4 金融化對經濟增長的“雙門限”效應

本部分進一步采用以“變量”作為結構轉變點的非線性模型，即門限回歸模型，實證研究金融化與經濟增長的非線性影響機制。

4.1 門限回歸模型的設定

本文借鑒金融發展對經濟增長影響的相關文獻，延續King和Levine（1993）對金融發展的研究方法，將金融化的發展作為重要的生產要素，構建經濟增長函數，線性模型的具體表達式如下：

其中，x_it分別表示投資、進出口、政府支出的季度同比增長率，f_t表示金融化季度同比增長率。

為了檢驗金融化與經濟增長之間是否存在非線性依存機制，在上述線性模型中引入門限變量，擴展成非線性門限回歸模型，表達式如下：

其中，q_t為門限變量，依據q_t可以將樣本劃分成m+1個子樣本。γ為門限值。I（·）為指示函數，當γ_j≤q_t＜γ_j+1時，I_j（q_t，γ）取值為1，否則取值為0。ε_t表示殘差項，服從于獨立同分布，即ε_t～i.i.d.N（0，σ²）。

本文引入了投資、進出口和政府支出三個控制變量，選擇的依據是變量之間相關性不高，能有效避免多重共線性問題（劉金全等，2014；趙振全等，2007）。通過引入這些變量，控制住造成金融化與經濟增長雙向因果關系的一些宏觀因素，這樣通過門限回歸系數就可以判斷金融化本身對經濟增長的影響程度。本文選取的門限變量是滯后一期的金融化水平f_t-1。選擇滯后一期的原因，一方面是解決門限變量內生性的問題；另一方面如果我們將經濟運行機制看作經濟人的行為，那么經濟人通常是依據觀測到的上一期金融化水平來調整當期的行為，從這個道理上講，金融化對經濟運行的作用機制實際上與上一期的金融化水平有關。因此，這里設定門限回歸的核心經濟意義是可以識別和比較不同金融化發展水平下金融化與經濟增長之間作用機制的異同。

4.2 相關變量說明及平穩性檢驗

本節中選取的樣本區間為1992年第一季度至2017年第二季度，共98個觀測值。統計數據主要來源于中經網和Wind數據庫。相關經濟變量名義值均除以CPI（1992年第一季度=100）指數進行平減得到實際值，具體處理如下。

GDP增長率（y_t）：以每季度的實際GDP計算得到實際GDP的季度同比增長率，作為本節實證研究的因變量或者被解釋變量。

投資增長率（x_1t）：本文采用當季固定資產投資額作為投資的代理變量，投資增長率以實際投資季度同比增長率來表示。

進出口增長率（x_2t）：由于進出口數據是由美元計價的，所以根據美元兌換人民幣的加權平均匯率的月度數據折算得到進出口額以人民幣計價的月度數據。季度進出口總額由月度數據加總得到。進出口增長率以實際進出口總額的季度同比增長率來表示。

政府支出增長率（x_3t）：以每季度實際政府支出的同比增長率來表示。

本文采用的門限回歸模型是在線性經濟增長模型的基礎上引入門限變量，因此，為了避免偽回歸的出現，本文采用ADF單位根檢驗和PP單位根檢驗對相關經濟變量的平穩性進行檢驗。具體結果由Eviews 9.0給出，見表2。

表2 變量平穩性檢驗結果

從表2可以看出，模型的大部分變量通過了平穩性檢驗，并且基本在1%的水平下顯著。雖然f_t的ADF單位根檢驗結果為-2.0962，未通過平穩性檢驗，但是其PP單位根檢驗結果為-3.7513，在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設。因此，本文認為模型中所有的變量都通過了平穩性檢驗，不存在單位根。

4.3 “雙門限”效應分析

本文選取滯后一期的金融化水平f_t-1作為門限變量，對式（17）進行估計，門限回歸結果如表3所示。

表3 門限回歸結果

從表3來看，R²=0.6820，統計量F檢驗的P值=0.0000，^[3]回歸結果總體較好。除了f（f_t-1＜4.9478）系數未通過顯著性檢驗外，其余各變量系數大都在1%的置信水平下顯著。從門限值的估計結果可知，金融化與經濟增長的影響存在雙門限值，γ₁=4.9478，γ₂=7.6231。而以往的研究多從單一門限值的角度說明金融化對經濟增長的影響存在門限效應，即當金融化發展到一定程度后，才能促進經濟增長，抑或是金融化的發展超出一定邊界后，對經濟增長的促進作用弱化，甚至對經濟增長產生抑制作用。因此，基于雙門限值的實證結果對于金融化與經濟增長之間的非均衡研究更具合理性。下面分三種情況進行討論。

第一，當f_t-1＜4.9478，即金融化水平低于低門限值γ₁時，表現為金融化不足。金融化對經濟增長的影響系數為-0.0243，但未通過顯著性檢驗，即金融化發展不足，對經濟增長存在抑制效應，但不具有統計意義上的顯著的負向影響效應。這是因為金融化水平較低時，主要是對資本的吸納，對資本的有效配置功能有限，缺乏溢出效應，從而會對經濟增長產生抑制作用。但在金融化發展初期，經濟發展對于這些功能的需求還沒那么高。在這種情況下，金融化不足對經濟增長的抑制效應或許是存在的，但是效果不明顯。

第二，當f_t-1≥7.6231，即金融化水平高于高門限值γ₂時，表現為金融化過度。金融化對經濟增長的影響系數為-0.1853，并且在1%的置信水平下顯著，即金融化發展過度，對經濟增長存在明顯的抑制效應。

第三，當4.9478≤f_t-1＜7.6231，即金融化水平處于兩個門限值之間時，表現為金融化適度。金融化對經濟增長的影響系數為0.0730，并且在1%的置信水平下顯著，即金融化處于適度發展區間時，對經濟增長存在明顯的促進效應。此時，金融化與其服務的實體經濟匹配度較高，才能有效推動經濟持續穩定增長。

從上述分析可知，金融化對經濟增長存在明顯的雙門限效應，只有當金融化處于合理區間時，即金融化與實體經濟相匹配時，才能最大限度地促進經濟持續穩定的增長。這與前面的理論機制分析相符。同時，過低或者過高的金融化水平都會抑制經濟增長，盡管這兩種金融化水平對經濟增長的抑制機制不同。

對我國現階段發展而言，特別要重視過度金融化對我國經濟增長的影響。尤其是近年來，我國寬松的貨幣政策提供的流動性并沒有改善實體經濟的發展狀況，央行釋放的資金發生了“空轉”，并沒有全部進入實體部門，出現了資金脫實入虛、資產泡沫化的現象。究其原因，一是，隨著金融化的過度發展，金融資產價格的不斷攀升容易導致金融資本的逐利性凸顯，大量資金投入金融投資領域，資金流動性的增加并沒有有效進入實體經濟。過度金融化發展對實體投資產生擠出效應，實體經濟增長受到抑制更進一步加劇資金從實體領域脫離，從而導致資金“空轉”。二是，我國金融化水平處于高門限值之上，金融在資源配置、分散風險等方面的功能受到不同程度的弱化甚至是喪失的情況。資源錯配導致資金流入某些產能過剩行業，使得本該淘汰或者轉型的企業得以茍延殘喘，對經濟增長造成負面影響。同時，金融化程度較高時，金融風險放大了實體經濟的風險，金融杠桿的負面影響更大。此時，金融化對經濟增長的抑制作用更明顯。三是，當前階段我國金融制度改革處于新舊制度重疊時期，部分舊的金融制度與現代金融市場需求和金融服務提供存在并行的情況，這也為資本逐利性提供了很多渠道，導致資本依賴于金融制度監管的漏洞進行投機和套利的活動，使得金融投機性凸顯。因而，該階段過度金融化發展對經濟增長產生較明顯的抑制效應。

從長期來看，金融與實體部門會以自身利益最大化為目標沿各自的路徑發展，在這一過程中，由于實體經濟稟賦以及金融制度需求存在差異，既會出現金融化與其服務的實體經濟不相匹配的階段，即該階段二者呈現背離狀態，阻礙經濟增長，也會出現金融化與實體經濟契合度較高的階段，即該階段二者呈現相適應的狀態，可以更有效地促進經濟增長。這也與前面理論機制的分析不謀而合，即伴隨金融服務的提供和金融制度改革的不斷完善，與實體經濟不同發展階段的要素稟賦和產業發展需求相適應的金融化，才能最大限度地促進經濟持續穩定的增長。