革變量對中國經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生影響的估計值，該系數(shù)估計值具有以下兩個特點：一是從影響的方向來看，金融周期處于蕭條期和平穩(wěn)期，金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響為負(fù)，系數(shù)值分別為-0.1074219 和-0.1131108，而金融周期處于繁榮期時，金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響為正，系數(shù)值為0.1 206996；二是從影響的程度和顯著性水平來看，當(dāng)金融周期處于蕭條期和平穩(wěn)期時，金融供給側(cè)對經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響在統(tǒng)計上并不顯著；而當(dāng)金融周期處于繁榮期時，金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響在1%顯著性水平下顯著。這個回歸結(jié)果說明，金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響與金融周期所處的階段存在著高度關(guān)聯(lián)性，與上述對于經(jīng)濟增長速度的影響一樣，這種影響隨著金融周期的變化而存在著非對稱性的門檻效應(yīng)。

五、穩(wěn)健性檢驗

經(jīng)過第四部分的實證分析可知，在金融周期的不同階段，金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量都存在著非對稱的門檻效應(yīng)。由于對經(jīng)濟增長速度的影響存在單一門檻效應(yīng)，因此本文以此門檻值將金融周期劃分為金融周期的蕭條期和繁榮期，但是對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響存在著雙重門檻值，以此將金融周期劃分成三個階段，即蕭條期、平穩(wěn)期和繁榮期。在本部分研究中，將對模型2 進(jìn)行單一門檻分析，即將金融周期簡化為蕭條期和繁榮期兩個階段，以對模型2得到的上述結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

進(jìn)行這種簡化的原因和合理性在于：首先，既有文獻(xiàn)關(guān)于金融周期的劃分基本上都是劃分為蕭條期和繁榮期，包括本文對于模型1 的分析也是如此，因此本文希望對于模型2的分析也與此統(tǒng)一，從而使得所得研究結(jié)論與政策意義更為明晰；其次，根據(jù)表4顯示，模型2 的第二個門檻值與模型1 的單一門檻值非常接近，與模型2 中的單一門檻值也非常接近，而且在模型2中前兩個門檻區(qū)域內(nèi)，金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響從方向和統(tǒng)計顯著性水平上看都非常相似，在此情況下，將前兩個金融周期階段進(jìn)行合并分析是合理的。因此，對于模型2進(jìn)行了重新估計，估計的模型為表4 中的單一門檻模型，門檻值為0.9927，估計結(jié)果為表6 中右側(cè)的單一門檻模型。

對比表6 中雙重門檻模型和單一門檻模型的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)金融周期從三個階段簡化為兩個階段之后，單一門檻模型中的Fr_1 和雙重門檻模型中的Fr_1和Fr_2的回歸系數(shù)從數(shù)值大小和顯著性水平方面都沒有很大的差異，說明在估計模型2 的時候，將金融周期簡化為蕭條期和繁榮期兩個階段是合適的。因此，與表5 所示的結(jié)論一致，金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響也是非對稱性的，影響系數(shù)在金融周期的蕭條期為負(fù)，統(tǒng)計上并不顯著，而在金融周期的繁榮期為正，統(tǒng)計上顯著。

六、對非對稱性影響的解釋

根據(jù)表5 和表6 的結(jié)論，可以將金融周期處于不同門檻區(qū)域時金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響進(jìn)行總結(jié)，結(jié)果如圖3 所示。該圖顯示，金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響存在著非對稱性效應(yīng)，這種效應(yīng)可以從橫向和縱向兩方面進(jìn)行對比分析。首先，從橫向?qū)Ρ确治鰜砜?，金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響都隨著金融周期階段性的變化存在著門檻效應(yīng)，體現(xiàn)為隨著金融周期的階段變化，金融供給側(cè)改革對于二者產(chǎn)生影響的方向和程度都會發(fā)生改變。由于模型1的門檻值和模型2的單一門檻值非常接近，因此在圖3中用同一條虛線劃分門檻區(qū)間。其次，從縱向?qū)Ρ葋砜?，在金融周期的同一階段，即金融周期處于蕭條期或者繁榮期時，金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響剛好相反，呈現(xiàn)鏡像對稱，將其稱為金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量影響的“替代效應(yīng)”。以下將分別對這兩種效應(yīng)的成因進(jìn)行解釋，以理解金融供給側(cè)改革產(chǎn)生的非對稱性影響。

圖3 金融供給側(cè)改革對中國經(jīng)濟增長的非對稱影響示意圖

（一）門檻效應(yīng)

首先，分析金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生門檻效應(yīng)，其主要原因在于金融周期所處的不同階段為金融供給側(cè)改革提供的金融環(huán)境不同。具體來說，當(dāng)金融周期處于蕭條階段時，銀行信貸的急速收縮以及資產(chǎn)價格下降加劇了企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資約束，此時進(jìn)行金融供給側(cè)改革，包括實施定向的貨幣政策以及發(fā)揮風(fēng)投、創(chuàng)投等機構(gòu)的作用為急需資金的企業(yè)紓困等措施，緩解企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資約束，穩(wěn)定企業(yè)的投資水平，從而會對經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性的正向影響；而當(dāng)金融周期處于繁榮階段時，信貸持續(xù)擴張，企業(yè)受到融資約束的程度不高，金融供給側(cè)改革對于釋放整體企業(yè)活力的功效有限，此時推進(jìn)金融供給側(cè)改革，進(jìn)一步提升金融產(chǎn)值的比率，會催生金融加速器機制，使得金融系統(tǒng)過于繁榮，引致部分資金脫實向虛，形成金融空轉(zhuǎn)，整體資金的使用效率出現(xiàn)下降，甚至?xí)ㄟ^資產(chǎn)泡沫引發(fā)金融危機，對經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性負(fù)向影響，但從統(tǒng)計上來看此時影響并不顯著。

其次，分析金融供給側(cè)改革對經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生的門檻效應(yīng)。與上述邏輯類似，產(chǎn)生這種門檻效應(yīng)的原因也與金融周期的不同階段提供的金融環(huán)境高度相關(guān)。當(dāng)金融周期處于蕭條期時，銀行信貸緊縮，金融信貸資源匱乏，企業(yè)的資金主要用于維持短期內(nèi)既有的投資和生產(chǎn)水平，用于期限長和風(fēng)險高的技術(shù)研發(fā)投資的資金受到擠壓；此時金融系統(tǒng)較為脆弱，推行金融供給側(cè)改革會在短期內(nèi)對金融穩(wěn)定性造成沖擊，不利于提高對企業(yè)生產(chǎn)效率的資金支持。這兩方面的原因都會使得此時金融供給側(cè)改革對整體宏觀經(jīng)濟增長質(zhì)量的結(jié)構(gòu)性影響為負(fù)。而當(dāng)金融周期處于繁榮期時，企業(yè)的投資資金需求容易得到滿足，此時推行金融供給側(cè)改革，能夠發(fā)揮資本市場對于企業(yè)技術(shù)革新的長期和高風(fēng)險的資金支持，從而能夠促進(jìn)整體宏觀經(jīng)濟增長質(zhì)量的提高。

（二）替代效應(yīng)

從上述對于門檻效應(yīng)的分析可以看出，金融供給側(cè)改革會對經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生此消彼長的替代效應(yīng)，其主要原因在于對應(yīng)于金融周期的不同階段，企業(yè)在資金使用上的期限、優(yōu)先順序以及效率不同。首先，當(dāng)金融周期處于蕭條階段時，企業(yè)面臨著較為嚴(yán)重的融資約束，外部融資成本過高，尤其是獲取用以支持企業(yè)技術(shù)開發(fā)的期限較長的資金非常困難，此時進(jìn)行金融供給側(cè)改革，釋放的資金主要用來維持企業(yè)短期的投資水平，從而會從資金上對其長期的技術(shù)革新造成擠出效應(yīng)，因此會分別對經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量產(chǎn)生正向和負(fù)向的結(jié)構(gòu)性影響；其次，當(dāng)金融周期處于繁榮階段時，企業(yè)可能更易獲得維持既有的投資水平和擴大再生產(chǎn)的資金支持，此時推進(jìn)金融供給側(cè)改革，提高總體金融資產(chǎn)的占比，會降低資金使用的效率，從而會對經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生負(fù)向的結(jié)構(gòu)性影響；但在此時資本市場會得到發(fā)展，從而會對技術(shù)革新等長期資本的需求提供支持，進(jìn)而對經(jīng)濟增長質(zhì)量產(chǎn)生正向的結(jié)構(gòu)性影響。

七、結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)造相關(guān)經(jīng)濟變量和數(shù)據(jù)，應(yīng)用面板門檻模型，研究2006年至2020年間中國30個省份的金融周期處于不同階段時，金融供給側(cè)改革對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn)，隨著金融周期的階段性變化，金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量的影響存在著非對稱性，主要體現(xiàn)為如下兩點：一是從橫向比較來看，在金融周期的不同階段，金融供給側(cè)改革分別對中國經(jīng)濟增長速度和增長質(zhì)量產(chǎn)生的影響都存在著門檻效應(yīng)，具體體現(xiàn)為隨著金融周期從蕭條期向繁榮期轉(zhuǎn)化時，對二者產(chǎn)生的影響方向和影響程度都發(fā)生了顯著改變；二是從縱向?qū)Ρ葋砜?，在金融周期的同一階段，金融供給側(cè)改革對于中國經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響存在著替代效應(yīng)，體現(xiàn)為對二者的影響方向剛好相反。

上述結(jié)論對于當(dāng)前中國高度關(guān)注的金融供給側(cè)改革以及促進(jìn)經(jīng)濟向高質(zhì)量發(fā)展模式轉(zhuǎn)變等議題都具有良好的政策含義。在當(dāng)前受到外圍經(jīng)濟疲軟拖累以及疫情的影響下，中國實施穩(wěn)健貨幣政策，則在目前中國金融周期已經(jīng)高企的情況下，有可能使得中國的金融周期持續(xù)處于繁榮階段，從而會給當(dāng)前的中國金融供給側(cè)改革增加約束條件。根據(jù)本文的結(jié)論，金融供給側(cè)改革對于經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響存在著替代效應(yīng)，當(dāng)處于金融周期繁榮階段時，推進(jìn)金融供給側(cè)改革對于提升經(jīng)濟增長的質(zhì)量有利，但也有可能會降低經(jīng)濟的增長速度，從而對中國目前的經(jīng)濟增速造成新的壓力，需要在穩(wěn)定經(jīng)濟增長和推進(jìn)經(jīng)濟向高質(zhì)量發(fā)展模式轉(zhuǎn)變這兩個政策目標(biāo)之間進(jìn)行權(quán)衡和選擇。從短期來看，推進(jìn)金融供給側(cè)改革可能會對中國經(jīng)濟的增長速度造成壓力，適當(dāng)調(diào)整增速也是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化的必然結(jié)果；而從長期來看，通過推進(jìn)金融供給側(cè)改革，提升中國經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量，應(yīng)是中國經(jīng)濟增長的更優(yōu)選擇。因此，建議充分考慮增長速度與質(zhì)量間可能存在的矛盾，做好長短期的政策搭配，以應(yīng)對當(dāng)前國內(nèi)外經(jīng)濟形勢。