經(jīng)濟金融化、金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的非線性影響研究

中圖分類號：F832.5 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：2097-0145（2025）03-0069-07 doi：10.11847/fj.44.3.69

0 引言

2008年全球金融危機爆發(fā)后，世界各國開始重新審視實體經(jīng)濟在經(jīng)濟社會發(fā)展中的地位，認為新的經(jīng)濟增長必須依靠實體創(chuàng)新。黨的十九大報告指出：“建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，必須把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上，把提高供給體系質(zhì)量作為主攻方向，顯著增強我國經(jīng)濟質(zhì)量優(yōu)勢?！?/p>

傳統(tǒng)金融發(fā)展理論、金融深化理論等，多認為提高金融化水平有利于實體經(jīng)濟增長。然而事實上，盡管當(dāng)前貨幣化率、社會融資規(guī)模等數(shù)據(jù)不斷攀高，卻未能有效轉(zhuǎn)化為實體企業(yè)的內(nèi)生動力。2021年，我國貨幣化率（M2/GDP）高達 208.33% 、金融行業(yè)增加值占GDP的比重高達 8.01% ，超過同期金融深化程度較高的發(fā)達國家，但實體企業(yè)仍面臨著增長緩慢以及效益下滑等諸多問題。近年來，經(jīng)濟金融化更呈現(xiàn)出與以往不同的特征：不僅經(jīng)濟活動中金融行業(yè)迅速膨脹、金融工具與金融資產(chǎn)的比例大幅升高，更出現(xiàn)了非金融企業(yè)金融化的新現(xiàn)象。越來越多的實體企業(yè)熱衷于金融投資、理財項目甚至房地產(chǎn)投資等活動，對實體企業(yè)發(fā)展帶來諸多影響：一方面，金融具有逐利性與高風(fēng)險性，非金融企業(yè)過多涉足于金融領(lǐng)域有可能增加其不確定風(fēng)險，為企業(yè)的風(fēng)險管理帶來挑戰(zhàn)；另一方面，非金融企業(yè)對金融資產(chǎn)的過度投資可能導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部資金管理失衡，迫使主營業(yè)務(wù)逐漸被弱化，不利于企業(yè)科技創(chuàng)新，無法實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展要求下的新舊動能轉(zhuǎn)換。

對于金融化水平與實體經(jīng)濟間相背離的現(xiàn)象，部分學(xué)者認為并不能簡單地歸結(jié)于金融主觀上沒有為實體服務(wù)，而是其自身的非均衡性抑制了實體經(jīng)濟增長[1]。另有學(xué)者認為，正是因為過度的金融干預(yù)扭曲了金融資源配置效率，阻礙了實體經(jīng)濟的穩(wěn)定增長[2]?；诖耍疚臉?gòu)建了包含31個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型，探討經(jīng)濟金融化對實體經(jīng)濟增長究竟影響如何？本文的創(chuàng)新貢獻可能包含以下幾個方面：第一，基于當(dāng)前經(jīng)濟金融化的新特征，將非金融企業(yè)金融化納人研究框架，并構(gòu)建了包含三個維度的經(jīng)濟金融化水平綜合評價指標(biāo)體系，以彌補單一指標(biāo)衡量的局限性；第二，以往文獻大多單獨研究金融發(fā)展水平或金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的影響，本文以經(jīng)濟金融化水平作為門檻變量，分別比較不同的金融化水平以及不同金融化水平下金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的影響，有助于更加深入地探索三者之間的內(nèi)在關(guān)系；第三，對東、中、西部分別進行了異質(zhì)性分析，有助于認識經(jīng)濟金融化、金融干預(yù)影響對實體經(jīng)濟增長影響的復(fù)雜性，從而采取差異化的區(qū)域金融政策，增強金融調(diào)控的精準(zhǔn)性。

1理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 經(jīng)濟金融化與實體經(jīng)濟增長

傳統(tǒng)金融理論大多支持經(jīng)濟金融化有利于經(jīng)濟增長的觀點，認為金融中介降低了交易成本，通過融通社會資金提高了各實體企業(yè)在不同空間與時間中的資金配置效率[3-4]。然而部分學(xué)者在研究中發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長并非總表現(xiàn)為促進作用，在金融結(jié)構(gòu)與實體經(jīng)濟不相適應(yīng)的情況下，由金融總量擴張所產(chǎn)生的推動力十分有限5

對實體經(jīng)濟而言，金融過度發(fā)展不僅會爭奪其增長所需要的生產(chǎn)要素，產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，還會鼓勵經(jīng)濟主體過度負債，或向不滿足償債要求的主體融資，引發(fā)資源配置錯位[。并且，泛金融業(yè)的過度膨脹以及CDO、CDS等金融衍生品的過度使用，延長了資金向?qū)嶓w經(jīng)濟的傳導(dǎo)鏈條，造成大量資金在金融體系內(nèi)空轉(zhuǎn)，加大了實體企業(yè)的融資約束，偏離了金融服務(wù)于實體經(jīng)濟的初衷[7]。更有甚者，過度金融化滋生的資產(chǎn)泡沫進一步引發(fā)經(jīng)濟扭曲，給實體經(jīng)濟運行帶來風(fēng)險。

隨著金融化繼續(xù)加深，越來越多的非金融企業(yè)開始追求與依賴于金融投資收益，出現(xiàn)了非金融企業(yè)金融化現(xiàn)象。非金融企業(yè)金融化行為對實體經(jīng)濟增長的影響存在兩面性：一方面，大量冗余資源累積將阻礙企業(yè)實施變革的積極性，降低企業(yè)的績效表現(xiàn)[8]。而企業(yè)利用冗余資金購買并持有金融資產(chǎn)，可以為自身起到“蓄水池”的幫助作用。當(dāng)經(jīng)營出現(xiàn)資金短缺時，金融資產(chǎn)的可交易性與高流動性能夠幫助企業(yè)獲取周轉(zhuǎn)資金，從而減少對外部融資的依賴[9]。同時，非金融企業(yè)的實業(yè)投資往往與自身的財務(wù)狀況息息相關(guān)。如果企業(yè)金融渠道的獲利增加，意味著自身具有較高的盈利能力，可以向外界傳達企業(yè)的信心與實力，提高實體企業(yè)的競爭力。另一方面，過度的非金融企業(yè)金融化可能為實體經(jīng)濟增長帶來諸多弊端。一是企業(yè)管理者將大量企業(yè)利潤從生產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移到金融部門以追求短期的回報收益，造成實業(yè)投資率下降、主營業(yè)務(wù)被逐漸弱化、企業(yè)內(nèi)在研發(fā)創(chuàng)新動力不足[10-11];；二是持有過多的金融資產(chǎn)增加了企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，從而在外部融資時將會面臨更多的融資約束與較高的融資成本，進而增加了企業(yè)違約的可能性[12]。因此，本文提出假設(shè)：

H1經(jīng)濟金融化對實體經(jīng)濟發(fā)展存在門檻效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟金融化水平處于適度閾值時，經(jīng)濟金融化能夠顯著促進實體經(jīng)濟增長；而當(dāng)經(jīng)濟金融化水平超出適度閾值后，經(jīng)濟金融化對實體經(jīng)濟的正向影響將變小甚至轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓颉?/p>

1.2金融干預(yù)與實體經(jīng)濟增長

金融干預(yù)指部分地方政府基于財政壓力或政策考慮，通過金融管制、隱形擔(dān)?；蚱渌姓侄蔚葘爡^(qū)內(nèi)金融資金的使用進行直接或間接的干預(yù)，使金融資源集中配置于所扶持或鼓勵的行業(yè)、產(chǎn)業(yè)與企業(yè)。

關(guān)于如何看待金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的影響，理論界存在不同觀點。大部分學(xué)者認為，金融干預(yù)會扭曲資源配置，使金融資源傾向于有形資產(chǎn)高、生產(chǎn)周期短的粗放型生產(chǎn)項目，導(dǎo)致實體企業(yè)過度投資、技術(shù)進步不足[13-14]。同時，還會引發(fā)大量信貸資金財政化，強化尋租行為，擴大金融發(fā)展的負面影響[2]。然而另有部分學(xué)者持不同觀點，認為適當(dāng)?shù)慕鹑诟深A(yù)作為市場失靈的補充機制，能夠指導(dǎo)金融機構(gòu)規(guī)避風(fēng)險，維持金融市場穩(wěn)定，從而引導(dǎo)更多資金向?qū)嶓w經(jīng)濟流動[15] O

實際上，金融干預(yù)對實體經(jīng)濟的影響可能與金融化的程度存在一定聯(lián)系。當(dāng)金融化程度適中或較低時，金融系統(tǒng)所面臨的核心問題在于如何將有限的金融資源有效配置，從而實現(xiàn)金融配置的帕累托有效。由于金融機構(gòu)本身具有風(fēng)險識別和收益識別的能力，過度的行政干預(yù)或隱形擔(dān)保，可能會加劇金融機構(gòu)在信貸分配時對國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)或高抵押行業(yè)的偏好，造成一部分高效益的中小民營企業(yè)無法獲得充足的資金，金融資源出現(xiàn)錯配[16]。而當(dāng)金融化過度時，金融資源的單位收益降低，資本天生的逐利性導(dǎo)致本應(yīng)服務(wù)于實體經(jīng)濟的貨幣資金轉(zhuǎn)向股票、債券甚至更加復(fù)雜的金融衍生產(chǎn)品，亦或涌人資產(chǎn)價格不斷推高的樓市。此時，先前融資困難的中小民營企業(yè)并不會因為金融化水平提高而獲得融資便利，相反會面臨更嚴(yán)重的信貸約束與信貸歧視，金融系統(tǒng)的首要難題也因此轉(zhuǎn)變?yōu)槿绾我龑?dǎo)資金“脫虛向?qū)崱薄Ｔ谶@種情況下，適當(dāng)?shù)慕鹑诟深A(yù)有利于引流過剩資金，使其投入由政府作為主體背景的公共基礎(chǔ)設(shè)施項目或公共服務(wù)項目，為實體經(jīng)濟運行提供良好的外部環(huán)境；或通過政府擔(dān)保，對部分生產(chǎn)效率高、發(fā)展?jié)摿Υ蟮钠髽I(yè)進行適當(dāng)扶持，從而向金融市場釋放良好的預(yù)期信號，緩解實體經(jīng)濟的融資困境[17]。尤其當(dāng)大量非金融企業(yè)金融化時，適當(dāng)?shù)慕鹑诟深A(yù)（如加強金融市場監(jiān)管、限制資產(chǎn)證券化、打擊投機行為等）能夠避免過度金融化對生產(chǎn)性投資的擠壓，強化金融服務(wù)于實體經(jīng)濟的能力[18]。因此，本文提出假設(shè)：

H2金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長存在門檻效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟金融化處于中低水平時，金融干預(yù)會降低金融資源配置效率，加重金融資源結(jié)構(gòu)性錯配，不利于實體經(jīng)濟增長；而當(dāng)經(jīng)濟金融化過度時，金融干預(yù)能夠在一定程度上糾正市場失靈，促進金融資源向?qū)嶓w經(jīng)濟回流。

2 研究設(shè)計

2.1模型設(shè)定與估計方法

基于前文提出的假設(shè)，本文借鑒Law 和 Singh[19]

的方法，分別構(gòu)造以下面板數(shù)據(jù)多重門檻模型

（1）（2）

模型（1）以經(jīng)濟金融化同時作為核心解釋變量和門檻變量，研究經(jīng)濟金融化與實體經(jīng)濟增長之間是否存在門檻效應(yīng)。模型（2）則以經(jīng)濟金融化作為門檻變量，以金融干預(yù)作為核心解釋變量，考察在不同經(jīng)濟金融化水平下金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的影響差異。其中： REOV 為實體經(jīng)濟產(chǎn)值；FIN為經(jīng)濟金融化； GOVI 為金融干預(yù); X 為各控制變量； θ₁、θ₂、…、θ_n 為不同的門檻值; β₁?β₂?…，β_n 為相應(yīng)的回歸系數(shù)； μ 為殘差項。

2.2 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

2.2.1 指標(biāo)選擇

（1）被解釋變量

實體經(jīng)濟產(chǎn)值（REOV）：參考美聯(lián)儲對實體經(jīng)濟的劃分，采用各地區(qū)年度生產(chǎn)總值剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)貢獻后的產(chǎn)值衡量。

（2）解釋變量

經(jīng)濟金融化水平（FIN）：先前文獻多采用金融相關(guān)比率（金融資產(chǎn)總值/GDP）衡量，考慮到該指標(biāo)僅能反映金融資產(chǎn)規(guī)模變化而難以反映當(dāng)前經(jīng)濟金融化的新特征，本文從金融資產(chǎn)規(guī)模變化、金融行業(yè)擴張程度以及非金融企業(yè)金融化三個維度構(gòu)建了綜合測度指標(biāo)，并通過因子分析法賦權(quán)降維，最終得到經(jīng)濟金融化的指標(biāo)數(shù)據(jù)。具體如表1所示。

金融干預(yù)（GOVI）：從地方財政收支壓力角度出發(fā)，以地方財政支出占財政收入的比例衡量。

（3）控制變量

科技創(chuàng)新水平（TECH）：以各地區(qū)專利申請授權(quán)數(shù)所占比例衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平（EDEV：以人均GDP衡量;經(jīng)濟開放性（OPEN）：以進出口貿(mào)易額占GDP的比重衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ISTR）：以第二和第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比值衡量;教育水平（EDU）：以勞動力人口平均受教育年限衡量。

2.2.2數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文選取2006—2021年31個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站、《中國區(qū)域金融運行報告》、國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫等。為避免數(shù)量級差別過大造成的統(tǒng)計偏差，對REOVEDEV與EDU取自然對數(shù)。描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，實體經(jīng)濟產(chǎn)值（REOV）的自然對數(shù)均值為

9.337，最大值為11.412，最小值為5.607。經(jīng)濟金融化水平（FIN）的均值為7.811，最大值為10.143，最小值為5.100。金融干預(yù)（G0VI的均值為2.618，最大值為15.625，最小值為0.554，且各地區(qū)間金融干預(yù)程度呈現(xiàn)出較明顯的差異。其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果也基本滿足統(tǒng)計學(xué)意義。

3實證結(jié)果與分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

為避免數(shù)據(jù)不平穩(wěn)造成的偽回歸，本文分別對面板數(shù)據(jù)進行了LLC檢驗、IPS檢驗和ADF-Fisher

檢驗。結(jié)果顯示，各檢驗 p 值均小于0.05，拒絕存在單位根的假設(shè)，說明各變量數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。

3.2 基準(zhǔn)門檻效應(yīng)檢驗

本文借助STATA13.0軟件，通過自抽樣法（Bootstrap）來考察模型是否具有門檻效應(yīng)。結(jié)果顯示，模型（1）中雙重門檻假設(shè)的 F 統(tǒng)計量為21.643， p 值為0.040，模型（2）中雙重門檻假設(shè)的F 統(tǒng)計量為13.461， p 值為0.000，均肯定了雙重門檻的存在。因此，本文在模型（1）和模型（2）中均選取FIN的雙重門檻進行分析，并通過計算LR統(tǒng)計量確定其各自的門檻值，具體如表2所示。

3.3 回歸結(jié)果分析

根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，本文對模型（1）和模型（2）均采用固定效應(yīng)模型進行回歸，結(jié)果如表3所示。

模型（1）結(jié)果表明，經(jīng)濟金融化與實體經(jīng)濟增長存在“倒U型”的非線性關(guān)系。當(dāng)經(jīng)濟金融化指標(biāo)低于第一個門檻值6.947時，影響系數(shù)為0.837，且通過了 1% 的顯著性檢驗，說明在此階段，提高經(jīng)濟金融化水平能有效促進實體經(jīng)濟增長。當(dāng)經(jīng)濟金融化水平超過6.947但低于第二個門檻值7.662時，影響系數(shù)增至0.886，說明金融化的規(guī)模效應(yīng)顯現(xiàn)，經(jīng)濟金融化對實體經(jīng)濟的促進效應(yīng)更明顯。而當(dāng)經(jīng)濟金融化指標(biāo)越過第二個門檻值7.662時，該影響作用轉(zhuǎn)為顯著的負向影響，說明隨著經(jīng)濟金融化過度擴張，金融發(fā)展對實體經(jīng)濟產(chǎn)生了“擠出\"效應(yīng)，過度膨脹的金融系統(tǒng)偏離了服務(wù)實體經(jīng)濟的初衷，導(dǎo)致實體經(jīng)濟投資低迷、創(chuàng)新不足、增長緩慢。H1得到支持。

模型（2）結(jié)果表明，在不同的經(jīng)濟金融化水平下，金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長存在非線性效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟金融化水平低于第一個門檻值7.381時，金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的作用系數(shù)為-0.164，且在1% 水平上顯著，說明金融干預(yù)行為干擾了市場正常的資源配置功能，加重了金融資源結(jié)構(gòu)性錯配，導(dǎo)致金融要素支持實體經(jīng)濟的邊際效用弱化。當(dāng)經(jīng)濟金融化水平超過7.381但低于第二個門檻值8.301時，金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的作用系數(shù)轉(zhuǎn)為正，但顯著性較弱，說明該階段同時存在“促進”與“抑制”兩種作用的相互博弈。而當(dāng)經(jīng)濟金融化指標(biāo)高于第二個門檻值8.301時，金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的作用系數(shù)增加至0.406，且在 1% 水平上顯著，說明隨著經(jīng)濟金融化過度加劇，金融干預(yù)能夠一定程度彌補金融市場失靈，引導(dǎo)金融資源向?qū)嶓w經(jīng)濟回流。H2得到支持。

3.4 區(qū)域異質(zhì)性分析

3.4.1經(jīng)濟金融化非線性影響的分區(qū)域研究

模型（1）分區(qū)域門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，當(dāng)以經(jīng)濟金融化為門檻變量和核心解釋變量時，東部與西部地區(qū)均存在雙重門檻效應(yīng)，中部地區(qū)則僅存在單一門檻效應(yīng)。通過進一步計算LR統(tǒng)計量，確定東部地區(qū)的門檻值分別為8.137與8.333，中部地區(qū)的門檻值為7.413，西部地區(qū)的門檻值分別為7.609和7.944，具體如表4所示。

如表5所示，東、中、西部存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。在東部地區(qū)，雖然經(jīng)濟金融化對實體經(jīng)濟增長的影響系數(shù)隨著經(jīng)濟金融化水平的提高逐漸減弱（分別為0.746、0.745和0.076），但始終為顯著的促進作用，說明東部地區(qū)實體經(jīng)濟具有較大的發(fā)展空間，因而對金融資源的吸納能力較強，受過度金融化的負面影響較小。在中部地區(qū)，不同經(jīng)濟金融化水平對實體經(jīng)濟的影響均為正但不顯著，說明中部地區(qū)經(jīng)濟金融化水平與實體經(jīng)濟發(fā)展需求大體相當(dāng)，“促進”與“抑制”兩種作用較為均衡，但總體仍表現(xiàn)為促進作用。在西部地區(qū)，不同的經(jīng)濟金融化水平與實體經(jīng)濟增長始終呈負相關(guān)，且隨著金融化水平提高，抑制影響愈加明顯，說明西部地區(qū)金融市場資源配置能力較弱，金融資源存在較嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)性錯配，因而更容易出現(xiàn)資金脫實向虛的風(fēng)險。

3.4.2金融干預(yù)非線性影響的分區(qū)域研究

模型（2）分區(qū)域門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，當(dāng)以經(jīng)濟金融化作為門檻變量，金融干預(yù)作為核心解釋變量時，東部與西部地區(qū)均存在雙重門檻效應(yīng)，中部地區(qū)則僅存在單一門檻效應(yīng)。通過進一步計算LR統(tǒng)計量，確定東部地區(qū)的門檻值分別為6.879與8.791，中部地區(qū)的門檻值為7.663，西部地區(qū)的門檻值分別為7.590和7.947。具體如表6所示。

如表7所示，在不同的經(jīng)濟金融化水平下，金融干預(yù)對實體經(jīng)濟的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。東部地區(qū)與總體回歸大致相同，當(dāng)經(jīng)濟金融化處于適中或較低水平時，金融干預(yù)行為降低了資源配置效率，不利于實體經(jīng)濟增長；而當(dāng)金融系統(tǒng)過度膨脹（超越門檻值8.791）時，金融干預(yù)行為有助于引導(dǎo)金融資源向?qū)嶓w經(jīng)濟回流，從而強化金融服務(wù)于實體經(jīng)濟的能力。對于中部地區(qū)，當(dāng)經(jīng)濟金融化水平處于較低水平時，金融干預(yù)與實體經(jīng)濟增長呈顯著負相關(guān)；當(dāng)經(jīng)濟金融化指標(biāo)超過門檻值7.663時，該不利影響消失，但兩者間關(guān)系并不顯著，說明中部地區(qū)的金融干預(yù)行為總體不利于實體經(jīng)濟增長，但隨著金融系統(tǒng)的投機性增強，金融干預(yù)的作用逐漸有所顯現(xiàn)。對于西部地區(qū)，則表現(xiàn)出完全不同的特征，在各種程度的經(jīng)濟金融化水平下，金融干預(yù)始終與實體經(jīng)濟增長呈顯著負相關(guān)，說明西部地區(qū)金融治理未充分發(fā)揮有效作用，不僅未能高效打擊金融投機行為、減少過度金融化對實體經(jīng)濟增長帶來的損害，反而從一定程度上加重了金融資源在不同行業(yè)、產(chǎn)業(yè)以及實體企業(yè)間的結(jié)構(gòu)性錯配，不利于實體經(jīng)濟穩(wěn)定增長。因此，應(yīng)提高西部地區(qū)金融治理的靈活性與精準(zhǔn)性。

4結(jié)論與政策建議

本文通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型，研究了經(jīng)濟金融化、金融干預(yù)對實體經(jīng)濟增長的非線性影響。主要結(jié)論有：（1）金融發(fā)展能否對實體經(jīng)濟產(chǎn)生積極影響取決于其是否與實體經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調(diào)，過度金融化會對實體經(jīng)濟產(chǎn)生明顯的“擠出”效應(yīng)。因此，應(yīng)警惕過度金融化所引發(fā)的經(jīng)濟扭曲與金融風(fēng)險。（2）金融干預(yù)對實體經(jīng)濟同時存在“促進”與“抑制”兩種作用。當(dāng)經(jīng)濟金融化處于適中或較低水平時，金融市場資源配置及風(fēng)險識別功能較強，金融干預(yù)行為的“抑制”作用表現(xiàn)更加明顯，容易引發(fā)金融資源錯配，導(dǎo)致金融要素支持實體經(jīng)濟的邊際效用弱化；而當(dāng)經(jīng)濟金融化過度時，金融市場投機性過強，金融干預(yù)行為能夠從一定程度上糾正市場失靈，引導(dǎo)資金向?qū)嶓w經(jīng)濟回流。（3）通過分區(qū)域研究發(fā)現(xiàn)，與東部與中部地區(qū)相比，西部地區(qū)金融結(jié)構(gòu)性錯配較為嚴(yán)重，金融發(fā)展與實體經(jīng)濟契合度較低，無法有效促進實體經(jīng)濟穩(wěn)定增長。

基于此，本文提出以下建議：

第一，客觀認識金融體系運行規(guī)律，提高金融資源在實體經(jīng)濟中的配置效率。通過構(gòu)建多層次、多元化的資本市場，拓寬實體企業(yè)的融資途徑，降低實體企業(yè)的融資成本；通過與大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等技術(shù)相結(jié)合，提高金融的有效供給，增強金融服務(wù)于實體經(jīng)濟的能力。

第二，加強西部地區(qū)金融政策與產(chǎn)業(yè)政策、區(qū)域政策間的協(xié)同。通過發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)、特色農(nóng)業(yè)等，增強實體經(jīng)濟對金融資源的吸納能力。根據(jù)西部地區(qū)的實際特征，設(shè)計針對性的普惠金融、供應(yīng)鏈金融產(chǎn)品，從而疏通資金的傳導(dǎo)渠道，增強西部地區(qū)金融發(fā)展與實體經(jīng)濟的契合度。

第三，提高金融治理的精準(zhǔn)性與靈活性。一方面，應(yīng)盡量減少對金融資源配置效率的直接干預(yù)，保證市場在資源配置中發(fā)揮主體功能；另一方面，應(yīng)加強地方政府在維護金融穩(wěn)定與防范金融風(fēng)險等方面的作用。通過嚴(yán)厲打擊企業(yè)金融投機行為、限制金融市場高杠桿、防范金融資產(chǎn)泡沫等行為，引領(lǐng)資金流向具有實際需求的實體企業(yè)。

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Research on the Nonlinear Impact of Economic Financialization and Financial Intervention on Real Economic Growth

ZHU Hanyu， CUI Jianjun （School of Finance and Economics，Xi’an Jiaotong University，Xi'an 71oo61，China）

Abstract：For thephenomenon of the divergence between economic financializationand real economy，some scholars believe thatitcannotbesimplyatributedtothefactthatfinancehasnotservedtherealeconomysubjectively，butrather that its own disequilibrium hassuppressedrealeconomic growth.Other scholarsholdthat it ispreciselythe excessive financialinterventionthathasdistortedtheeficiencyoffinancialresourceallocationandhinderedthestableofreal economic growth．Based on this，this paper studies thenonlinear impactof economic financializationand financial intervention on real economic growth.

Through the threshold regresion model test of paneldata，it is found that：economic financialization can promote the real economic growth dependson whether itiscoordinated with the development ofreal economy，and excessive economicfinancialization hasasignificant negative impactonreal economic growth．When economic financialization isat alow or medium level，financial intervention reduces theresource alocation eficiency offinancial markets.However， when economicfinancializationisatan extremelyhighlevel，appropriate financialinterventionwillhelp toreducemarket failures and guidefinancial resources flow back tothereal economy.Thesub-regional research finds that the negative impactof economic financialization is more prominent in westernregion since financialdevelopment is less compatible with the real economy，and the flexibilityand precision of financial governance are slightly insuficient.

The innovative contribution of this paper is reflected：First，itconstructs a comprehensive evaluation index system of economic financialization whichcontains three dimensionssoasmakeup for the limitationsof single indicator measurement.Second，taking theeconomic financialization as the thresholdvariable，compare the impactof economic financializationandfinancial interventiononreal economicgrowth，which ishelpful toexplore the intrinsicrelationship among them.Third，the heterogeneous analysis is carriedout separately for the eastern，central and western regions， whichis helpful tounderstand thecomplexityof theimpact of economic financializationand financialinterventiononreal economic growth，soastoadoptdiferentiated regional financial policies，andenhance theaccuracyof financial regulation and control.

Key words：economic financialization；financial intervention；real economic growth