金融抑制與民營經濟高質量發展

一、 引言

自1978年實行改革開放以來，中國經濟走過了四十多年波瀾壯闊的征程。這四十多年與中國五千年的歷史相比，是短短一瞬，但它卻深深影響和改變了中國和中國人。在這個過程中，民營企業的萌芽、發展與壯大，伴隨著中國經濟體制向社會主義市場經濟演變的腳步，更是四十多年中國改革開放的一個縮影。習近平總書記在2018年召開的民營企業座談會上指出，改革開放四十年來，中國民營經濟從小到大、從弱到強，貢獻了50%以上的稅收、60%以上的國內生產總值、70%以上的技術創新成果、80%以上的城鎮勞動就業、90%以上的企業數量。經濟發展能夠創造中國奇跡，民營經濟功不可沒。

四十多年砥礪前行，民營企業的發展伴隨著思想解放、改革開放的深入以及政策環境的持續優化。在其中，金融政策支持的不斷加強與金融服務差異化程度的不斷減輕為民營經濟健康發展提供了根本性的保障。根據美國經濟學家麥金農的金融抑制理論，發展中國家政府會通過設置存貸款利率上下限、主動調控通貨膨脹率以降低實際利率水平、采取信貸配給的手段分配有限的資本資源、加大對金融部門的控制、提高法定準備金率、采取資本管制等方式，實現資本向政府優先發展的資本密集型產業流動，造成金融扭曲程度不斷加深，整個金融體系的資源配置功能也被嚴重扭曲（Mckinnon，1973），即所謂的“金融抑制”。圖1為1978—2008年中國的金融抑制指數，可以看出，中國的金融抑制程度在三十年間下降了將近一半。

資料來源：Huang and Wang（2011）。

然而，在2008年國際金融危機爆發和2009年中國快速的信貸擴張后，中國以大銀行為主導的金融體系將信貸資源優先支持國有企業和大型項目。中國銀行的信貸分配表現出明顯的“所有制歧視”，資金配給明顯偏向于國有經濟部門與大型企業。股票市場和企業債市場也發展緩慢，私營部門與中小企業很難通過金融市場籌措資金。陳彥斌等（2014）指出，近十年來，由于利率管制的存在，中國的實際利率自2003年以來頻繁為負，現在中國的官方利率至少比市場利率平均低50%—100%。從全球范圍來看，國際貨幣基金組織的報告認為，中國的金融抑制程度不僅遠高于發達國家的平均水平，更遠高于發展中國家、亞洲國家以及轉型國家的平均水平。根據Abiad等（2010）的測算結果，中國的金融抑制指數在91個樣本國中高居第五位，僅次于埃塞俄比亞、尼泊爾、烏茲別克斯坦與越南。

金融抑制政策究竟對發展中國家的民營企業和經濟發展造成了怎樣的影響？本文梳理了改革開放以來國家對民營企業政策的變遷，探討了民營企業的政策待遇與融資環境，并在大量中外文獻的基礎上，通過數理建模的方法，論證了所有制歧視的金融抑制政策對經濟高質量發展的影響。此外，本文還利用跨國面板數據對模型提出的結論進行檢驗，為理論提供了實證支持。本文共分為五部分：下面的第二部分為民營經濟政策變遷梳理與相關理論的文獻綜述；第三部分為對金融抑制政策影響的數理建模；第四部分為對結論的實證檢驗；最后為全文的總結與政策建議。

二、 文獻綜述

（一） 金融抑制與經濟發展

對發展中國家金融抑制與經濟轉型發展關系的探討主要興起于上世紀末，并逐漸成為近年來學界的一個熱點話題（Pagano，1993；Trew，2006）。從1973年開始，金融發展理論進入了一個黃金發展期。最為著名的就是McKinnon（1973）發表的《經濟發展中的貨幣與資本》以及Shaw（1973）發表的《經濟發展中的金融深化》兩部著作。這兩部著作開始以發展中國家或地區為研究對象，展開對金融發展和經濟發展的關系的研究。McKinnon（1973）指出，在發展中國家，存在著政府對金融體系的各種限制，并且人為設定利率和匯率，使之不能根據市場的供求關系做出調節，也無法讓市場起到資源配置的作用。在利率和匯率雙扭曲的情況下，整個金融體系的資源配置功能也被嚴重扭曲，即出現“金融抑制”現象。

在此之后，越來越多的經濟學家開始把目光投向發展中國家金融抑制問題的研究上。Galbis（1980）從發展中國家經濟中存在的分割性出發，構建了一個兩部門模型，并指出金融抑制阻礙了流動性資金從低回報率的傳統部門向高回報率的現代部門的流動趨勢，造成了金融資源的錯配與生產率較高部門的投資不足，進而影響經濟增長。該研究的兩部門模型很類似于中國目前所存在的國有部門和民營部門，因而近年有許多研究（婁姚榮，2013；江迪蒙，2014）都是在這一基礎上改進模型，討論中國的金融抑制問題。Fry在1980年的文章中討論了金融抑制造成經濟增長損失的問題，并得出真實存款利率每低于市場均衡利率1個百分點，經濟增長率就會損失0.5個百分點。Roubini and Sala-I-Martin（1992）從拉美國家的經濟發展現狀出發，提出金融抑制會嚴重阻礙經濟增長，并以實證方法對理論進行證明。盧峰和姚洋（2004）基于法律經濟學的視角闡述金融抑制的影響，認為中國私人部門存在較為嚴重的金融抑制。周業安和趙堅毅（2005）檢驗了金融市場化指數和經濟增長之間的關系，發現金融市場化的程度越深，越能夠提高經濟增長率。

通過對金融抑制現有文獻的梳理，不難發現學界存在兩種不同的觀點。一部分學者如McKinnon（1973）和Shaw（1973）大力支持金融自由化，而另一部分強調了金融管制對經濟的有益作用。其中對金融抑制負面作用的研究是現有文獻的主體，這些理論一致認為金融抑制會對國民經濟的運行造成不利影響，如投資效率損失、削弱科技創新能力、降低經濟發展效率、產業結構與收入分配結構失衡等，從而阻礙經濟的發展。

對于金融管制持支持態度的學者則從東南亞與拉美金融危機的歷史及發展中國家市場失靈的現狀出發，強調國家對金融管制的積極作用。他們認為，在經濟發展的初始階段，一個政府主導的有力的“大推進”可能有助于一國擺脫“貧困陷阱”，進入“起飛”階段并走上自我持續增長的軌道。作為國家控制權的支持者，Gerschenkron（1962）認為政府能夠向高生產率的投資項目配置資本，國有銀行也能夠克服市場失靈的缺陷，動員儲蓄去實現具有戰略意義的重要項目。Stiglitz在多篇論文中提出（Stiglitz & Weiss，1981；Stiglitz，2000；Stiglitz，1994），在不完全信息的市場環境中，較高的利率會促使投資者向更有風險的項目投資，從而加大銀行的信貸風險。因此，利率管制和信貸配給可能是銀行更為理性的選擇。他還認為，過去幾十年發展中國家不斷爆發的金融危機正是由于金融自由化而產生，在金融抑制政策下，發展中國家會更好地管理其貨幣供給并實現金融系統的穩定。Fry（1997）在道德風險的動態模型下證明，實施金融自由化必須存在一些先決條件，如適當的審慎監管、對金融機構與金融市場的有效管理、物價穩定在一個合理的程度等。Hellmann等（1997）指出，金融領域的競爭會破壞銀行的審慎決策，對資本不加以管制更會導致帕累托無效的結果，因此適當金融政策工具的應用將有助于經濟效率的提高。通過實證檢驗，Arestis and Demetriades（1997）和Demetriades and Luintel（2001）兩篇研究都證明韓國的金融抑制政策對其金融發展起到了積極作用。國際貨幣基金組織經濟學家Aziz and Duenwald（2002）的研究得出：金融體系管制可以保證無效率的國有企業生存，不產生過多的失業，從而使轉型成本達到社會的穩定不受威脅的水平。陳彥斌等（2014）使用數值模擬實驗證明，利率管制具有一定的“增長效應”：偏低的實際利率對企業部門擴大投資規模提供了激勵，經濟體的資本存量將會增加，進而促進了總產出的提高。

金融抑制對經濟發展究竟是起促進作用還是抑制作用？根據現有文獻的實證研究，這個問題是由一國金融機構情況、市場發展情況、監管機構情況、政府戰略等多種因素共同決定的。雖然金融抑制政策在一般情況下會降低經濟效率，但這一政策同時也有效地幫助政府解決了市場失靈和金融危機等問題。因此，金融抑制政策的凈效應是由正負兩種潛在機制共同決定的。這兩種效應隨著經濟發展而不斷變化，最終的結果要看哪種機制起主導作用。

到目前為止，學界研究的結果基本上得出了一條中間路線：一方面必須漸進地推行金融自由化；另一方面基于金融市場的內在約束，政府監管也不可避免。Li（2001）認為在經濟發展早期，溫和的金融抑制政策可能支持了宏觀經濟的穩定和經濟的增長，但這一政策逐漸成為經濟增長的負擔并在近些年出現了自我維系的特征。郭為（2004）指出在工業化的早期階段，銀行主導的金融體系能起到很好的作用，但隨著經濟的發展和對作為增長引擎的知識密集型產業的關注，一種混合的金融形式可能更為有效。在中國，銀行業過快的私有化可能會造成效率低下的國有企業大面積地難以獲得信貸，引發很多社會和政治問題。Maswana（2008）提出，雖然金融抑制政策不利于經濟的配置效率，但它可能創造出一種調整效率，這使政府有能力在變化的環境中做出迅速的調整。余靜文（2013）進一步總結出，不同的經濟發展階段對應著不同的“最優金融條件”，最優的金融抑制水平應當隨著經濟發展水平的提升而下降，而任何相對于“最優金融條件”的偏離都將使經濟增速下降。

（二） 研究方法與創新點

在金融抑制指標的選取上，學界尚沒有達成統一。蒙蔭莉（2003）計算出M2與GDP的比值作為指標進行計量分析。郭為（2004）把居民手持貨幣量或者居民手持貨幣量與投資性金融資產的比率作為度量金融發展或抑制的一個指標。白重恩（2010）以存貸總額占GDP的比重衡量金融抑制的程度。陳斌開和林毅夫（2012）以人民幣存款一年期真實利率表示金融抑制水平。Arestis and Demetriades（1997）采取了主成分法計算金融抑制指標。此后，大量的文獻都沿用了這一研究思路，以多重指標綜合考慮金融抑制的程度。Ang and Mckibbin（2007）采用主成分分析法構建了馬來西亞的金融抑制指標。陳宇峰等（2015）借鑒了Demetriades的方法，采取主成分法測度了1993—2012年中國的金融抑制程度。Huang and Wang（2011）同樣通過主成分分析法，用六個變量構建指標表示金融抑制情況。因此，文本也采取主成分法，借鑒Huang and Wang（2011）的研究方法，對金融抑制情況進行測度。

綜上所述，現在已有文獻研究金融抑制政策在中國及世界范圍內對經濟增長的不利影響，也有文獻研究金融抑制政策在中國改革過程中的雙重作用。然而目前尚沒有文獻研究在世界范圍內金融抑制政策對民營經濟和經濟增長的一般性規律及雙重作用。因此，本文期望在該領域進行討論與分析，得出相關結論，并為中國民營企業的更好發展提供理論依據。

三、 理論模型

本文以新古典理論為基礎建立數理模型，對金融抑制政策、民營經濟發展及經濟增長等問題進行數理化分析。對于發展中國家而言，城市化進程尚未完成，農村勞動力正在由傳統部門向現代部門流動，因此現代部門擁有大量的人口紅利，可以借此制定較低的工資并獲得資本積累。根據Galbis（1980）、Baumol（1985）將經濟部門根據技術水平、要素密集度等劃分為兩大部門的研究方法，本文根據國情以所有制將企業大致分為國有經濟和民營經濟兩大部門。同時，由于發展中國家政府往往采取趕超戰略，對金融采取壟斷控制，并制定偏向于政策傾斜企業的利率結構，可以說，中國的金融抑制，實際上是一種利率抑制加“雙軌制”，即國有工業部門享受低廉并且足額配額的利率，而民營部門則面對高利率并稀缺的貸款資源。

因此，本文對模型采取如下假設：（1）企業以Cobb-Douglas生產函數進行生產，且不存在規模效應；（2）消費者為Cobb-Douglas型效用函數；（3）政府制定利率，且國有與民營企業利率不相同；（4）城鎮勞動力市場中企業有更強的市場勢力，具有更高的議價權；（5）企業根據生產的邊際成本，以一定的利潤加成制定產品價格；（6）同一產業內所有企業面對相同的要素價格與產品價格，且價格水平具有一定黏性。

同時設定變量i=1,2分別代表國有經濟部門與民營經濟部門；A_i、L_i、K_i、Y_i分別代表兩部門的技術水平、企業勞動力、資本存量與總產值；w_i、r_i、P_i分別代表兩部門的名義工資、利率與產品價格。

設生產部門兩部門的生產函數分別為

根據新古典邊際理論，在最優化生產時，企業根據政府制定的利率、市場中價格等外生條件選擇資本、勞動力進行生產，此時，

以部門1為例，由（3）可推出

企業生產總成本為

TC=rK+wL（5）

將（1）（4）代入（5）中，可得到

用產出對總成本求導得到邊際成本：

可見產品的邊際成本由技術水平、價格水平等因素決定且與產量無關。正如Lewis-Fei-Ranis模型所述，發展中國家擁有巨大的人口紅利，現代部門可以通過壓低工人工資獲取正的利潤，達到資本積累和擴張的目的，從而實現經濟增長。因此本文假設，廠商在市場上具有一定的壟斷定價權，可以制定有利于自己的工資價格與產品價格。方便起見，假設兩部門分別以利潤率π₁、π₂制定價格：

P_i=（1+π_i）MC_i （i=1,2）（8）

現在考慮消費者。設消費者對國有經濟與民營經濟產品的需求分別為X₁和X₂，消費者對兩類產品的效用函數為

消費者的收入為M，預算約束為

P₁X₁+P₂X₂=M（10）

根據新古典經濟學消費者理論，在效用最大化時消費者對兩種產品的支出比例是固定的：

在產品市場供需均衡時，

Y_i=X_i （i=1,2）（12）

設S為國有經濟與民營經濟的比值，則在一般均衡時，

將（7）（8）代入上式中，有

設系數，k為常數。

則產業結構可表示為

由于政府采取偏向于國有企業的金融抑制政策，國有經濟部門可以享有更為優惠的金融支持。根據林毅夫的定義及其他學者的相關研究，本文以兩部門的利率比值代表金融抑制程度。設金融抑制系數為φ，經濟體的金融抑制越嚴重，系數就越大。兩部門利率關系為

r₂=φr₁ （φ>0）（16）

同時引入時間t，在經濟動態發展的視角上解釋金融抑制對經濟體在長期發展過程中所產生的影響。根據摩爾定律，本文假設技術以指數型進步。設兩部門的技術進步率分別為a₁和a₂，則生產技術的動態形式為

設勞動力可以在兩部門間自由流動，即本文暫不考慮勞動力市場分割的情況。則有

w_1t=w_2t=w_t（18）

根據（15）（16）（17）與（18）可知，

在政府采取偏向于國有經濟的金融抑制政策后，金融抑制系數φ會大于1。由于β>0，φ的提高會對S_t產生正向的影響。也就是說，金融抑制政策會提高國有經濟在產業中的占比，且抑制越嚴重，產業扭曲程度越大。也就是說，長期的金融抑制會阻礙民營經濟的發展，阻礙經濟改革的順利進行。

設整體經濟、國有經濟部門和民營經濟部門的經濟增速分別為ɡ_t、ɡ_1t和ɡ_2t，且它們之間的關系為

由于，代入生產函數，以部門1為例，化簡得

將（4）式代入上式，有

在不考慮部門間實際工資差距，且兩部門利率關系保持為r₂=φr₁時，將以上兩式代回（20）中，得到

根據這個增長函數，經濟增長可以分為三個部分：技術進步、資本積累和資本與勞動的分配關系。二戰后的發展中國家，大多受到結構主義的影響，通過壓低利率和工資來獲得較高的資本積累，實現國有重工業的快速發展。而在后期，隨著利率市場化的推進，利率水平逐步回升；同時，由于人口紅利的消失，勞動力實際工資也開始上漲。本文暫不考慮利率與實際工資的增長關系，重點關注公式中的前兩部分。

在經濟增長前期，由于國家重點支持國有經濟發展，國有經濟由于具有政策、資本等優勢，相對于民營經濟有更高的資本積累率和技術進步率。此時較高的S_t會帶來暫時的經濟高速發展。然而，由于傳統國有經濟部門往往缺乏比較優勢，且在長期中民營經濟技術進步能力不斷提升，經濟發展到后期，靠扭曲價格獲得高資本積累的發展模式難以為繼，經濟體開始轉向以技術進步驅動發展的模式。此時，實行扭曲利率的金融抑制政策會阻礙經濟結構的調整，使S_t保持在較高的水平，進而降低經濟增長速度。^注6也就是說，金融抑制政策在經濟發展初期可能會促進經濟增長，但在長期中會降低經濟增長速度，阻礙一國經濟發展。

四、 實證檢驗

前文已證，金融抑制政策不僅會扭曲產業結構、阻礙經濟轉型的進行，還會對經濟增長造成影響。前文的數理模型與大量文獻已經證明，金融抑制政策對經濟增長的影響可能是雙重的：經濟起步階段，由于金融市場的不穩定性和交易市場的不完備，國家管制金融，扶持國有重工業等戰略性產業，可能會帶來更高的資本積累和經濟增長；在經濟發展后期，靠扭曲價格獲得高資本積累的發展模式難以為繼，經濟體開始轉向以技術進步驅動發展的模式。此時，實行扭曲利率的金融抑制政策會阻礙經濟結構的調整，降低經濟增長速度。

（一） 構建面板模型

一國政府采取的金融抑制政策可能包含許多方面的內容，標準化的跨國衡量成為研究的重難點。正如文獻綜述部分介紹，以往文獻存在多種選取金融抑制指標的方法，目前的主流方法是主成分法。本文使用Abiad等（2010）的金融改革數據庫計算金融抑制指標。這一數據庫提供了91個經濟體 1973—2005年的金融改革數據，它們分別從信貸控制、利率控制、金融業進入壁壘、私有化程度、銀行業監管質量、國際資本流動自由度和證券市場發展七個方面對一國的金融狀況進行評估，然后將七個政策變量加總并標準化處理，得到各國金融改革情況的面板數據。這一數據不僅較好地解決了經濟層面的內生性問題，也更好地反映出政府的政策傾向與意圖。根據金融自由化與金融抑制的反相關關系，本文將金融改革指標求倒數后取對數處理，得到金融抑制指標FinRep。為了研究發展中國家采取趕超戰略時金融抑制政策對經濟增長造成的影響，本文選取其中47個二戰后發展起來的后發國家或地區進行計量分析。其余數據均來源于世界銀行世界發展指標（WDI）數據庫。

建立面板數據回歸模型，探討金融抑制對經濟發展的影響：

GGDP_i,t=β₀+β₁·FinRep_i,t+β₂·FinRep_i,t·D+β₃·D+γX_i,t+μ_i+ω_t+ε_i,t（25）

其中，GGDP是各國勞均生產總值的增長率，FinRrep是金融抑制指數，D是控制金融抑制作用階段的虛擬變量（Dummy），X是一組與經濟增長相關的控制變量，μ_i和ω_t分別為國家固定效應和時間固定效應，用于吸收不可觀測的隨國別和時間而變化的遺漏影響，ε_i,t為殘差項。

本文參考Huang and Wang（2011）在研究中國金融抑制對經濟增長雙重作用時選取的控制變量：加入資本形成占比（Capit）解釋資本投入對經濟增長的作用；加入失業率（Unempl）吸收經濟短期波動的影響；加入進出口總額占GDP比（Trade）表示一國的貿易開放度；加入政府公共支出占GDP比例（Gov）解釋政府財政支出對經濟的影響。

（二） 虛擬變量

在虛擬變量的設定上，根據現有大量文獻及作者結論（趙瑋璇，2018），產業結構會隨經濟發展而呈現先上升后下降的倒“U”形變化規律。在經濟發展前期，各國工業占比不斷上升，工業化是經濟發展的主要任務，此階段金融抑制政策可能有利于經濟的快速積累和增長；而在“U”形拐點之后，經濟進入以技術進步驅動增長的新階段，此時的金融抑制政策可能會阻礙經濟的進一步發展。因此，本文以產業結構轉型的拐點作為臨界點，探究在兩個經濟發展階段金融抑制政策的不同作用。

根據理論模型中的構造與文獻常見的做法，定義產業結構指標Stru，使之等于工業部門產出相對于服務業部門產出之比，該值越高，說明經濟結構越偏向于工業部門。本文從世界銀行數據庫^注7獲得各國的現價美元工業產值與現價美元服務業產值，相除得到產業結構指標Stru，獲得勞均產出作為經濟發展水平指標。為了考慮經濟體的一般演變規律，本文去除以下國家：1.世界銀行定義的太平洋小島國；2.人口小于100萬的國家（2015年數據），如梵蒂岡、斐濟等；3.戰亂國、石油國、非工業國等特殊經濟體（沙特阿拉伯、伊拉克、卡塔爾、科威特等）。最終樣本數據量為109個國家。以勞均產出對產業結構做二次線性回歸，定義實證模型如下：

Stru=β₀+β₁×ln （PerGDP）+β₂×ln² （PerGDP）+ε（26）

式中，PerGDP為勞均GDP。以Stata12軟件對（26）式進行估計，得到如下擬合結果：

Stru=-4.924+1.178×ln （PerGDP）-0.062×ln² （PerGDP）（27）

上式中各項系數的t檢驗均在99%置信度上顯著，且整體模型結果通過F檢驗。同理，對其中發展中國家數據進行回歸，也得到倒“U”形變化關系：

Stru=-1.586+0.556×ln （PerGDP）-0.033×ln² （PerGDP）（28）

由（27）式和（28）式計算可得，世界各國產業結構變化的轉折點為對數勞均GDP等于9.45時，發展中國家的轉折點為該值等于8.42時。因此，本文取對數勞均GDP等于9作為產業結構轉型的近似分界點，并以此設置虛擬變量D：

（三） 實證結果

表1是各變量的含義、描述性統計及數據來源。由表格可知，各變量樣本充足，統計特征良好，可以進行回歸建模。

對模型進行F檢驗與LSDV檢驗，結果顯示固定效應模型明顯優于混合回歸模型；對模型進行LM檢驗，結果強烈拒絕不存在個體隨機效應的原假設，認為在隨機效應與混合回歸二者之間應該選擇隨機效應模型。最后，進行Hausman檢驗，結果p值等于0.024，可以在95%的顯著性水平上拒絕原假設，認為使用固定效應模型會優于隨機效應模型。綜上，本文選擇個體固定效應模型（One-way FE）對面板數據進行估計。用金融抑制指標對經濟增長率進行面板數據回歸，得到Stata回歸結果如表2所示：

注：括號內為標準差，^***、^**和^*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

回歸1未加入控制變量，回歸2至回歸5分別加入資本形成、失業率、貿易和政府支出的影響，回歸6加入全部控制變量。各回歸結果中金融抑制指標、虛擬變量及其交叉項系數均顯著，且金融抑制指標系數均為負，金融抑制指標系數與交叉項系數相加均為正，金融抑制政策在不同階段的雙重作用得證。以回歸6為例：

可見，在經濟發展初期，金融抑制政策對經濟增長存在正向促進作用，而在經濟發展到一定階段后，金融抑制政策則會阻礙經濟的增長，且阻礙作用遠遠大于早期的促進作用。

從控制變量來看，資本形成占比（Capit）對經濟增長存在一定的正向作用。對于發展中國家而言，增加資本積累水平是實現經濟快速發展的重要方式，然而這種粗放的發展模式在經濟發展到一定階段則可能產生諸多弊端，如收入分配失衡、供需結構扭曲、資源錯配浪費等。

失業率（Unempl）顯著性較低，作用不明顯。發展中國家失業登記制度不完善，失業率數據往往不能正確反映經濟的短期波動情況；同時，在城鄉二元轉型過程中傳統部門存在大量剩余勞動力，就業情況主要表現在傳統部門的隱性失業，城市居民的登記失業率并不能表現經濟的真實狀況。

貿易開放度（Trade）對經濟增長存在較為顯著的正向作用。二戰之后，經濟全球化成為世界發展的主流。后發的亞非拉各國積極承接發達國家的產業轉移，并利用自身的廉價原材料與廉價勞動力優勢實現了技術進步與資本積累。因而，發展中國家更為積極的貿易政策往往會促進其經濟增長。

政府公共支出占比（Gov）的顯著性較差，作用不明顯。在回歸結果中，只有回歸5顯著，其他結果均不顯著。其系數符號都是負號，表示政府公共支出的增加可能對經濟增長產生一定負向作用，這與Huang and Wang（2011）的回歸結果一致。政府支出對經濟增長的作用一直是學界主張“大政府”與主張“小政府”的兩派經濟學家爭論的話題之一，各流派的學者都曾對此問題展開過討論，本文不再進行具體機制分析。

（四） 穩健性分析

本文對結果的穩健性分析主要包括改變模型估計方法、調整變量和樣本，以及對內生性的考慮。在表2中，以及通過逐一添加控制變量及加入全部控制變量的方式，檢測了結果的穩健性。在表3中，回歸1為調整樣本為僅亞洲國家的固定效應面板回歸的結果，回歸2為隨機效應模型，回歸3為加入時間影響的雙向固定效應模型。從結果可以看出，無論調整樣本還是估計方法，估計結果均不變且顯著。

此外，在回歸模型中可能沒有將解釋變量全部列出，引起解釋變量與隨機擾動項相關，導致內生性問題。因此，本文使用金融抑制指標的滯后變量作為代理工具變量，緩解隨時間變化的遺漏變量和解釋變量相關產生的內生性偏誤。回歸4—6是以金融抑制指標的滯后項作為工具變量進行的固定效應面板回歸。回歸4為不加入控制變量的回歸結果，回歸5、6分別為加入全部控制變量和去除了不顯著控制變量的回歸結果。所有結果均支持前文結論，金融抑制政策在不同階段會對經濟增長起雙重作用的結果穩健。

注：括號內為標準差，^***、^**和^*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

五、 結論性與政策建議

民營經濟作為經濟中的重要組成部分，對于增強經濟活力與維持經濟持續增長具有重大意義，而金融支持在其中無疑發揮著重要作用。通過模型與實證分析，本文得出結論：金融抑制政策會提高國有經濟在產業中的占比，且抑制越嚴重，產業扭曲程度越大。也就是說，長期的金融抑制會阻礙民營經濟的發展；金融抑制政策在經濟發展初期可能會促進經濟增長，但在長期會降低經濟增長速度，阻礙一國經濟發展。

金融抑制政策在一國經濟發展初期，對穩定宏觀經濟和解決市場失靈做出了重要貢獻，也對金融系統穩定和經濟增長起到了重要作用。比如，政府控制的信貸配給保證了稀缺金融資源能夠被投資到優先發展的領域，利率管控不僅降低了企業使用資本的成本，同時也避免了金融機構間的利率競爭。這些措施都在一國金融體系不完善時，為動員資源發展經濟提供了有利條件。然而隨著經濟結構的不斷轉型、金融系統的發展，以及更有活力的民營經濟部門面對越來越多的資金約束，金融抑制政策帶來的資本配置扭曲和效率損失問題日益突出，對經濟發展貢獻巨大的新興經濟面臨著嚴重的資金不足，以投資驅動的經濟發展模式也帶來了經濟結構的不平衡和供給過剩。同時，金融抑制政策本身也具有嚴重的路徑依賴性，持續的金融抑制不僅延緩了金融自由化的進程，也使經濟陷入一個低效的陷阱，阻礙了經濟發展進程。

因此，中國應注意不同經濟發展階段增長驅動機制的不同與適時切換的必要性。在一國發展至中等收入水平后，應適時調整金融政策，凈化要素市場環境，逐步減少金融市場中金融抑制的存在，使宏觀層面上的經濟結構與微觀層面上的企業技術選擇符合經濟規律。同時，也應積極改變大銀行在銀行業中占據壟斷地位的局面，推動非國有銀行和中小銀行的發展，構建與最優經濟結構匹配的最優金融結構。

此外，發展中國家也應注意推行金融自由化的時間節點問題。金融自由化必須和市場化改革互相配合。自由的金融體系要能正常發揮作用，和高度發達的市場經濟是密不可分的。歐美發達國家無不是有了高度發達的自由資本主義市場經濟之后，發達的金融體系才開始出現。如果市場是分割的，資本在各行業不能自由流動。那么放任自流的金融體系只會加劇金融風險，造成金融系統崩潰。日本、韓國確實在金融自由化改革完成后從發展中國家躍升進入發達國家的行列；然而還有很多國家，如拉美的墨西哥、委內瑞拉、智利以及東南亞的泰國、馬來西亞及印度尼西亞等在經歷了金融自由化改革之后，迎接它們的不是經濟上的騰飛，而是嚴重的金融危機，以及接下來長達幾年甚至十幾年的經濟緩慢增長或停滯不前，陷入了所謂“中等收入陷阱”。這些國家具有一個共性，那就是過快、過早以及過度的金融自由化。這種與實體經濟發展程度不匹配的改革節奏將本國尚不完善成熟的市場暴露在國際資本面前；而政府過早地從金融市場中抽身，也導致了在危機來臨時控制手段和渠道的受限。

不同于許多金融自由化操之過快的拉美和東南亞國家，上世紀70年代中國的改革從商品市場開始，并且始終對金融市場改革保持一種審慎的態度。這種漸進性改革措施保證了改革的平穩進行，實現了整體的帕累托改進。中國政府前期審慎的金融改革雖然為其他發展中國家提供了借鑒，但實證表明，中國目前的金融自由化進程不但落后于大多其他的新興經濟體，也落后于自身商品市場改革的進程。根據作者的結論，一國的對數勞均GDP在達到9以后，金融抑制政策對經濟發展的作用就已經轉為負面。中國在2003年左右就達到了這一水平，開始進入以制度調整和技術創新驅動發展的新階段。因此，中國目前所迫切需要做的，仍然是更為大力地推動金融自由化進程和市場化改革。

在金融自由化改革的步驟安排上，應先對國內金融市場進行改革，完成之后再逐步對外放開，以“從內到外”的方式實現金融自由化的改革；在金融自由化改革的時長上，要注意時間跨度的安排能夠保證新規則的誕生，從而使得金融自由化的改革是符合其本國國情的改革，使整個改革的軌跡保持平穩與連續。

最后，按照西方的金融與經濟增長理論，經濟增長的背后是良好的金融體系，金融體系的背后是有效率的法律制度。Stulz and Williamson（2003）就研究了文化和開放對金融的影響，他們發現，一個國家的證券市場主要取決于該國的法律體系，而信貸市場則主要受制于文化。因此，積極健全法律體系、完善市場制度、構建公開透明的市場環境、培養公平競爭的文化氛圍更是發展中國家真正實現現代化的核心要義所在。

參考文獻

1. 白重恩、錢震杰：“勞動收入份額決定因素:來自中國省際面板數據的證據”，《世界經濟》2010年第12期。

2. 陳斌開、林毅夫：“金融抑制、產業結構與收入分配”，《世界經濟》2012年第1期。

3. 陳彥斌、陳小亮、陳偉澤：“利率管制與總需求結構失衡”，《經濟研究》2014年第2期。

4. 陳宇峰、田珊、朱榮軍：“中國金融抑制與勞動收入份額關系研究”，《浙江金融》2015年第6期。

5. 郭為：“中國的金融抑制與經濟增長”，復旦大學，2004年。

6. 江迪蒙：“金融支持、經濟結構調整與中等收入陷阱規避”，廈門大學，2014年。

7. “解讀‘非公經濟36條’”，《經濟視角》2005年第5期。

8. 婁姚榮：“金融抑制、金融自由化與‘中等收入陷阱’”，浙江大學，2013年。

9. 盧峰、姚洋：“金融壓抑下的法治、金融發展和經濟增長”，《中國社會科學》2004年第1期。

10. 蒙蔭莉：“金融深化、經濟增長與城市化的效應分析”，《數量經濟技術經濟研究》2003年第4期。

11. 余靜文：“最優金融條件與經濟發展——國際經驗與中國案例”，《經濟研究》2013年第12期。

12. 趙瑋璇：“金融抑制、產業結構轉型和收入分配:新結構經濟學視角”，北京大學未名經英學術論壇工作論文，2018年12月。

13. 周業安、趙堅毅：“我國金融市場化的測度、市場化過程和經濟增長”，《金融研究》2005年第4期。

14. Abiad，A.，E．Detragiache，and T.Tressel.,“A New Database of Financial Reforms，”IMF Staff Papers57（2）: 281-302，2010.

15. Ang，J.B.,Mckibbin，W.J.，Ang，J.B.“Financial liberalization，financial sector development and growth: Evidence from Malaysia,”Journal of Development Economics，84（1）:215-233，2007.

16. Arestis，P.and Demetriades，P.O.,“Financial development and economic growth: Assessing the evidence,”Economic Journal，Vol.107，pp.783-799,1997.

17. Aziz，J.,Duenwald，C.K.“Growth-financial intermediation nexus in China,”IMF Working Papers，02（194），2002.

18. Baumol，W.J.，Wolff，E.N.“Unbalanced growth revisited: Asymptotic stagnancy and new evidence,”American Economic Review，75（4）:806-17，1985.

19. Demetriades，P.O.and Luintel，K.B.“Financial restraints in the South Korean miracle,”Journal of Development Economics，Vol.64，pp.459-479，2001.

20. Fry，M.J.“Saving，investment，growth and the cost of financial repression,”World Development，8（4）:317-327，1980.

21. Fry，M.,“In favour of financial liberalization,”Economic Journal，Vol.107，pp.754-770，1997.

22. Galbis，V.,“Financial intermediation and economic growth in less developed countries:A theoretical approach,”Journal of Development Studies，13 （2） :71-84，1980.

23. Gerschenkron，A.,Economic Backwardness in Historical Perspective,The Belknap Press of Harvard University Press:383-385,1962.

24. Hellmann，T.，Murdock，K.and Stiglitz,J.,“Financial restraint:Toward a new paradigm,”in Aoki M.，1997.

25. Huang，Y.P.，and X．Wang，“Does financial repression inhibit or facilitate economic growth? A case study of chinese reform experience,”Oxford Bulletin of Economics and Statistics，73，6，833-855，2011．

26. Li，D.“Beating the trap of financial repression in China,”Cato Journal，Vol.21，pp.77-90,2001.

27. Maswana，J.,“China’s financial development and economic growth: Exploring the contradictions,”International Research Journal of Finance and Economics，Vol.19，pp.89-101，2008.

28. McKinnon，R.I.,Money and Capital in Economic Development，Washington: Brookings Institution Press，1973.

29. Pagano，M．，“Financial markets and growth: An overview,”European Economic Review 37,613-622，1993.

30. Rene M.Stulz，Rohan Williamson,“Culture，openness，and finance,”Journal of Financial Economics，70（3）:313-349，2003.

31. Roubini，N.，Sala-I-Martin，X.“A growth model of inflation，tax evasion，and financial repression,”New Haven Connecticut Yale University Economic Growth Center,Apr，35（2）:275-301，1992.

32. Shaw，Edward Stone,Financial Deepening in Economic Development，Oxford University Press，1973．

33. Stiglitz，J.E.，Weiss A.“Credit rationing in markets with imperfect information,”American Economic Review，71（71）:393-410，1981.

34. Stiglitz，J.E.“Capital market liberalization，economic growth，and instability,”World Development，28（6）:1075-1086，2000.

35. Stiglitz，J.E.,“The role of the state in financial markets,”in Bruno M.and Pleskovic B.（eds），Proceeding of the World Bank Annual Conference on Development Economics，1993: Supplement to the World Bank Economic Review and the World Bank Research Observer，Washington，DC: World Bank，pp.19-61，1994.

36. Trew，A.W.,“Finance and growth: a critical survey,”The Economic Record，Vol.82，pp.481-490，2006.

（龔六堂，北京大學光華管理學院；趙瑋璇，北京大學光華管理學院）