王俏茹 劉金全 劉達禹

一、引 言

后發(fā)國家能否縮小技術(shù)差距，實現(xiàn)向發(fā)達經(jīng)濟體收斂一直以來都是宏觀經(jīng)濟學研究的重點問題。發(fā)達國家的技術(shù)水平處于國際前沿，生產(chǎn)率的提高主要依靠自主創(chuàng)新，而發(fā)展中國家由于與發(fā)達國家的技術(shù)水平存在較大差距，生產(chǎn)率的提高則包括自主創(chuàng)新與技術(shù)引進兩大途徑，正是技術(shù)差距的存在為發(fā)展中國家發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢并最終實現(xiàn)經(jīng)濟趕超提供了可行路徑。然而，縱觀全球，不同國家的技術(shù)進步路徑存在較大的區(qū)別，同時各國長期以來的增長率也差異明顯，并非所有國家都會向前沿增長水平收斂，出現(xiàn)了所謂的“俱樂部收斂”。“俱樂部收斂”是指發(fā)達經(jīng)濟體與落后經(jīng)濟體將各自實現(xiàn)集團內(nèi)收斂，而兩個集團之間則趨于發(fā)散，這一現(xiàn)象無法由新古典增長理論所解釋。

20世紀末期，以 Romer(1986)和 Lucas(1988)為代表的新增長理論打破了新古典增長理論中關(guān)于技術(shù)外生性的假設(shè)，隨后的技術(shù)差距理論對“俱樂部收斂”的內(nèi)在機制進行了理論解釋。在存在技術(shù)轉(zhuǎn)移的前提下，當一定的條件得以滿足時，落后國家能夠借助技術(shù)差距獲得后發(fā)優(yōu)勢并改善技術(shù)落后的局面，最終實現(xiàn)向技術(shù)前沿國家收斂；然而，當條件無法滿足時，落后國家無法從技術(shù)引進中受益，最終將導致經(jīng)濟增長停滯并發(fā)散于技術(shù)前沿國家。簡言之，經(jīng)濟體能否實現(xiàn)收斂取決于特定條件能否得以滿足。由此，探索這一非線性機制中的影響條件則成為進一步研究的重點。

現(xiàn)有研究將上述收斂機制的形成條件主要歸結(jié)于物質(zhì)資本與人力資本，卻忽略了金融因素?？v觀歷史，人類社會每一輪產(chǎn)業(yè)革命均始于科技創(chuàng)新，而成于金融創(chuàng)新。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，已經(jīng)與技術(shù)創(chuàng)新并稱為創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略中的“新雙輪”驅(qū)動因素。因此，將收斂命題擴展到金融因素，在“俱樂部收斂”機制內(nèi)考慮金融發(fā)展的非線性效應對于合理規(guī)劃技術(shù)進步路線和部署“追趕—趕超”戰(zhàn)略具有重要的理論價值。作為后發(fā)國家，中國已于2010年成為了上中等收入國家，目前正處于戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，這一問題的解決對于我國順利跨越“中等收入陷阱”以向發(fā)達經(jīng)濟體收斂并最終實現(xiàn)現(xiàn)代化“中國夢”具有重要的戰(zhàn)略意義。

二、文獻綜述

技術(shù)差距理論誕生于 1960年，早期的技術(shù)差距理論著重探討“后發(fā)優(yōu)勢是否存在”的問題，主要包括“趕超論”與“新累積論”兩大觀點?！摆s超論”認為技術(shù)擴散的存在能夠降低后發(fā)國家的創(chuàng)新成本，從而實現(xiàn)技術(shù)收斂(Posner，1961)；而后期發(fā)展的“新累積論”則認為，技術(shù)差距的均衡存在多樣性，即技術(shù)差距最終穩(wěn)態(tài)能否收斂具有不確定性(Kumar 和 Russell，2002)，結(jié)果則視不同國家的特定條件而定。這一多元化的結(jié)論為經(jīng)濟增長收斂理論中的“俱樂部收斂”現(xiàn)象提供了解釋，支持了結(jié)構(gòu)特征相似但初始條件不同的國家可能收斂于不同穩(wěn)態(tài)的結(jié)論，同時也為技術(shù)差距理論提供了新的研究方向(Galor，1996)。此后，關(guān)于影響技術(shù)差距內(nèi)生因素的討論逐漸得到關(guān)注，其中人力資本、FDI、進口貿(mào)易以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是眾多研究中普遍認可的因素。人力資本水平是技術(shù)差距增長模型中最為核心的要素，人力資本水平?jīng)Q定了后發(fā)國家的技術(shù)吸收能力(Eaton和 Kortum，1997；Xu，2000)，后發(fā)國家的人力資本水平只有達到了必要的門檻才可能實現(xiàn)技術(shù)與經(jīng)濟趕超(Yilmaz和Saracoglu，2016；郝楠和李靜，2018)；外商直接投資與進口貿(mào)易是各國實現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)移的兩大重要渠道(Dunning，1994；Loukil，2016；Coe和 Helpman，1995；傅東平，2010；Glas等，2016)；而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在技術(shù)轉(zhuǎn)移的過程中則發(fā)揮著支持作用(Chinn和 Fairlie，2010；Hodrab等，2016)，其對技術(shù)進步的影響主要包括直接“資本效應”和間接“溢出效應”(王自鋒等，2014)。

現(xiàn)有研究對技術(shù)差距產(chǎn)生跨國差異原因的解釋與證明已較為充分，然而美中不足的是大部分研究都將信貸市場設(shè)定為完美市場，而忽視了信貸約束可能帶來的影響。這一邏輯不容忽視的原因在于，研發(fā)過程必然離不開相應的金融支持，一旦信貸約束改變了技術(shù)研發(fā)部門的行為，勢必會對一國技術(shù)生產(chǎn)率造成影響，進而改變技術(shù)差距的演變，并最終影響到該國的收斂特性。由此可見，反映信貸約束大小的金融發(fā)展水平的不同必然會導致不同國家技術(shù)差距演變的異質(zhì)性，進而對不同國家經(jīng)濟增長的影響也將存在差異，換句話說，金融發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的影響很可能具有非線性特征。

關(guān)于金融發(fā)展對長期經(jīng)濟增長影響的研究由來已久，并且學術(shù)界對二者之間的非線性關(guān)系也基本達成了共識。Greenwood和 Jovanovic(1990)、Bencivenga和Smith(1991)以及 Khan(2001)等在無差異技術(shù)投入的 AK模型中分析了金融中介對經(jīng)濟增長的影響，認為二者之間存在多重均衡關(guān)系。King和 Levine(1993)、Blackburn和 Hung (1998)以及 Morales(2003)等則在創(chuàng)新增長模型中分析了金融與經(jīng)濟增長間的關(guān)系，同樣得出二者間具有非線性關(guān)聯(lián)的結(jié)論。李成和張琦(2015)運用擴展的“兩部門劃分法”對此進行深入研究，發(fā)現(xiàn)金融部門自身規(guī)模經(jīng)濟遞減效應和對實體經(jīng)濟的擠占效應是產(chǎn)生非線性的根本原因；黃憲和黃彤彤(2017)在研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的過程中提出了“金融超發(fā)展”的概念，指的是當金融發(fā)展超越實體經(jīng)濟發(fā)展達到一定程度時，其對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生抑制作用，且這一非線性特征能夠通過修正的AK模型得到證明。需要指出，這些理論模型并未考慮技術(shù)轉(zhuǎn)移過程，因此也無法解釋為什么技術(shù)轉(zhuǎn)移不足以使所有國家實現(xiàn)一致收斂。

在研究方法層面，對二者之間非線性關(guān)系的研究方法主要分為兩類：一是直接利用非單調(diào)變化模型進行估計；二是先對樣本進行分類，再利用單調(diào)變化模型進行分析。在第一類方法中，部分文獻對線性回歸模型進行了變換從而實現(xiàn)非線性擬合，而大部分模型則利用門限模型進行分析。趙振全等(2007)在 Odedokun(1996)提出的生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，通過多元門限模型對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的非線性依存機制進行檢驗，證明了二者間的關(guān)聯(lián)機制具有門檻效應；Rousseau 和 Wachtel(2011)運用滾動回歸法對金融發(fā)展的門限效應進行分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)在低于32%時為負數(shù)，高于60%時趨近于零，界于二者之間時為正但提升緩慢，然而這一模型在計算門限值的精確度方面有待改進；Demirgü?-Kunt 等(2013)利用分位數(shù)回歸方法發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段對經(jīng)濟增長的影響存在動態(tài)變化特征；Gambacorta 等(2014)在 OLS中加入了金融發(fā)展變量的二次項，發(fā)現(xiàn)銀行以及市場化金融中介對經(jīng)濟增長的影響存在“倒 U型”特征，超過臨界點后金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響則由正向轉(zhuǎn)為不顯著并最終轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓?；楊友?2014)在 King和Levine(1993)以及 Levine(2005)理論模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建含固定效應的面板門限模型研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，認為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響存在邊際效用遞減特征；劉金全和解瑤姝(2016)運用面板平滑轉(zhuǎn)移模型(PSTR)分析了我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的非線性遷移機制，發(fā)現(xiàn)這一非線性機制隨時間與空間均呈現(xiàn)出不同程度的變化。

由于第一類方法中所涉及到的模型普遍未對金融發(fā)展水平作為門限變量所帶來的內(nèi)生性問題進行處理，使得估計結(jié)果可能存在偏誤。為此，第二類方法旨在解決內(nèi)生性問題。Rioja 和 Valev(2004)首先利用分位數(shù)對不同程度金融發(fā)展水平的國家進行劃分，隨后借助動態(tài) GMM 法分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展在發(fā)達國家中具有提高全要素生產(chǎn)率的作用，但這一效應在欠發(fā)達國家并未顯現(xiàn)；Samargandi 等(2015)運用 ARDL模型對中等偏上收入國家和中等偏下收入國家進行回歸，發(fā)現(xiàn)兩組樣本中金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的系數(shù)存在顯著差異；Arcand 等(2015)采用 OLS、GMM 以及半?yún)?shù)檢驗法，分別對發(fā)達國家與發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進行檢驗，結(jié)果證明金融發(fā)展在達到一定水平時會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制效應；李強和李書舒(2017)運用系統(tǒng) GMM 方法對我國的省級數(shù)據(jù)進行分樣本回歸，發(fā)現(xiàn)我國發(fā)達地區(qū)的金融發(fā)展能夠?qū)?jīng)濟增長產(chǎn)生正向促進作用，而欠發(fā)達地區(qū)的金融發(fā)展卻表現(xiàn)為抑制效應。雖然第二類方法能夠解決內(nèi)生性問題，但這樣的估計結(jié)果可能在很大程度上依賴于樣本的分組方式，同時這種單調(diào)變化的模型還會掩蓋或曲解數(shù)據(jù)背后的真實趨勢，使得數(shù)據(jù)關(guān)系的描述不全面甚至會產(chǎn)生偏差，進而使結(jié)果的可信度大幅下降。

通過梳理文獻可知，在對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長非線性關(guān)系的研究中，理論部分并未對現(xiàn)實狀況進行充分解釋，特別是當存在非完美信貸市場時，二者間非線性關(guān)聯(lián)機制的演化機理亟待闡明。而實證研究中使用的大部分模型大多無法在非線性框架下將內(nèi)生性問題化解，估計技術(shù)同樣有待改進。為此，本文首先在考慮非完美信貸市場的理論模型中推導出金融發(fā)展水平與經(jīng)濟增長的非線性關(guān)系，隨后利用全球 60個國家的面板數(shù)據(jù)，以可能具有內(nèi)生性的金融發(fā)展水平作為門限變量，采用由 Seo 和Shin(2016)提出的動態(tài)面板門限模型，對本文的理論猜想進行檢驗，以期揭示在非完美信貸市場下，經(jīng)濟增長與金融發(fā)展間的依存機理，同時也為解析不同經(jīng)濟體非一致收斂的宏觀表象提供相應的經(jīng)驗證據(jù)。

三、理論分析

借鑒 Acemoglu 等(2006)的研究，本文考慮一個離散時間框架下的熊彼特增長理論模型。首先將一國與技術(shù)前沿的距離即“技術(shù)差距”定義為：

其中，At代表一國的平均生產(chǎn)率為世界技術(shù)前沿，假設(shè)其以不變速率g增長。同時，一國成功實現(xiàn)是技術(shù)轉(zhuǎn)移的結(jié)果，也就是說，國內(nèi)研發(fā)者成功利用了世界范圍內(nèi)其他地方的思想實現(xiàn)了技術(shù)進步。

其中qt代表t-1期創(chuàng)新行業(yè)占比，其生產(chǎn)率參數(shù)將等于而在t-1期沒有創(chuàng)新的行業(yè)占比為1-qt，其生產(chǎn)率參數(shù)將仍等于At-1，創(chuàng)新隨機分布在各部門之間。因此，技術(shù)差距可進一步表示為：

出于分析的目的，本文將工資率wt設(shè)定為與國內(nèi)生產(chǎn)率成正比關(guān)系，即：

由此，一國的人均總收入可以表示為工資收入與利潤收入的總和，即：

企業(yè)創(chuàng)新活動所需要的研發(fā)投資由下式?jīng)Q定：

在均衡狀態(tài)下，創(chuàng)新企業(yè)通過選擇qt以最大化預期凈收益，即：

在信貸市場完美的情況下，假設(shè)每個創(chuàng)新者可以按照有償?shù)木哂屑s束力的承諾以現(xiàn)行利率借貸無限數(shù)量的資金，那么qt則可以在無約束條件下最大化式(7)得到，這意味著：

均衡情況下的研發(fā)投資則表示為：

因此，在完美信貸市場下，一國的技術(shù)差距可表示為：

這一差距從長期來看收斂于穩(wěn)態(tài)值：

因此，穩(wěn)態(tài)下的人均收入為：

然而，在信貸市場非完美的情況下，這一結(jié)果將有所改變。假設(shè)創(chuàng)新者可以以的成本隱藏成功創(chuàng)新的成果，從而避免向債權(quán)人償還債務(wù)。這筆費用可以看作是對債權(quán)人保護程度的指標。一國的欺詐代價越高昂，債權(quán)人越能夠得到更好的保護。此時，企業(yè)家更容易獲得信貸。

當創(chuàng)新者在期初決定是否違約時，必須支付相應的隱藏費用。即若如下的激勵相容約束被違背時，創(chuàng)新者則會選擇違約：

約束條件右側(cè)是在投資Nt時決定違約的預期儲蓄，其中 R是貸款的利息因子，是創(chuàng)新的生產(chǎn)函數(shù)，即函數(shù)的非負逆函數(shù)：

貸款人只有在提供的預期回報率等于r時才會借出。因此，均衡時貸款的利率不僅必須滿足激勵相容條件式(14)，還要滿足套利條件：

因此，激勵相容性條件取決于企業(yè)家投資的上限：

其中：

函數(shù)ω(c)是一個“金融乘數(shù)”，這一乘數(shù)取決于欺詐債權(quán)人的成本。因此是關(guān)于c的遞減函數(shù)。也就是說，在債權(quán)人保護程度較高的國家，企業(yè)家信貸受到限制的臨界差距值低于債權(quán)人保護程度較低的國家。直覺上，一個已經(jīng)遠遠落后于前沿技術(shù)的國家已經(jīng)無法再為前沿技術(shù)所需的投資提供資金。

當式(18)成立時，每個企業(yè)家將最大限度地投入在技術(shù)投資上，以使式(17)滿足下列等式：

綜上，一國技術(shù)差距的動態(tài)演化過程可以表示為：

注意，F(xiàn)1是截距為正且斜率界于 0和 1之間的線性函數(shù)，時是遞增的凹函數(shù)，其中

具有更加發(fā)達金融體系的國家其貸款人的違約成本c更高，原因在于，運作良好的金融中介機構(gòu)和市場能夠更好地發(fā)揮監(jiān)測與預防違約的功能。由此，世界范圍內(nèi)的國家將根據(jù)其金融乘數(shù)的大小被分為三個組，這一金融乘數(shù)被定義為金融發(fā)展指標c的增函數(shù)。技術(shù)差距的演變?nèi)鐖D1所示。

圖1 技術(shù)差距演化圖(從前向后金融發(fā)展水平依次降低)

因此，如演化圖中的第二個圖所示，at將會收斂于嚴格為正的極限但小于。長期來看，人均收入將表示為：

因此有：

在這種情況下，生產(chǎn)率和人均 GDP都具有相同的長期增長率。因此，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的穩(wěn)態(tài)增長率將嚴格小于前沿技術(shù)增長率g，并隨著國家的金融發(fā)展水平的提高而嚴格提高。

綜合上述三種動態(tài)模式的分析，可以得出以下結(jié)論。

結(jié)論一：金融水平較低的國家無法實現(xiàn)向前沿增長率收斂，但其穩(wěn)態(tài)增長率會隨著金融水平的提高而提高；

結(jié)論二：隨著金融發(fā)展水平的提高，一個國家向前沿增長率收斂的可能性將增加；

結(jié)論三：對于已收斂于前沿增長率的國家，金融發(fā)展對該國穩(wěn)態(tài)下的相對產(chǎn)出存在正向影響但最終趨于消失。

接下來，本文將使用跨國的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長證據(jù)來驗證這些結(jié)論。

四、動態(tài)面板門限模型的建立

（一）經(jīng)驗收斂方程

出于經(jīng)驗分析的目的，上述模型中技術(shù)差距的動態(tài)演變方程(22)需要平滑近似為線性形式。為此，需要重新表示式(22)：

其中：

ω是由式(19)定義的金融乘數(shù)，創(chuàng)新函數(shù)為遞增函數(shù)且嚴格凹。

結(jié)合式(27)，技術(shù)增長率可改寫為：

其中，git是國家i在t期的人均 GDP增長率是同期前沿國家(美國)的人均 GDP增長率是國家i在t期的金融發(fā)展水平，yit-1是國家i在t-1期的人均 GDP的對數(shù)值，y1t-1是美國同期的人均 GDP的對數(shù)，因此為國家i在t-1期的相對產(chǎn)出為對應的系數(shù)為干擾項。

若相對產(chǎn)出實現(xiàn)收斂，該國與前沿增長率的差異也會同時收斂于零。因此，收斂的必要條件是則一國的相對產(chǎn)出在初始時期低于其穩(wěn)態(tài)值時將隨時間逐漸下降，其增長率也會逐漸低于前沿增長率。

（二）數(shù)據(jù)的選取與說明

借鑒 Levine 等(2000)的研究，本文選取 2000—2016年間 60個國家的面板數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行與IMF數(shù)據(jù)庫。相應變量的選取與處理如下。

1.被解釋變量：各國人均GDP增長率與美國人均 GDP增長率的差值，也即相對產(chǎn)出增長率

3.控制變量：(1)通貨膨脹率Pit：由各國 GDP隱含價格平減指數(shù)年增長率衡量，顯示的是整個經(jīng)濟體的價格變動率；(2)貿(mào)易開放度TRit：采用各國進出口總和占 GDP的比重衡量，反映了進出口貿(mào)易對經(jīng)濟的拉動作用；(3)政府支出Git：采用各國政府財政總支出占GDP的比重衡量，顯示政府干預對經(jīng)濟的影響。

相應變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。另外，面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果顯示所有變量均為平穩(wěn)序列①具體結(jié)果出于篇幅限制省略，備索。。

表1 變量的描述統(tǒng)計

（三）動態(tài)面板門限回歸模型的設(shè)定

前文的理論分析結(jié)果可以通過建立動態(tài)面板門限模型(Seo 和 Shin，2016)加以驗證，本文將門限變量設(shè)定為金融發(fā)展水平Fit，以分析不同金融發(fā)展水平下金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的差異，具體形式可表示為：

其中，i=1,…,N，t=1,…,T，被解釋變量為相對產(chǎn)出增長率解釋變量xit包括金融發(fā)展水平Fit以及相對產(chǎn)出控制變量矩陣Zit包括通貨膨脹率Pit和貿(mào)易開放度TRit以及政府支出Git三個變量為示性函數(shù)，括號內(nèi)條件滿足時即為1，否則為0；qit代表門限變量，也即金融發(fā)展水平Fit，γj則代表對應的門限值。

諸多研究表明，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間可能存在內(nèi)生性問題(Huang 和 Lin，2010；黃智淋和董志勇，2013；楊友才，2014)，為了解決模型中解釋變量和門限變量的內(nèi)生性問題，Seo 和Shin(2016)將模型的誤差項εit設(shè)定為由兩部分構(gòu)成：

其中，αi為不可觀測的個體固定效應，υit為零均值異質(zhì)隨機擾動項，特別地，υit被假定為一個鞅差分序列：

其中Ξt為t期自然濾波，此處并未假設(shè)xit與qit相對于Ξt-1是可測的，即這一點允許模型中解釋變量xit與門限變量qit存在內(nèi)生性。

（四）動態(tài)面板門限回歸模型的估計

為了解決動態(tài)面板門限模型中存在的內(nèi)生性問題，Seo 和 Shin(2016)借鑒Arellano和 Bond(1991)的研究，采用 FD-GMM 法對模型進行估計?？紤]動態(tài)面板門限模型的基本形式：

其一階差分形式可表示為：

由于回歸元與個體效應的相關(guān)性問題，直接對式(38)進行最小二乘回歸得到的參數(shù)估計量是有偏的。為此，需要尋找l×1維的工具變量對于任意的，需滿足

由于允許門限變量qit存在內(nèi)生性，即，那么qit就不屬于工具變量集合考慮如下l維列向量的樣本矩條件：

θ的GMM估計量可以根據(jù)

對于固定的γ，令其中：

則對于給定的γ，β與δ的GMM估計量由下式給出：

五、實證結(jié)果分析

（一）變量內(nèi)生性檢驗

其中，F(xiàn)D-2SLS為Seo和Shin(2016)提出的適用于門限變量為嚴格外生情況下的面板門限模型的估計法，F(xiàn)D-2SLS的估計結(jié)果可以表示為：

在原假設(shè)成立的條件下，F(xiàn)D-GMM與FD-2SLS得到的估計值?γ相同，由此得到的t統(tǒng)計量漸進服從標準正態(tài)分布。根據(jù)表2中內(nèi)生性檢驗結(jié)果可知，作為門限變量，金融發(fā)展水平的確存在內(nèi)生性問題。為此，需要選取被解釋變量與解釋變量的滯后項作為工具變量進行估計，為了避免與弱工具變量或過度擬合相關(guān)的潛在問題，本文遵循Roodman(2009)關(guān)于工具變量的設(shè)定，選取被解釋變量與解釋變量的一階滯后項作為工具變量。由表2可知，度量工具變量過度擬合的J統(tǒng)計量等于31.351，未能拒絕工具變量有效的原假設(shè)，說明工具變量選取有效。

（二）模型非線性檢驗

表2 動態(tài)面板門限模型估計結(jié)果

續(xù)表2

（三）估計結(jié)果分析

從表2的估計結(jié)果可以看出，金融發(fā)展水平的兩個門限值分別為 26.827%與174.384%，這兩大門限值將樣本劃分為低金融發(fā)展水平( F ≤ 2 6.827)、中等金融發(fā)展水平( 2 6.827＜F≤ 1 74.384)和高金融發(fā)展水平( F ≥ 1 74.384)三大區(qū)制，且這三大區(qū)制中變量的系數(shù)存在顯著差異，具體分析如下。

1.考慮解釋變量的影響

2.考慮控制變量的影響

通過對比可知，貿(mào)易開放度TR在三大區(qū)制的表現(xiàn)較為穩(wěn)定，均呈現(xiàn)正向影響，而通貨膨脹率P與政府支出G在三大區(qū)制的表現(xiàn)存在顯著差異。隨著金融發(fā)展水平的提高，通貨膨脹與政府支出對經(jīng)濟增長的影響逐漸減弱，在區(qū)制 3中則均表現(xiàn)出負向影響。在熊彼特增長模型中，貨幣供給的主要目標除了物價穩(wěn)定之外，更重要的是為創(chuàng)新活動提供新的動力，因此通貨膨脹在金融發(fā)展欠發(fā)達地區(qū)能夠適度促進經(jīng)濟增長，然而隨著金融發(fā)展水平的提升，通貨膨脹的提高可能是由投機資金為攫取利潤而大量涌入市場所引起的，進而可能催生出巨大泡沫，最終威脅到實體經(jīng)濟。另外，政府支出與民間投資具有一定的互補性，在金融發(fā)展水平較低的國家，政府支出的增加能夠為技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)創(chuàng)新提供必要的資金，進而對整體生產(chǎn)率以及經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，且這一正向作用所發(fā)揮的效用隨著金融發(fā)展水平的提高而逐漸降低。在金融發(fā)展水平極高的國家，資金投入已不再是限制技術(shù)進步的主要因素，不必要的政府干預反而會降低資源的配置效率，不利于經(jīng)濟的增長。該三大區(qū)制中的系數(shù)差異說明通貨膨脹率P和政府支出G與經(jīng)濟增長之間存在較為明顯的金融發(fā)展的門限效應。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步對上述門限模型的結(jié)果進行檢驗，本文決定采用由 Abrigo 和Love(2016)提供的 PVAR模型的程序?qū)ψ兞恐g的動態(tài)關(guān)系進行深入探索。Abrigo和Love(2016)提出的PVAR模型能夠在廣義矩估計法(GMM)的框架下進行模型的選擇、估計和推理，進而能夠有效解決變量的內(nèi)生性問題。

根據(jù)上述動態(tài)面板門限模型的估計結(jié)果可知，金融發(fā)展水平的兩大門限值將樣本劃分為低金融發(fā)展水平、中等金融發(fā)展水平和高金融發(fā)展水平三大區(qū)制。因此，本文則利用這兩大門限值，根據(jù)樣本期內(nèi)各國金融發(fā)展水平的平均值將 60個國家的樣本劃分為三組，分別研究金融發(fā)展水平對相對產(chǎn)出增長率的動態(tài)影響，相應的脈沖響應結(jié)果如圖2至圖4所示。

首先，在三個脈沖響應圖中，脈沖效應均隨著時間的推移向0收斂，這意味著估計的PVAR模型具有相當?shù)姆€(wěn)定性。其次，通過對比可知，三個區(qū)制的脈沖響應函數(shù)的結(jié)果存在顯著的差異，進一步證明了上述門限模型使用的正確性與必要性，說明對于三者差異的忽視將導致估計結(jié)果出現(xiàn)偏差。最后，考慮三個脈沖響應函數(shù)圖的形態(tài)。圖2中，金融發(fā)展水平一單位的變動，將導致相對產(chǎn)出增長率約 0.3單位的正向變動，且這一沖擊的影響效果十分持久，脈沖響應曲線下降得非常緩慢；圖3中，金融發(fā)展水平一單位的變動，將導致相對產(chǎn)出增長率約1單位的正向變動，但隨后迅速降低到0附近，脈沖響應曲線下降十分迅速，與圖2形成了鮮明的對比；圖4中，金融發(fā)展水平一單位的變動，將導致相對產(chǎn)出增長率約 0.3單位的負向變動，隨后逐漸回升至零附近。這三條曲線與零線之間所形成的面積可以分別代表三個區(qū)制中金融發(fā)展水平在一段時間內(nèi)對相對產(chǎn)出增長率的平均影響。通過對比可知，低金融發(fā)展區(qū)制中雖然初始的脈沖效應不高，但影響持久，因此其脈沖響應曲線與零線之間形成的面積最大，即平均影響效應最大；而中等金融發(fā)展區(qū)制的初始脈沖效應最高，但持續(xù)期卻很短，因此其平均影響效應較第一區(qū)制相對較小；高金融發(fā)展區(qū)制的平均影響效應為負，體現(xiàn)出一定的邊際報酬遞減效應。由此可知，這三大曲線的走勢與上文三個區(qū)制中金融發(fā)展水平的系數(shù)估計值高度耦合，再一次證明了上述結(jié)果的可靠性。

圖2 區(qū)制1中樣本的脈沖響應函數(shù)圖

圖3 區(qū)制2中樣本的脈沖響應函數(shù)圖

圖4 區(qū)制3中樣本的脈沖響應函數(shù)圖

（五）對中國現(xiàn)狀的考慮

我國的金融發(fā)展水平自金融體制改革以來呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，廣義貨幣供應量M2從1990年的15293.4億元上升至2016年的1550066.67億元，26年內(nèi)上升了100多倍，貨幣化程度在逐年提高，同時以私人信貸度量的金融發(fā)展指標從 1978年的50.290上升至2016年的156.706，樣本期間一直處于模型估計的區(qū)制2當中，且已經(jīng)逐漸接近模型計算的第二門限值(174.384)。根據(jù)前文分析可知，這一階段的金融發(fā)展水平足以支撐一國進行技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)創(chuàng)新，進而縮小與前沿國家的技術(shù)差距，提高向前沿增長水平收斂的可能性。當然，這一機制的實現(xiàn)仍需具備一定的條件，前文的理論分析中暗含著一個假設(shè)，即金融資源在轉(zhuǎn)化為研發(fā)投資的過程中的摩擦為零，即金融對實體經(jīng)濟的支持是充分且有效的。然而，目前我國金融的高速發(fā)展尚未能有效促進科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，金融在與科技融合的過程仍然存在相當多的問題。首先，最突出的問題是信息不對稱。由于缺乏相應的中介體系，金融市場難以獲得科技企業(yè)的財務(wù)及信用等信息，信息溝通受限，無法做出合理的判斷與支持。其次，金融市場自身脫實向虛現(xiàn)象嚴重。資本市場與實體經(jīng)濟在報酬上的具大差異使資本從實體經(jīng)濟處抽離，造成資本的空轉(zhuǎn)，我國M2與GDP的比值從1990年的0.81一直上升至2016年的2.08，遠高于這一比例的適宜值1.5，并且遠高于發(fā)達經(jīng)濟體的平均值，貨幣擴張速度快于實體經(jīng)濟需求，進而抑制了實體經(jīng)濟的發(fā)展。最后，資本市場效率低下。目前的資本市場呈現(xiàn)出流動性泛濫、投資層次單一、融資方式與信貸配置不合理、隱含風險偏高等問題，降低了資本市場的資源配置效率。這些問題的存在說明我國目前的金融發(fā)展無法有效發(fā)揮其對科技發(fā)展的助推作用。因此，在新形勢下，注重金融與技術(shù)的深度融合，充分發(fā)揮金融服務(wù)實體經(jīng)濟的作用是我國探索創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展道路中的重要環(huán)節(jié)。

六、結(jié) 論

本文在存在技術(shù)轉(zhuǎn)移的熊彼特增長模型中考慮了非完美的信貸市場，對經(jīng)濟體的“俱樂部收斂”過程進行了理論解釋，指出是信貸約束阻礙了窮國充分發(fā)揮技術(shù)轉(zhuǎn)移的作用，這一關(guān)鍵環(huán)節(jié)是導致窮國無法向前沿增長率收斂的重要原因之一，由此為貧困陷阱問題提供了理論依據(jù)，同時證明了“俱樂部收斂”的存在。另外，通過技術(shù)差距的動態(tài)演變可知，由信貸約束引起的技術(shù)進步的跨國差異，使得不同的金融發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的影響也有所區(qū)別，這一結(jié)論為二者間的非線性關(guān)系提供了新的理論支撐。最后，通過動態(tài)面板門限模型對理論分析結(jié)論進行實證檢驗，具體得到以下結(jié)論。

第一，金融水平較低的國家無法實現(xiàn)經(jīng)濟增長收斂，但其穩(wěn)態(tài)增長率會隨著金融水平的提高而提高。金融發(fā)展的第一個門限值為 26.827%，意味著當一國金融發(fā)展水平低于該值時，其技術(shù)轉(zhuǎn)移過程可能會受到信貸約束的限制，經(jīng)濟增長過程存在金融發(fā)展瓶頸，無法向前沿增長率收斂，即陷入了“貧困陷阱”。同時，金融資源的缺乏使該國的“吸收能力”很大程度上取決于金融發(fā)展程度，導致金融發(fā)展水平對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的正向影響。

第二，隨著金融發(fā)展水平的提高，一個國家向前沿增長率收斂的可能性將會增加。對于金融發(fā)展水平高于第一個門限值(26.827%)的國家來說，隨著金融水平的提高，外部融資過程中代理問題所帶來的負面影響會減小，其與前沿國的技術(shù)差距縮小的可能性會更大，使得該國向前沿增長率收斂的可能性也隨之增大。

第三，對于已收斂于前沿增長率的國家，金融發(fā)展對該國穩(wěn)態(tài)下的相對產(chǎn)出增長率存在正向影響并最終趨于消失；金融發(fā)展的第二個門限值為 174.384%，意味著一國金融發(fā)展水平高于該值時，其很可能已經(jīng)實現(xiàn)了收斂。此時，金融發(fā)展水平逐漸表現(xiàn)出邊際效率遞減的特性，限制技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)創(chuàng)新進一步發(fā)展的不再是金融約束而是技術(shù)本身，投資需求僅是為了保持與之前的創(chuàng)新水平同步，對經(jīng)濟增長的影響也會逐漸趨于消失。

就中國當前的信貸市場基礎(chǔ)和技術(shù)發(fā)展狀態(tài)來看，信貸市場已高度繁榮，特別是在經(jīng)濟進入新常態(tài)時期后，金融發(fā)展水平已逐漸逼近第二門限，說明我國的金融發(fā)展已處于較高的水平。然而，我們也應該客觀地認識到，中國作為后發(fā)國家，現(xiàn)階段正面臨著傳統(tǒng)低垂技術(shù)果實消耗殆盡和自主研發(fā)能力尚存差距的雙重瓶頸，這個問題的深層原因不在于資金短缺，而在于金融對科技的支持渠道不順暢，即我國的金融資源在轉(zhuǎn)化為研發(fā)投資的過程中可能存在一定的摩擦，使得金融發(fā)展對科技活動的支持并不充分甚至存在脫節(jié)。因此，在當前戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，政府和金融監(jiān)管部門應切實抓好兩個重點：一是要長期支持技術(shù)自主研發(fā)和知識產(chǎn)權(quán)保護，促進高端自主研發(fā)技術(shù)的研、產(chǎn)、銷的順暢銜接，為經(jīng)濟增長的內(nèi)生源動力提供堅實基礎(chǔ)；另一方面應建立一個能夠識別評估科技成果的潛在價值，并引導資金優(yōu)化配置的高效的金融體系，采用定向貸款、定向減免等創(chuàng)新金融舉措優(yōu)化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群的融資環(huán)境，為其長期繁榮發(fā)展提供重要的資金保障。此外，考慮到現(xiàn)階段金融發(fā)展水平已接近第二門限，這意味著貸款規(guī)模已經(jīng)較大，在經(jīng)濟緊縮時期可能會存在著金融隱患。因此，政府還應不斷加強完善金融監(jiān)管體系，充分警惕在科技與金融結(jié)合過程中出現(xiàn)的信息不對稱、風險收益不匹配等問題，從而確保在推動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群良性發(fā)展的同時，盡最大努力維護國家的經(jīng)濟穩(wěn)定和金融安全。