李 健 李 慧 屈天佑

（渤海大學(xué)，遼寧 錦州 121000）

一、引言

我國自1978 年實行改革開放至今，經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了世界矚目的成就，已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。但我國不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)、自然資源稟賦、地理位置、技術(shù)發(fā)展水平等多個方面存在著明顯的差異，導(dǎo)致區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)出較大的差距。盡管現(xiàn)階段我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)形成了統(tǒng)籌實施“四大板塊”戰(zhàn)略和“三個支撐帶”戰(zhàn)略的格局，在一定程度上縮小了地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距，但該問題仍不容忽視。根據(jù)《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》以及歷年《中國統(tǒng)計年鑒》提供的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以1978年為基期的可比價格計算可知，上海市與貴州省的人均GDP 差距從1978 年的14.2 倍下降到2017 年的7.29 倍，從中可以發(fā)現(xiàn)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出收斂的特征，但差距仍然較大。發(fā)展中國家或地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中出現(xiàn)一定程度的地區(qū)發(fā)展差異是一種較為普遍的現(xiàn)象，但這種地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異倘若長時間存在和擴(kuò)大勢必會影響整體經(jīng)濟(jì)的運行效率，同時會影響整個社會穩(wěn)定。因此，縮小地區(qū)間發(fā)展差距對于保持我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長和維護(hù)社會穩(wěn)定具有重要意義。在國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，經(jīng)濟(jì)單位的生產(chǎn)和運行過程都需要投入大量資本、勞動力以及先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)，而資本積累過程和技術(shù)創(chuàng)新過程均需要充足的資金作保障，這又使得金融體系的作用不斷增強，現(xiàn)已成為全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心。由此可以提出本文需要重點關(guān)注的問題：金融發(fā)展對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長收斂產(chǎn)生了何種影響？對該問題的研究將會對我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供重要的理論和實踐價值。

二、文獻(xiàn)綜述

金融體系在資源時空配置、降低信息成本、風(fēng)險管理等多個方面對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了重要的作用（Levine，1997）。在新古典經(jīng)濟(jì)增長理論研究框架下，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用路徑主要是通過資本積累和儲蓄決策來實現(xiàn)的。然而，在此理論研究框架下，國外學(xué)者通常假定資本具有邊際報酬遞減的特征，這又限制了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用。由于新古典經(jīng)濟(jì)增長理論的缺陷不斷顯現(xiàn)，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論在此背景下誕生。在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論框架下探析金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系已經(jīng)成為國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點。如Greenwood &Jovanovic（1990）、Bencivenga &Smith（1991）、Siant-Paul（1992）在AK內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論框架下構(gòu)建分析金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的數(shù)理模型，從信息不對稱、風(fēng)險分散、資金配置等多個角度展開研究，并證實金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的正面影響。而King &Levine（1993）、陽佳余和賴明勇（2007）、蘇基榮和廖進(jìn)中（2009）基于創(chuàng)新的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論框架下構(gòu)建分析金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的數(shù)理模型，并且研究也證實了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長會產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。隨著研究的深入，學(xué)者們關(guān)注的焦點開始轉(zhuǎn)向金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的路徑研究。如Beck et al.（2000）、張軍和金煜（2005）、趙勇和雷達(dá)（2010）、李健和衛(wèi)平（2015）等研究均從實證角度證實金融發(fā)展對全要素生產(chǎn)率（TFP）增長產(chǎn)生顯著的正向作用，并通過此渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的影響。

現(xiàn)有研究重點關(guān)注金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，而沒有關(guān)注金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響。Barro&Sala-i-Martin（1992）、Mankiw et al.（1992）、Islam（1995）、Sala-i-Martin（1996）等研究表明世界經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)收斂特征，但隨后也有研究指出世界經(jīng)濟(jì)增長差距呈現(xiàn)出巨大的分流，如Durlauf &Johnson（1995）以及Pritchett（1997）的研究指出世界上最富裕與最貧窮國家人均GDP 之間的比例隨著時間的推移呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢。為了解釋世界經(jīng)濟(jì)并沒有呈現(xiàn)出收斂特征的原因，國外學(xué)者Basu &Weil（1998）、Acemoglu &Zilibotti（2001）以及Kneller &Stevens（2006）等從技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)吸收角度來展開研究。技術(shù)轉(zhuǎn)移能否實現(xiàn)取決于一個國家或地區(qū)的吸收能力，因此，何種因素影響著國家的吸收能力進(jìn)而影響技術(shù)吸收速度一直是研究者關(guān)注的重點。現(xiàn)有研究指出人力資本（Benhabib &Spiegel，1994）和R&D（Fagerberg，1994）是影響國家或地區(qū)采用新技術(shù)的兩個重要因素。國內(nèi)對人力資本和R&D投資不足會阻礙貧窮國家無法充分利用技術(shù)轉(zhuǎn)移的優(yōu)勢，最終會導(dǎo)致這些貧窮國家經(jīng)濟(jì)增長率和發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)增長率之間呈現(xiàn)出發(fā)散狀態(tài)。Aghion et al.（2005）進(jìn)一步探究金融抑制在增強經(jīng)濟(jì)增長發(fā)散過程中的作用，研究指出即使國家間技術(shù)轉(zhuǎn)移是可行的，但是貧窮國家通常情況下技術(shù)創(chuàng)新的初始資源不足，有效資本市場的缺失會限制貧窮國家的創(chuàng)新能力進(jìn)而無法追趕發(fā)達(dá)國家。眾多學(xué)者在此基礎(chǔ)上展開對金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長收斂效應(yīng)的研究，如Kim et al.（2010）在 Aghion et al.（2005）的研究基礎(chǔ)上采用工具變量門限模型分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響是否隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段變化而發(fā)生變化，研究結(jié)果表明金融中介發(fā)展會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長和生產(chǎn)率增長的收斂。Ranjbar &Rassekh（2017）分別構(gòu)建RCK 模型和Diamond 模型分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)收斂的影響，同時以1970—2013年期間90 個國家為研究對象進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明金融發(fā)展正向影響經(jīng)濟(jì)向穩(wěn)態(tài)值收斂的速度，支持了RCK 模型的研究預(yù)測。Allegret &Azzabi（2013）以1975—2007 年期間112 個新興國家和發(fā)展中國家為研究對象分析金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長收斂的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展并沒有顯著地增加經(jīng)濟(jì)增長收斂的可能性。而王俏茹等（2020）在Aghion et al.（2005）的研究基礎(chǔ)上以2000—2016年期間60個國家的跨國面板數(shù)據(jù)為研究對象，采用動態(tài)面板門限模型分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂具有雙門限效應(yīng)，即金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響呈現(xiàn)出非線性特征。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者從多個角度論證金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響，且國外學(xué)者關(guān)于金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長收斂效應(yīng)研究相對于國內(nèi)來說起步早且較為深入。盡管國內(nèi)絕大多數(shù)研究肯定了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用（張軍和金煜，2005；趙勇和雷達(dá)，2010；武志，2010；錢海章等，2020），但國內(nèi)很少從增長收斂角度分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響且以中國為分析對象的研究相對匱乏。因此，本文擬從以下兩個方面展開研究：第一，本文借鑒Aghion et al.（2005）的研究方法，以1983—2017 年期間中國30 個地區(qū)為研究對象，檢驗金融發(fā)展對中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響；第二，考慮到我國改革開放至今分別在前期實施區(qū)域經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展戰(zhàn)略以及在后期實施區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)與協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的國情，本文將中國劃分為東部和非東部地區(qū)以研究金融發(fā)展對不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響。

三、實證研究設(shè)計

（一）計量回歸模型的構(gòu)建

Aghion et al.（2005）基于存在技術(shù)轉(zhuǎn)移的熊彼特經(jīng)濟(jì)增長模型框架下考慮了非完美信貸市場的影響，從理論和實證兩個層面綜合分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響。相關(guān)研究為后續(xù)的理論研究和實證研究提供了堅實的基礎(chǔ)，如Kim et al.（2010）、Ranjbar &Rassekh（2017）以及Allegret &Azzabi（2013）均 在Aghion et al.（2005）的研究框架下展開金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)研究。本文參考以上研究的思路，將計量回歸模型設(shè)定成如下形式：

其中，g代表人均GDP的年均增長率，y代表人均GDP水平，F(xiàn)代表金融發(fā)展的平均水平，X代表控制變量集合，ε代表隨機擾動項。其中下角標(biāo)1 代表技術(shù)前沿，本文選擇上海市作為技術(shù)前沿；下角標(biāo)i代表落后地區(qū)。

由公式（1）可以進(jìn)一步得到以下地區(qū)的收斂參數(shù)表達(dá)式：

其中，λi表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂參數(shù)。當(dāng)且僅當(dāng)相對人均GDP 的年均增長率差距水平(gi-g1)負(fù)向依賴于初始期的相對人均GDP 差距(yi-y1)時，地區(qū)收斂于前沿增長率。換言之，當(dāng)且僅當(dāng)收斂參數(shù)λi是負(fù)值時，經(jīng)濟(jì)增長率呈現(xiàn)收斂特征。可以看出，公式（2）中經(jīng)濟(jì)增長收斂系數(shù)(λi)取決于金融發(fā)展水平。那么，當(dāng)且僅當(dāng)收斂系數(shù)βfy小于零時，金融發(fā)展會增強經(jīng)濟(jì)增長收斂的可能性。因此，本文關(guān)注的重點是系數(shù)βfy的統(tǒng)計特征。其中，控制變量集合X包括：政府財政支出規(guī)模(cd)、對外開放水平(od)、外商直接投資水平(fd)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平(std)以及教育水平(h)。

（二）變量的選取

1.被解釋變量：相對人均GDP年均增長率差距水平(gi-g1)。本文首先計算中國30 個省份以1983 年為基期的人均GDP 數(shù)值，在此基礎(chǔ)上計算1983—2017 年之間各個地區(qū)的人均GDP 年均增長率(gi)。改革開放以來，中國前期實行“以先富帶動后富”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，同時由于地理位置、自然資源稟賦、社會文化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)存在著較大的差異，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展。特別是上海已經(jīng)成為中國的經(jīng)濟(jì)中心和金融中心，且處于中國綜合實力最強的長三角經(jīng)濟(jì)區(qū)。在此背景下，本文把上海設(shè)定成為技術(shù)前沿面（即地區(qū)1）。因此，本文選擇非上海地區(qū)的人均GDP年均增長率與上海地區(qū)人均GDP年均增長率的差值(gi-g1)作為本文實證模型的被解釋變量。

2.核心解釋變量：金融發(fā)展水平(F)以及交互項F(y-y1)。在研究金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時，國內(nèi)外學(xué)者對衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)選擇并未達(dá)成一致的意見。國外學(xué)者如Levine et al.（2000）在分析金融中介和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時采用“私人部門信貸額與GDP的比值”作為衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)。Aghion et al.（2005）在研究金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響時也采用了“私人部門信貸額與GDP 的比值”作為衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)。而Arcand et al.（2015）在研究金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系時同樣選取“私人部門信貸額與GDP 的比值”作為度量金融發(fā)展水平的指標(biāo)，并指出該指標(biāo)是當(dāng)前衡量金融發(fā)展水平最為合理的衡量方法?？紤]到本文研究的時間跨度為1983—2017 年，由于數(shù)據(jù)缺失問題以及回歸估算產(chǎn)生的誤差致使本文并不能使用“私人部門的貸款總額與GDP 的比值”作為衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)。同時，由于我國資本市場發(fā)展相對于國外起步較晚，改革開放前期關(guān)于股票市場、債券市場和保險市場分區(qū)域的數(shù)據(jù)缺失問題嚴(yán)重，因此本文主要針對銀行業(yè)，這也是國內(nèi)研究的慣用做法?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文借鑒李健和盤宇章（2017）以及黃智淋和董志勇（2013）的研究思路，選擇“金融機構(gòu)年末貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值”作為衡量地區(qū)金融發(fā)展水平的指標(biāo)。由于計量回歸模型中核心解釋變量金融發(fā)展水平是平均水平，因此本文通過計算“金融機構(gòu)年末貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值”的平均值衡量金融發(fā)展水平(F)。

為了考察金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響，本文借鑒Aghion et al.（2005）的研究，引入金融發(fā)展平均水平與初始期的相對人均GDP差距交互項F(y-y1)。對于初始期的相對人均GDP 差距(y-y1)度量，本文選擇1983年非上海地區(qū)的初始人均GDP的對數(shù)值減去上海地區(qū)的初始人均GDP的對數(shù)值。

3.控制變量。政府財政支出規(guī)模(cd)：本文采用政府財政支出額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為衡量地區(qū)政府財政支出規(guī)模的指標(biāo)。對外開放水平(od)：本文選取進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為衡量地區(qū)對外開放水平的指標(biāo)。外商直接投資(fd)：本文選取實際利用外商投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為衡量地區(qū)的外商直接投資水平的指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平(std)：本文選取第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平的指標(biāo)。教育水平(h)：本文選擇普通高等學(xué)校在校大學(xué)生數(shù)與地區(qū)人口規(guī)模的比值作為衡量地區(qū)教育水平的指標(biāo)。

（三）數(shù)據(jù)來源說明

本文選擇1983—2017年期間中國30個省份的省級層面數(shù)據(jù)（考慮到西藏數(shù)據(jù)缺失問題嚴(yán)重，故不納入模型分析），衡量所有變量的原始數(shù)據(jù)均來源于1978—2017 年期間各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。由于個別數(shù)據(jù)會存在缺失，本文采用算術(shù)平均方法來補充。

四、實證結(jié)果分析與討論

（一）金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長收斂效應(yīng)分析：基于全國層面

本文首先采用OLS 方法并通過逐步引入控制變量的方式進(jìn)行回歸估計，這樣做的目的是檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果見表1列（1）至（5）。研究發(fā)現(xiàn)使用逐步引入控制變量的方法，并沒有導(dǎo)致核心解釋變量的統(tǒng)計特征發(fā)生明顯的變化。在所有回歸結(jié)果中，金融發(fā)展與初始期相對人均GDP 交互項F(yy1)的系數(shù)為負(fù)值且均顯著，這說明經(jīng)濟(jì)增長收斂正向取決于金融發(fā)展水平。本文以中國30個省份為研究對象證實了Aghion et al.（2005）的研究結(jié)論，即金融發(fā)展會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的長期收斂。金融發(fā)展的系數(shù)在表1列（1）至（5）的所有回歸結(jié)果中均顯著為負(fù)，這說明金融發(fā)展對相對人均GDP 增長產(chǎn)生了顯著且直接的負(fù)向影響，即當(dāng)其他地區(qū)相對前沿面增長收斂過程中，金融發(fā)展對相對前沿地區(qū)相對人均GDP 的穩(wěn)態(tài)產(chǎn)生負(fù)面的影響，本文以上的實證研究結(jié)果與Kim et al.（2010）的研究一致。初始期相對人均GDP的系數(shù)為正但不顯著，這說明初始相對人均GDP 對經(jīng)濟(jì)增長并沒有產(chǎn)生顯著的影響，間接地說明中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展并沒有呈現(xiàn)出后發(fā)優(yōu)勢的特征。

考慮到模型中可能會存在雙向因果關(guān)系和遺漏變量狀況問題，這會導(dǎo)致金融發(fā)展水平變量(F)可能存在內(nèi)生性問題，進(jìn)而也導(dǎo)致交互項F(y-y1)也存在內(nèi)生性問題。為了避免內(nèi)生性問題的出現(xiàn)，本文選擇工具變量法對計量模型進(jìn)行回歸估計。國外在研究金融發(fā)展水平變量的內(nèi)生性問題時，主要有三種方法：第一種以La Porta et al.（1998）以及Levine et al.（2000）的研究代表，研究選擇法律淵源作為金融發(fā)展的工具變量；第二種以Beck et al.（2000）以及Arcand et al.（2015）的研究為代表，研究選擇金融發(fā)展水平的滯后階作為內(nèi)部工具變量；第三種以Rajan &Zingales（1998）的研究為代表，采用雙重差分模型克服內(nèi)生性問題。由于本文的研究對象為中國30個省級地區(qū)，第一種和第三種方法并不適用。因此本文選擇第二種處理內(nèi)生性問題的方法，具體來說，本文選擇1978—1982 年的金融發(fā)展平均值F1978-1982以及與F1978-1982(y-y1)分別作為F和F(y-y1)的工具變量。本文選擇考慮變量內(nèi)生性問題的2SLS 估計方法，具體結(jié)果見表1中列（6）。即使考慮到金融發(fā)展變量可能存在內(nèi)生性問題，研究仍然發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與初始期相對人均GDP 差距交互項的系數(shù)為負(fù)值且均顯著。這說明無論是否考慮到金融發(fā)展是否存在內(nèi)生性問題，均證實了經(jīng)濟(jì)增長收斂正向取決于金融發(fā)展水平。金融發(fā)展的系數(shù)在列（6）中為負(fù)且在5%的水平下顯著，這說明金融發(fā)展對相對人均GDP 增長產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，這與前文的研究結(jié)果相一致。以上結(jié)果是假定認(rèn)為金融發(fā)展水平變量為內(nèi)生變量得到的，然而使用工具變量法的前提是模型中存在內(nèi)生解釋變量。因此，本文需要對核心解釋變量金融發(fā)展變量(F)以及交互項F(y-y1)是否存在內(nèi)生性問題進(jìn)行檢驗。本文分別使用沒有考慮異方差的Hausman 檢驗和考慮異方差的Wu-Hausman 檢驗，結(jié)果見表1。研究發(fā)現(xiàn)無論采用何種檢驗，結(jié)果均表明沒有拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為變量F以及交互項F(y-y1)不存在內(nèi)生性問題。如果所有解釋變量都是外生變量，則OLS 估計方法比2SLS估計方法更有效。因此本文以表1列（5）的回歸結(jié)果為基準(zhǔn)。

表1 基于橫截面數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

Hauk &Wacziarg（2009）采用蒙特卡洛方法分析經(jīng)濟(jì)增長方程時指出，由于存在解釋變量的度量誤差以及個體固定效應(yīng)與解釋變量相關(guān)問題，采用OLS方法對解釋變量為平均值的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計要相對于采用固定效應(yīng)估計模型和Arellano-Bond 估計模型更合理。而Aghion et al.（2005）在以上的研究基礎(chǔ)上進(jìn)一步指出，對于金融發(fā)展水平的度量指標(biāo)并不是完美的，這意味著采用面板數(shù)據(jù)分析金融發(fā)展的增長效應(yīng)相對于采用橫截面數(shù)據(jù)分析可能會被低估，所以研究采用的是橫截面數(shù)據(jù)。前文采用的樣本時間跨度為1983—2017 年，而沒有將時間擴(kuò)充成1978—2017 年，主要原因在于金融發(fā)展水平變量無法在模型以外找到合適的工具變量，只能采用金融發(fā)展水平變量的滯后階作為內(nèi)部工具變量。因此，本文選擇1978—1982 年期間金融發(fā)展平均值F1978-1982以及交互項F1978-1982(y-y1)分別作為F和F(y-y1)的工具變量。倘若前文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的，那么在采用面板數(shù)據(jù)和擴(kuò)充樣本量的狀態(tài)下也應(yīng)該是穩(wěn)健的。為了檢驗表1中回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用面板數(shù)據(jù)方法進(jìn)行分析。本文沿用Islam（1995）、Beck et al.（2000）、黃智淋和董志勇（2013）以及Bahadir &Valev（2015）的做法，將歷年數(shù)據(jù)分成五個不交疊的時期：1978—1982 年，1983—1987 年，…，2013—2017年。這樣做的目的不僅可以研究改革開放40年期間金融發(fā)展收斂的特征，而且可以有效保留地區(qū)層面的時間變化，同時還可以避免商業(yè)周期帶來的影響。首先，本文采用時間跨度為1978—2017 年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，采用該時間跨度面板數(shù)據(jù)的一個缺陷是無法考慮工具變量問題，盡管可能出現(xiàn)一定程度的誤差，但是前文指出F和F(y-y1)不存在內(nèi)生性問題，因此可以將以上的回歸結(jié)果作為一個穩(wěn)健性分析，具體見表2 中列（7）和（8）。列（7）和（8）的回歸結(jié)果分別是采用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型得到的，Hausman檢驗結(jié)果表明在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，應(yīng)該采用面板固定效應(yīng)進(jìn)行估計，即列（7）的結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)變量F和交互項F(y-y1)的統(tǒng)計特征與前文相比并沒有發(fā)生顯著的變化，這說明即使采用面板數(shù)據(jù)和擴(kuò)充樣本量也沒有改變核心變量的統(tǒng)計特征。本文接下來采用1983—2017 年35 年期間面板數(shù)據(jù)分析，具體結(jié)果見表2中列（9）至（11）。Hausman檢驗結(jié)果并未拒絕原假設(shè)，應(yīng)該采用面板隨機效應(yīng)模型。與此同時，考慮到變量F和交互項F(y-y1)可能存在內(nèi)生性問題，按照前文的方法采用F的滯后一階以及交互項F(y-y1)滯后一階作為工具變量，采用面板2SLS 進(jìn)行估計，但Hausman 內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示模型中核心解釋變量F和交互項F(y-y1)并不存在內(nèi)生性問題，因此應(yīng)該采用面板隨機效應(yīng)模型，即列（10）的回歸結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)變量F和交互項F(yy1)的統(tǒng)計特征與前文相比并沒有發(fā)生顯著的變化，這進(jìn)一步驗證了表1回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表2 基于面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

（二）金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長收斂效應(yīng)分析：基于區(qū)域?qū)用?/h3>

改革開放至今的40 多年里，東部地區(qū)率先發(fā)展起來，而中西部地區(qū)發(fā)展相對滯后。盡管現(xiàn)階段我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)形成了統(tǒng)籌實施“四大板塊”戰(zhàn)略和“三個支撐帶”戰(zhàn)略的格局，這在一定程度上縮小了地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距，但發(fā)展差距問題仍不容忽視。因此，有必要分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響是否具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性特征。根據(jù)《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》的地區(qū)劃分標(biāo)準(zhǔn)可知，中國分成四大區(qū)域：東部、中部、西部以及東北部。本文研究樣本為1983—2017 年30 個地區(qū)的橫截面數(shù)據(jù)，同時本文以上海地區(qū)為技術(shù)前沿，樣本量僅為29個。若是按照《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》的劃分，會因為樣本量過少導(dǎo)致估計結(jié)果不穩(wěn)健。因此本文將30 個地區(qū)劃分為東部地區(qū)（13 個）和非東部地區(qū)（17 個）兩大區(qū)域?？紤]到Aghion et al.（2005）指出采用橫截面數(shù)據(jù)的優(yōu)勢，本部分沿用前文表1中的回歸方法進(jìn)行估計，回歸結(jié)果見表3。研究發(fā)現(xiàn)表3列（14）和（15）內(nèi)生性檢驗沒有拒絕原假設(shè)，這說明模型中不存在內(nèi)生變量問題。因此，本文的研究結(jié)果以表3 中列（12）和（13）為基準(zhǔn)。可以看出，金融發(fā)展與初始期相對人均GDP 差距交互項的系數(shù)為負(fù)值且均在5%的水平下顯著，這說明在東部地區(qū)和非東部地區(qū)樣本中均發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂產(chǎn)生顯著的正向作用。同時還發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展的系數(shù)為負(fù)值且均在5%的水平下顯著，這說明無論在東部地區(qū)還是非東部地區(qū)，金融發(fā)展對相對人均GDP 的穩(wěn)態(tài)均產(chǎn)生負(fù)面影響。綜合表1 至表3的回歸結(jié)果可知，無論是從全國層面還是從區(qū)域?qū)用婢C實金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂產(chǎn)生了顯著的正向影響，本文以中國30個省份為研究對象，從全國和區(qū)域兩個層面均證實了Aghion et al.（2005）、Kim etl al.（2010）的研究結(jié)論。與此同時，在其他條件保持不變的前提下，一個地區(qū)的金融發(fā)展對相對人均GDP穩(wěn)態(tài)產(chǎn)生了顯著抑制作用。

表3 基于橫截面數(shù)據(jù)的區(qū)域回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文以1983—2017年期間中國30個省份為研究對象，借鑒Aghion et al.（2005）研究思路將金融發(fā)展水平與初始期的相對人均GDP 差距交互項納入計量回歸模型中，并采用多種回歸估計方法以檢驗金融發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長收斂的影響。由此得到以下研究結(jié)論：在橫截面數(shù)據(jù)回歸模型和面板數(shù)據(jù)回歸模型中均發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平與初始期的相對人均GDP 差距交互項系數(shù)顯著為負(fù)，無論是從全國層面還是從區(qū)域?qū)用婢C實金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂產(chǎn)生正向的影響。本文以同一個政治制度環(huán)境的地區(qū)為研究對象，從全國層面和區(qū)域?qū)用婢C實了Aghion et al.（2005）以及Kim et al.（2010）關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長收斂產(chǎn)生顯著的正向影響的研究結(jié)論。

我國各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)、自然資源稟賦、地理位置、技術(shù)發(fā)展水平、人力資本等多個方面存在著明顯的差異，致使東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟(jì)增長，形成東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的“隆起”，而中西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、社會發(fā)展水平等多個方面滯后于東部地區(qū)。因此，縮小我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，應(yīng)該積極推動金融發(fā)展。改革開放至今，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)形成了統(tǒng)籌實施“四大板塊”戰(zhàn)略和“三個支撐帶”戰(zhàn)略的格局。在這種發(fā)展格局下，東部地區(qū)金融業(yè)應(yīng)該繼續(xù)加強區(qū)域金融改革，積極提升對外開放水平，優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)和信貸結(jié)構(gòu)，緩解中小企業(yè)發(fā)展過程中面臨的融資難題，為東部地區(qū)進(jìn)行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展提供良好的金融服務(wù)，形成“金融部門—實體部門”之間的良性互動，增強彼此的發(fā)展實力。而中、西部地區(qū)應(yīng)該充分借助西部大開發(fā)戰(zhàn)略、中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略以及“一帶一路”倡議等積極因素，進(jìn)一步完善金融體系，充分發(fā)揮金融功能，積極優(yōu)化金融資源配置，提升金融體系服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力，在這過程中不斷提升金融體系自身的實力。與此同時，金融體系應(yīng)該加大在金融產(chǎn)品和金融服務(wù)方面創(chuàng)新力度，通過金融業(yè)的不斷優(yōu)化升級，才能更好地服務(wù)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。