新结构经济学视角下金融结构对经济周期的门限效应检验

师俊国,李许卡

(1.河南省农信社省联社三农金融研究院, 河南 郑州 450000; 2.中共河南省委党校, 河南 郑州 450000)

一、引言及文献综述

众所周知,金融部门与实体部门息息相关,从凯恩斯的货币政策干预到制度金融学以及新结构经济学所强调的最优金融结构理论,无不体现着这一观点。由此,必然就引出了金融部门与经济周期之间关系的相关研究,实际上这一领域得到了众多学者的关注。Friedman和Schwartz(1963)在《美国货币史》中第一次论述了金融部门对经济周期的影响机制[1]。Reinhart和Rogoff(2009)分析了金融部门和实体部门在金融危机期间的表现及其相互作用关系[2]。进一步,越来越多的学者对金融部门与经济周期的相互作用展开了研究。例如,Pragidis等人(2017)认为信贷市场的冲击会对实体经济产生影响,从而影响经济周期扩张和衰退[3]。Claessens(2012)等人也发现伴随金融风暴发生的经济衰退往往比没有经历金融风暴的经济衰退更为严重,金融周期会对经济衰退和扩张的持续时间和振幅产生重要影响[4]。Jord等人(2016)认为金融部门在塑造经济周期的过程中扮演了重要角色,而重塑金融—实体的相互作用模型已经越来越成为共识[5]。进一步,他们还指出杠杆率会影响经济波动,信贷占比较高的经济周期的非对称性会更加明显。

方福前和邢炜(2017)认为技术进步会影响金融发展对经济周期的效用,而技术进步会受到经济发展阶段的影响,当前我国技术进步正从技术引进向技术创新转变[6]。马勇等(2016)基于房价、股价、银行利差等核心金融变量研究金融周期,发现与传统的货币周期和信贷周期相比,金融周期在经济活动中起着更为核心的作用,金融周期波动不仅是经济周期的关键驱动因素,而且对经济周期的方差变动具有明显更强的解释力[7]。彭文生(2017)认为金融周期就是信贷和地产的结合与互动产生的金融系统的周期性波动,因此金融周期关注信用和房地产相互强化带来的顺周期性,繁荣时向上动力强,衰退时向下动力强[8]。Shen等人(2019)构建信贷、股票、房地产三个市场中国金融系统周期,发现中国的金融周期显著领先于经济周期[9]。

然而,学者们关注的焦点主要集中在金融部门整体与经济周期之间的相互关系,鲜有学者研究金融结构与经济周期之间的作用关系。意识到发展中国家金融系统全面的自由化所带来的严重危害后,Stiglitz和Greenwald(2002)提出金融制度内生的观点[10]。因此金融制度决不能简单替代或移植,在新古典金融学看来高效率的金融制度并不适合任何国家,不适宜的金融制度往往不但不能增进金融资源配置效率,反而会因制度替代失败而造成“制度缺位”,最终导致金融体系的解体并诱发金融危机,而这正是发展中国家金融自由化的重大缺陷。由此,他们试图通过把一些关键性的制度因素“内生化”于既有的分析框架,将传统的货币理论建立在银行行为理论的基础之上。2005年,美国经济学家默顿和博迪首次明确提出并定义了“(新)制度金融学”。

其实,Goldsmith于1969年出版的《金融结构与金融发展》中,已经显现出些许制度金融学的思想。针对不同金融结构的特点,他借助一套反映金融结构特征的指标,把世界上主要国家的金融结构分为三种类型。他认为同一类型的不同国家的金融结构存在差别,而且同一国家不同时期的金融结构也是不尽相同的。金融发展就是指金融结构的改变。金融发展应该根据金融结构在短期或长期客观的演变事实,探索世界各国金融发展的共同趋势。现代经济的增长离不开储蓄与投资水平的关键作用,而要提高储蓄与投资水平,金融结构和发展是不可或缺的,金融结构能够加速资本转移,实现有效配置,提高经济运行的效率。金融工具和金融机构是影响金融结构的最重要的两个因素,金融工具为投资者提供了足够的选择机会,提高了金融活动的活跃程度,提升了资金的使用效率,使得资金的有效配置对经济增长发挥了巨大作用[11],金融机构拓宽了金融资产的范围,这两者导致了储蓄与投资功能的分离并有效提高了储蓄与投资的水平,进而显著促进经济增长。金融创新推动着金融制度的变迁,而金融制度变迁的目的往往是降低交易成本和便利交易。当然金融制度的建立和发展并不是完全根据需求被动进行的,在有效的金融制度建立过程中政府应当发挥积极的主导作用,政府必须重视金融市场的制度建设和维护,尤其是发展中国家的政府。

尽管制度金融学派指出了新古典金融学简单“引进”或者“移植”成熟市场经济体系国家高效率金融体系是行不通的,并提出了金融制度内生的观点,以及从金融功能的演化和交易成本的视角揭示了“行不通”的原因。但制度金融学派的分析并没有揭示金融功能演化和交易成本国别差异的原因,即没有分析到不同发展程度国家金融制度差异最根本的原因所在。新结构经济学旨在将结构引入传统缺乏结构的金融学中,认为一国的金融结构内生于该国的经济结构,强调金融系统提供的金融服务需要与生产活动对金融的需求相匹配才能实现金融系统的功能、促进生产结构升级、避免金融风险。因此,简单“引进”或者“移植”成熟市场经济体系国家高效率金融体系行不通的根本原因在于:该金融体系很可能违背了该经济体的比较优势,与该经济体所处的经济发展阶段和产业结构不相匹配,从而导致金融服务实体经济功能潜力未充分挖掘和交易成本过高。因此,新结构经济学比制度金融学分析得更彻底,但同样,新结构经济学并未抛弃新古典金融学关于资产价格和资源配置的理论,而是强调该理论要建立在金融结构与经济结构相匹配的基础之上。新结构经济学将新古典金融学、金融自由化、制度金融学纳入到统一的分析框架之中,为政府与市场之间的关系、金融自由与金融制度的界限找到了一个基点。这个基点就是要素禀赋结构及其所决定的最优产业结构,并阐释了金融制度结构、金融结构及政府对金融干预的核心依据。

但根据新结构经济学理论,在不同的经济发展阶段,金融系统的各个组成部分对实体经济的影响是不同的,这源于产业结构的不同部门金融需求的不同,由此金融结构就会通过影响产业结构的变动从而影响经济周期的变动。最优金融结构理论是制度金融学的核心内容之一,也是新结构经济学的核心理论之一。但两个理论的最大区别在于,制度金融学将金融功能视为最优金融结构的决定依据,但其实金融功能也是有最优结构的,制度金融学并没有揭示最优金融功能结构的依据,而新结构经济学认为要素禀赋结构及其所决定的最优产业结构是最优金融结构的依据,从而在制度金融学的基础上向前走了一步。对金融结构的研究可以追溯到英国经济学家希克斯,他将交易成本作为考察货币、金融资产选择以及金融制度演进的主要视角,从而形成独特的货币金融理论分析范式。

作为金融体系的主要制度安排,金融市场和银行业各有其优势和特点。首先,就信息处理和产生的交易费用而言,金融市场本身具有生产信息的功能,在理性预期下,投资者可以从均衡价格中去除噪音,提取信息[12]。同时,为了降低信息不对称,金融市场相关制度也要求企业主体及时进行信息披露。金融市场的这种信息处理机制促使企业信息更加公开透明,但这种披露需要支付较高固定费用,因此对于资金需求企业而言,在股市进行融资单位成本较高,规模经济效应较大。与个人投资者相比,银行业等金融中介更能发挥规模经济优势、缓解信息不对称和降低信息搜集成本[13],银行主导型的金融体系在聚集社会闲散资金、信息搜集和处理、投资项目选择、平滑跨期风险以及对资金使用实施有效监督方面具有比较优势,因此更有利于经济增长[14]。但市场主导型金融体系能够在信息披露、风险管理、改善公司治理和创新激励方面发挥更积极的作用[15]。

经济体中金融结构的有效性取决于该经济体在各个发展阶段要素禀赋结构所决定的产业结构,只有当金融结构与产业结构相匹配时,金融结构才是最优的,从而最大限度地促进经济增长。在我国经济发展初期,劳动力、土地与资源相对于资本更为丰富,因而适宜通过大力引进外资发展劳动力密集型的产业,加快了劳动密集型产业的发展,推动了重工业化的进步,形成了以劳动密集型产业和传统资本密集型产业为主的较为完善的产业体系[16]。此时技术创新以技术引进和模仿创新为主,风险较小,需要银行业主导的金融体系与之相匹配,而随着经济发展水平的提高,要素条件和需求端因素也出现了新变化,在此过程中,技术密集型产业逐步发展起来,并逐渐成为工业发展的主导产业。此时能够为技术密集型产业提供有力支持的金融市场的发展变得更为重要,因此提升直接融资比例将更符合未来实体经济发展的需要。

本文根据我国31个省份(港澳台地区除外)的面板数据检验了金融结构与经济周期的相互关系,从而为我国的宏观金融决策以及金融系统向最优金融结构的转变提供智力支持。从新的视角研究了金融部门对实体经济的影响,为金融系统更好地服务我国高质量经济发展提供决策支持,同时进一步拓展了新结构经济学理论,并为新结构经济周期理论的形成提供实证方面的支撑。余下安排如下:第二部分是变量选取和数据介绍,主要介绍了本文涉及变量、变量设置的原因和数据范围及来源;第三部分是计量模型,主要介绍本文所用到的计量模型及其依据;第四部分是计量结果及其分析;最后一部分对全文进行总结。

二、变量选取和数据介绍

被解释变量是经济周期,解释变量是金融结构,控制变量包括出口、投资、消费、外商直接投资、政府财政支出、劳动力、技术进步等。数据范围是2001—2019年之间的省级面板数据。数据来自各省统计年鉴和中经网统计数据库,具体情况如下。

(一)被解释变量

被解释变量是经济周期。经济周期的第一个代理变量是各省的年度增长率,具体计算方式为地区生产总值指数(上年=100)减100,数据来自国家统计局,数据范围是2001—2019年,这主要受限于金融结构变量数据的范围。经济周期的第二个代理变量是基于Harding和Pagan(2002)[17]提出的转折点分析法构建的二值变量的经济周期。

(二)解释变量

1.金融内部结构(finstr)

金融内部结构是本文的第一个解释变量,主要衡量间接金融市场相对于直接金融市场的发展状况。代理指标是间接金融/直接金融,其中间接金融等于人民币贷款、外币贷款(折合人民币)、委托贷款、信托贷款、未贴现银行承兑汇票五项的总和,直接金融等于地方政府专项债券、非金融企业境内股票融资、企业债券三项的总和。这八个变量的数据来自中经网统计数据库的年度数据和各省的区域金融运行报告,数据范围是2001—2019年。

2.金融占比(fintogdp)

社会融资规模与GDP的比值是本文的第二个解释变量,主要衡量金融系统相对经济实体的发展状况,简称为金融占比,数据来自中经网统计数据库的年度数据和各省的区域金融运行报告,数据范围是2001—2019年。

3.房地产市场(house)

Claessens等人(2012)、Drehmann等人(2012)将房地产市场作为金融系统的三个组成部分之一,并在此基础上构建了二值变量的金融周期,从而研究金融部门与实体经济的关系[4,18]。遵循他们的做法,本文将房地产市场作为金融结构的组成部分,研究其对经济周期的影响。房地产市场的代理指标是房地产开发投资与社会融资规模增量比重,数据来自中经网统计数据库的年度数据,数据范围是2001—2019年。

(三)控制变量

为重点考察金融结构对经济周期的影响,本文控制了其他可能会影响经济周期的因素:首先,出口、投资和消费是拉动我国经济增长的“三驾马车”,因此将出口、投资、消费作为控制变量,这三个变量采用的代理指标是出口额增长率、固定资产投资增长率、社会消费品零售总额增长率;其次,外商直接投资和政府财政支出在我国经济增长中发挥了重要作用,因此可作为控制变量,这两个变量的代理指标是外商直接投资总额增长率和地方公共财政支出增长率;最后,劳动力和技术进步是生产函数的重要变量,在产出增长中扮演了重要角色,因此需要加以控制,这两个变量的代理指标是城镇单位就业人员数增长率和专利申请授权数量的增长率。这七个控制变量的数据来源是中经网统计数据库和各省的统计年鉴,数据范围是2001—2019年之间的年度数据。

本文选用中国省际面板数据作为样本,由于金融结构数据受到限制,数据范围是2001—2019年。对于个别省份个别年份的残缺数据,采用插值法予以补充。表1是本文主要变量的描述性统计结果。

表1 变量描述性统计

从表1可以看出,在2001—2019年之间,间接融资占社会融资规模的比重为92.48%(12.3/(12.3+1)),而根据祁斌和查向阳(2013)[19]对G20国家1990—2012年直接融资比重((非金融企业股票融资+企业债券)/社会融资规模)变化的统计,G20国家整体的直接融资比重从1990年的平均55.0%,上升至2012年的平均66.9%。由此可见,与G20国家整体相比,我国间接融资规模偏大,直接融资规模显著偏小。

三、计量模型和识别方法

本文的计量模型包括两部分:第一部分是以连续变量的GDP增长率为被解释变量,研究金融结构对经济周期的影响;第二部分是以二值变量的经济周期为被解释变量,研究金融结构对经济周期的影响。

(一)连续变量经济周期的模型设定

这部分以连续变量的GDP增长率为被解释变量,研究金融结构对经济周期的影响,具体模型设定如下:

gdpgrowit=α1fsit+α2controlit+ui+qt+εit

(1)

其中,被解释变量gdpgrowit表示第i个省第t年gdp增长率;解释变量fsit表示第i个省第t年的金融结构,金融结构包括三个代理指标:金融内部结构(间接金融/直接金融)、金融占比(社会融资规模/GDP)、房地产部门占比(房地产开发投资/社会融资规模);controlit为控制变量:投资增长率、消费增长率、出口增长率、FDI增长率、财政支出增长率、劳动力投入增长率和技术进步率等;ui为地区固定效应,以控制不可观测的随时变因素;qt为年份固定效应,以控制不可观测的不随时变因素;εit为随机扰动项。

另外,为检验金融结构对经济周期的影响是否会受到经济发展阶段、金融结构偏离最优金融结构程度以及产业结构违背比较优势程度的影响,本文基于面板门限模型,参考杨子荣和张鹏杨(2018)的做法[20]进行实证检验和分析。本文的面板门限模型设定如下:

gdpgrowit=β1fsit(thresvar<γ1)+β2fsit(γ1≤thresvar<γ2)+…+βnfsit(γn≤thresvar)+

(2)

其中,被解释变量gdpgrowit表示第i个省第t年gdp增长率;解释变量fsit、控制变量controlit、ui、qt、εit含义与式(1)相同。门限效应变量为thresvar,包括四个:经济发展阶段、金融内部结构偏离最优金融内部结构的程度、金融占比偏离最优金融占比的程度、TCI指数,γn为待估计的门限值。

采用组内去均值方法消除上式中地区固定效应ui的影响,可得:

(3)

(二)二值变量经济周期的模型设定

这部分以二值变量的经济周期为被解释变量,采用Bartolucci和Nigro(2010)[21]提出的PDL模型,研究金融结构对经济周期的影响。具体模型设定如下:

(4)

(5)

(6)

四、计量结果与实证分析

与计量模型设定相对应,本文的实证分析也分为五个部分:第一部分分析金融结构对经济周期的影响;第二部分基于二值变量的经济周期,探讨了金融结构对经济周期的影响;第三部分分析不同经济发展阶段下金融结构对经济周期的影响;第四部分分析在金融结构与产业结构不同匹配条件下金融结构对经济周期的影响;第五部分探讨在产业结构与要素禀赋结构不同匹配条件下金融结构对经济周期的影响。

(一)金融结构对经济周期的影响

这部分以各省份的经济增长率为经济周期的代理变量,以金融内部结构、金融占比和房地产部门占比为解释变量,检验了金融结构对经济周期的影响。

根据表2可知,金融占比对经济周期的影响非常显著,影响系数为3.970,金融占GDP的比重越高,越能够推动经济增长,反之亦然;金融内部结构对经济周期的影响并不显著;房地产市场对经济周期的影响显著为负,影响系数为-0.004。金融占比对经济周期的影响显著为正,说明在2001—2019年之间,金融系统的发展、社会融资规模的扩大为促进我国经济发展发挥了显著作用。这与“金融深化论”是一致的,即发展中国家普遍存在金融抑制,只有消除金融抑制,大力发展金融,才能更充分发挥金融系统服务实体经济的功能。毛盛志和张一林(2021)概括总结了金融发展对发展中国家经济增长的影响机制:减少市场摩擦,缓解融资约束,优化资源配置;促进技术革新,提高生产效率;加速技术国际流动[22]。事实上,这与我国经济发展的现实是一致的,2000年以后,随着我国金融体系的发展和完善,在支持新兴产业发展、产业结构升级、促进企业创新和经济增长方面发挥了极为重要的作用。

表2 金融结构对经济周期的影响

金融内部结构对经济周期的影响并不显著,说明在2001—2019年之间,信贷扩张对经济周期的作用并不显著。这与新结构经济学所强调的观点是一致的,即在经济发展初期,产业结构层次相对较低,企业经营风险和技术创新风险较低,例如纺织业、传统机械制造业,因而融资风险也较低,期限相对较短,银行等间接金融能够较好满足融资需求;但随着经济发展水平的提高,产业结构逐步升级,企业经营风险和技术创新风险逐步增加,融资风险也会相应增加,期限也会加大,例如生物医药、高端芯片产业等,相应的就要求更发达的资本市场、风险投资等直接金融来满足其需求。这其实得到了许多学者的支持。叶德珠等(2020)认为银行对经济增长的效用存在递减趋势,而资本市场对经济增长的效用存在递增趋势[23];徐徕(2020)认为随着我国经济发展水平的提高,直接融资对经济发展的效用逐渐增强,但这正是我国金融结构的短板所在,应大力发展资本市场[24];邓翔和玉国华(2020)提出随着经济发展水平的提高,金融结构应由“银行主导型”向“市场主导型”转型,从而与产业结构相匹配[25]。而金融内部结构对经济周期的影响并不显著,可能说明我国当前的金融结构已经不适应产业结构升级的要求,迫切需要大力发展直接金融。

房地产市场对经济周期的影响显著为负,这说明从2001—2019年整体来看,房地产市场的发展构成了我国经济发展的障碍。这主要是我国房地产市场的非理性发展造成的,有观点认为房地产市场非理性发展的典型标志就是房价的爆炸性增长。在我国,房地产市场受政府影响较大,房地产行业被许多地方政府作为地方产业支柱来发展,而房价上涨所带来的收益更是成为许多地方政府的主要财政来源[26],因而房价上涨与更多的财政资金来源具有一致性;而房地产开发商出于对房地产市场的向好预期,不惜高价拍下土地的使用权,进一步助长了房价上扬;再加上房地产市场投机活动的盛行、国内投资渠道的有限以及消费者心理状况等原因,导致我国房地产市场的非理性发展.房地产开发企业本年完成投资额从2000年的4984.10亿元上升到2020年的141443.00亿元,而城镇单位就业人员平均工资仅从2000年的9333元上升到2019年的90501元。而房地产市场的非理性发展会对实体经济产生挤出效应,而且非理性发展的程度越高,挤出效应就越强[27],同时也会通过通胀效应增加实体经济的经营成本,损害实体经济的发展[28]。

(二)金融结构对二值变量经济周期的影响

这部分以各省份二值变量的经济周期为代理变量,以金融内部结构、金融占比和房地产部门占比为解释变量,检验了金融结构对经济周期的影响。

根据表3可以看出,金融内部结构、房地产部门占比对二值变量的经济周期均不存在显著的影响,而金融占比对二值变量的经济周期产生了显著的影响,影响系数为负(-1.957)且显著,可见金融占比的增加在推动经济扩张方面发挥了重要作用。而房地产部门占比对二值变量经济周期不存在显著的影响,则可能是由于计量统计偏误所造成的,房地产部门占比对经济周期的影响尽管显著,但毕竟系数较小,而且是在10%的置信水平下显著,出现不一致的结果也在合理预期之内,同时也说明房地产市场对我国经济周期影响的结论并不是稳健的。

表3 金融结构对经济周期(二值变量)的影响

(三)不同经济发展阶段下金融结构对经济周期的影响

这部分以经济发展阶段为门限变量,检验在不同的经济发展阶段,金融结构对经济周期影响的变化机制。其中门限变量选择剔除物价影响的人均GDP。经济周期、金融结构组成部分的代理变量与第一部分相同,实证结果见表4和表5。表4描述了是否存在门限的门限效应检验结果,表5是门限回归结果。

表4 金融结构对经济周期影响的门限效应检验(门限变量:经济发展阶段)

根据表4可知,当经济发展阶段作为门限变量时,在双重门限效应检验中,金融内部结构、房地产部门占比对经济周期的影响存在显著的双重门限效应,金融内部结构影响的门限值分别为15835.577和46036.468,房地产部门占比影响的门限值分别为34325.855和62227.449。但金融占比对经济周期的影响却不存在双重门限效应。而在单一门限效应检验中,金融占比、房地产开发投资占比对经济周期的影响存在显著的单一门限效应,门限值分别为34325.855和34325.855,而金融内部结构对经济周期的影响却不存在门限效应。由于房地产开发投资占比对经济周期的双重门限效应包含单一门限效应,因此下文仅分析其双重门限效应的影响。

根据表5可知,金融内部结构对经济周期产生的双重门限效应,总体而言,随着经济发展水平的提高,在第一个门限值(15835.577元/人)之前,金融内部结构对经济周期产生了显著的负向影响,而在第一个门限值之后第二个门限值(46036.468元/人)之前,金融内部结构对经济周期的影响变成了显著为正,进一步,在第二个门限值之后,金融内部结构对经济周期的影响又变成了显著为负。这说明间接金融对经济周期的影响并不是单调变化的,在经济发展水平较低的时候,间接金融在金融内部结构中所占比重过大对经济发展并不见得是好事,但随着经济发展水平的提高,就需要逐步提高间接金融所占的比重,而随着经济发展阶段的进一步提高,人均GDP超过46036.468元/人时,就需要提高直接金融在金融内部结构中所占比重,更好地促进经济增长。一方面,当人均GDP超过第二个门限值,需要提高直接金融在金融内部结构中所占比重,才能更好地促进经济增长。该结论与新结构经济学所倡导的观点是一致的,即随着经济发展水平的提高,产业结构层次提高,对能够承担更高风险和更长期限的直接融资要求就越高,在第(一)部分已经做了详细的解释,在此不再赘述。另一方面,第一个门限值之前,间接金融发展对经济周期的影响是负向的,即间接金融规模越大,反而阻碍了经济扩张。之所以会出现这种情况,主要是由于信贷资源错配导致的。由于政府干预、国有与民营企业的融资差异、金融体制缺陷等原因,导致信贷资源错误配置,配置到一些低效率的行业和领域,降低信贷资金效率,影响经济发展。但在2006年跨过第一个门限值之后,随着2006年12月我国金融市场的全面开放,国有商业银行上市改革等金融体制逐步完善,信贷资源错配问题不断缓解,间接金融对经济发展的贡献逐步由负转正。

就金融占比对经济周期产生的单一门限效应而言,在门限值(34325.855元/人)之前,金融占比对经济周期的影响并不显著;但当经济发展阶段跨越门限值之后,金融占比对经济周期的影响变成显著为正,即金融占比越高,越能够在经济周期的运行中发挥更大的作用。由此可知,金融在社会经济中所占比重并不是越多越好,而是随着经济发展到一定水平之后,才变得越多越好。当经济发展阶段跨越门限值之后,金融占比越高,则经济扩张越快,不难理解,正如上文所解释的,金融可以通过缓解融资约束、促进技术革新、加速技术国际流动并促进经济增长。而对于在门限值之前,金融占比对经济周期的影响不显著,可能因为如下两个原因:一方面,正如上文所分析的,信贷资源错配的长期存在降低了信贷资金使用效率,而信贷资金又是我国金融系统的主体,由此削弱了金融发展对实体经济的积极效应;另一方面,正如许多新自由主义者所强调的那样,金融抑制会阻碍经济增长,而在我国经济发展初期,金融抑制现象在我国时有发生,正是金融抑制的存在阻碍了金融系统对经济发展积极效应的发挥。

就房地产部门占比对经济周期产生的双重门限效应而言,其对经济发展的影响随着经济发展水平的提高,逐步由正转为负。具体而言,在第一个门限值(34325.855元/人)之前,房地产部门占比对经济周期的影响为正,影响系数为0.018;在第一个门限值之后第二个门限值(62227.449元/人)之前,影响逐步转为负且显著,影响系数为-0.008;在第二个门限值之后,影响变为-0.036,且显著。这说明,在经济发展的初期,房地产市场曾经对我国经济发展做出了一定的贡献,有力地促进了经济增长;但随着经济发展水平的进一步提高,房地产部门占比对经济发展的影响逐步由正转负。房地产对实体经济的负效应,前文已有分析,即房地产市场发展会通过挤占效应和增加实体经济的运营成本影响实体经济的发展。但在经济发展初期,由于房地产与地产原材料及物质加工型产业的强关联性以及对钢材、水泥、电器等制造业显著的带动效应,使得房地产市场能够对制造业等实体经济的发展做出一定的贡献。李畅等(2013)发现房地产市场对我国制造业发展存在显著的倒“U”效应,在门限值之前,对制造业发展具有显著的带动作用,但在门限值之后,随着房地产市场资本占用量的增加,对制造业发展出现了挤占效应,从而影响了实体经济的发展[29]。因此应该规范我国房地产市场的发展,防范房地产市场过度发展而给我国经济带来的负面效应。

(四)金融结构与产业结构不同匹配条件下金融结构对经济周期的影响

这部分以金融结构距离最优金融结构的偏差为门限变量,检验金融结构对经济周期的门限效应。最优金融结构的测度方法以任晓猛和张一林(2019)提出的方法为基础进行调整。他们所提出的方法,一方面,以GDP增长速度作为判断最优金融结构的标准,忽略了技术进步以及资本积累也是判断最优金融结构的重要标准[30]。因此在判断最优金融结构的时候,除了GDP增长速度之外,本文还选择了技术进步和资本积累速度作为判断最优金融结构的标准。另一方面,在判断最优金融结构时,该方法所依赖的理论是“要素禀赋结构决定最优金融结构”,但却忽略了产业结构对最优金融结构的影响,当产业结构与要素禀赋结构匹配时,该方法固然没有任何问题,但是若产业结构与要素禀赋结构不相匹配,则依据该方法所产生的最优金融结构则与产业结构不相匹配,为此需要相应进行调整。因此本文采用技术选择指数对要素禀赋结构所决定的最优产业结构进行修正和调整。而偏差的计算公式为,将该经济体当前金融结构与最优金融结构之差除以最优金融结构,再取绝对值,从而测度某经济体某固定时间偏离最优金融结构的程度。本文采用两个指标测度金融结构:金融内部结构和金融占比,与这两个指标相对应,本文给出了两个指标下的实证结果。表6描述了是否存在门限的门限效应检验结果,表7是门限回归结果。

表6 金融结构对经济周期影响的门限效应检验(门限变量:金融内部结构和金融占比)

根据表6可知,当金融内部结构偏离最优金融内部结构程度为门限变量时。在单一门限效应和双重门限效应检验中,金融内部结构、金融占比、房地产市场占比对经济周期的影响均不存在显著的门限效应。当金融占比偏离最优金融占比程度为门限变量时,在单一门限效应检验中,金融内部结构、金融占比、房地产市场占比对经济周期的影响均不存在显著的门限效应。而在双重门限效应检验中,金融内部结构对经济周期的影响不存在显著的门限效应,但金融占比、房地产市场占比对经济周期的影响存在显著的门限效应,金融占比影响的门限值分别为0.620和0.873,房地产市场占比影响的门限值分别为0.606和1.149。

根据表7可知,对于金融占比对经济周期产生的双重门限效应而言,随着金融占比偏离最优的金融占比程度的增加,金融占比偏差在第一个门限值(0.620)之前,对经济周期的影响显著为正,影响系数为4.071,而在第一个门限值之后第二个门限值(0.873)之前,金融占比偏差对经济周期的影响逐渐变得不显著,进一步,在第二个门限值之后,金融占比偏差对经济周期的影响又变成了显著为正,且比原来影响系数更大,变为5.213。这说明随着金融占比偏离最优金融占比程度的增加,金融占比对经济周期的影响并不是单调变化的,在偏离程度较低的时候,金融占比对经济周期的影响显著为正,但随着偏离程度的增加,影响逐步变得不显著,而随着偏离程度的进一步提高,影响又变得显著为正。出现这种情况的原因可能在于我国金融系统以间接金融为主,在金融占比偏离最优金融结构之时,间接金融还能够应付实体经济的需要,但随着经济发展水平的提高,金融占比的增加,间接金融已不足以应付实体经济的需要,而此时直接金融还不足以满足实体经济的要求,因而金融占比对经济周期的影响不显著;但随着金融占比进一步偏离最优金融占比,资本市场已经发展到可以满足实体经济需要之时,金融系统就会再次对经济周期发挥效用。

表7 金融结构对经济周期影响的门限效应回归分析

对于房地产部门占比对经济周期产生的双重门限效应而言,随着金融占比偏离最优的金融占比程度的增加,房地产部门占比在第一个门限值(0.606)之前,对经济周期的影响显著为正,影响系数为0.012,而在第一个门限值之后第二个门限值(1.149)之前,房地产部门占比对经济周期的影响逐渐变为显著为负,影响系数为-0.005,进一步,在第二个门限值之后,房地产部门占比对经济周期的影响又变成了显著为正,且比原来影响系数更大,变为0.052。这说明随着金融占比偏离最优金融占比程度的增加,房地产部门占比对经济周期的影响并不是单调变化的,在偏离程度较低的时候,房地产部门占比对经济周期的影响显著为正,但随着偏离程度的增加,影响逐步变得显著为负,而随着偏离程度的进一步提高,影响又变得显著为正且影响变大。金融是支撑房地产市场发展的基石,随着金融占比偏离最优的金融占比,必然会对房地产市场造成一定的冲击,从而弱化房地产市场对经济周期的效应,但随着金融占比进一步偏离最优金融占比,可能会引导房地产市场走入正常化轨道,从而使房地产正常地发挥对经济周期的正效应,处于正常化轨道的房地产市场能够更好地发挥其产业带动作用,从而对经济周期产生更大的驱动力。

(五)产业结构与要素禀赋结构不同匹配条件下金融结构对经济周期的影响

这部分探讨在产业结构与要素禀赋结构不同匹配条件下,金融结构对经济周期的影响会发生什么样的变化。采用技术选择指数(TCI)来衡量产业结构与要素禀赋结构的匹配程度。

根据表8可知,以TCI为门限变量,在单一门限效应和双重门限效应检验中,金融内部结构、金融占比、房地产市场占比对经济周期的影响均不存在显著的门限效应。

表8 金融结构对经济周期影响的门限效应检验(门限变量:TCI)

这说明在样本期内,我国产业结构与要素禀赋结构的匹配程度的改变对金融结构对经济周期的影响没有发生显著的效应,原因可能有二:一是在样本期内我国产业结构与要素禀赋结构匹配程度变动极小,以致无法通过计量统计方法反映出其对产业结构、对经济周期影响的效应;二是我国产业结构与要素禀赋结构的匹配程度不会影响金融结构对经济周期的效应。

自改革开放以来,我国连年保持四十多年的高速增长,从1978年到2017年,我国人均GDP从156美元上升到8640美元,国内生产总值增长34.5倍,年均增长速度达到9.5%[31]。归根结底,就是我国没有照搬西方国家的发展模式,不同的历史发展时期,基于我国的经济发展阶段,走出了一条符合国情的产业结构转型升级之路。20世纪80、90年代西方经济学界倡导的新自由主义,认为有效的经济体系必须建立在私有产权的基础上,由市场决定价格、配置资源,计划不如市场,华盛顿共识以及由此带来的休克疗法和消除政府干预被奉为圭臬,而我国推行的渐进双轨制改革被认为是比计划经济更加糟糕,将会导致资源误配、滋生腐败、恶化收入分配,但就是这种不被西方经济学界所认可的经济发展模式,最终创造了中国奇迹。由此可知,第一种可能性极高。

那么第二种可能性是否存在?本文认为是不存在的。“潮涌现象”的存在是不同经济发展阶段国家经济周期差异的主要原因之一。发展中国家的企业会因后发优势而容易在投资标的产业和项目上形成共识,引发“潮涌现象”及由此而来的资源浪费和产能过剩。由于产业部门的波动特性不同,内生于禀赋结构的最优产业结构不同,因此一个经济体就会有相应的宏观经济波动。尽管发达国家也可能发生“潮涌现象”,但频率和规模远低于发展中国家。在“潮涌现象”的影响下,金融系统资源难免出现“羊群行为”和“非理性繁荣”,而这正是影响发达国家和发展中国家经济周期差异的重要原因。因此,为避免“潮涌现象”带来的投资过剩,以及由此产生的产能过剩、重复建设、大量企业亏损破产、资金浪费以及大量呆账坏账的产生,就需要政府予以干预。而新古典经济学倡导自由市场经济,完全放弃政府干预,显然不能有效解决“潮涌现象”带来的问题,而且会遭受频繁的经济波动和金融危机,严重影响经济发展和社会稳定,而这也是与发展中国家的现实发展高度一致的。

五、结 论

基于2001—2019年31个省份(港澳台除外)的面板数据,采用面板门限回归分析方法,检验了中国金融结构对经济周期的门限效应,得到如下结论:

金融内部结构对经济周期的影响不显著,对二值变量的经济周期也不存在显著的影响。当经济发展阶段作为门限变量时,金融内部结构对经济周期的影响存在显著的双重门限效应,在经济发展初期,金融内部结构对经济周期产生了显著的负向影响。随着经济发展水平的提高,超过第一个门限值,金融内部结构对经济周期的影响变成了显著为正,随着经济发展水平的进一步提高,超过第二个门限值,金融内部结构对经济周期的影响又变成了显著为负。当以金融内部结构偏离最优金融内部结构程度、金融占比偏离最优金融占比程度、我国产业结构发展违背比较优势程度作为门限变量时,金融内部结构对经济周期不存在显著的门限效应。

金融占比对经济周期的影响非常显著,金融占GDP的比重越高,越能够推动经济增长,且金融占比对二值变量的经济周期产生了显著的负向影响。当经济发展阶段作为门限变量时,金融占比对经济周期的影响存在显著的单一门限效应,却不存在双重门限效应,在门限值之前,金融占比对经济周期的影响并不显著;但当经济发展阶段跨越门限值之后,金融占比对经济周期的影响变成显著为正。当金融内部结构偏离最优金融内部结构程度和TCI为门限变量时,金融占比对经济周期的影响不存在显著的门限效应。当金融占比偏离最优金融占比程度为门限变量时,金融占比对经济周期不存在显著的单一门限效应,但存在显著的双重门限效应。

房地产市场对经济周期的影响显著为负,但房地产部门占比对二值变量的经济周期的影响不显著。当经济发展阶段作为门限变量时,房地产部门占比对经济周期的影响存在显著的单一门限效应和双重门限效应,其对经济周期的影响随着经济发展水平的提高,逐步由正转为负。当金融内部结构偏离最优金融内部结构程度和TCI为门限变量时,房地产部门占比对经济周期的影响不存在显著的门限效应。当金融占比偏离最优金融占比程度为门限变量时,房地产部门占比对经济周期不存在显著的单一门限效应,但存在显著的双重门限效应。随着金融占比偏离最优金融占比程度的增加,房地产部门占比对经济周期的影响并不是单调变化的,在偏离程度较低的时候,房地产部门占比对经济周期的影响显著为正,但随着偏离程度的增加,影响逐步变得显著为负,而随着偏离程度的进一步提高,影响又变得显著为正且影响变大。