導(dǎo)語：金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

1緒論

在1980年代，歐洲公共支出保持在較高水平，監(jiān)管體系負(fù)擔(dān)沉重，并且在經(jīng)濟(jì)方面，尤其是勞動(dòng)力市場(chǎng)，完全因歐洲缺乏靈活性而供過于求。在2008年金融危機(jī)之前，由于歐洲貨幣當(dāng)局制定了與利率相關(guān)的適當(dāng)政策以保持私人需求的活躍，整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)定增長(zhǎng)。即使始終將歐元區(qū)視為一個(gè)整體，歐元區(qū)國(guó)家仍存在分歧。從進(jìn)出口占GDP的比重來看，1980年德國(guó)、意大利、法國(guó)的比重（約20%）較小。然而，荷蘭、比利時(shí)和盧森堡在進(jìn)出口交易中仍占較大比例。進(jìn)出口占GDP的比重從1981年的50%上升至2015年的70%。分析中選擇的國(guó)家是歐盟的創(chuàng)始國(guó)。因此，探討德國(guó)、法國(guó)、意大利、荷蘭、比利時(shí)、盧森堡等具有代表性的國(guó)家金融經(jīng)濟(jì)問題的聯(lián)系具有重要意義。本文的目的是從1981年至2015年期間歐盟六個(gè)創(chuàng)始成員國(guó)的數(shù)據(jù)集中，通過門檻效應(yīng)回歸研究金融-增長(zhǎng)的聯(lián)系。對(duì)于穩(wěn)健性問題，可以通過OLS回歸模型和兩階段最小二乘法（2SLS）檢驗(yàn)因變量和自變量分別引起的內(nèi)生性和外生性?？偠灾饕康氖峭ㄟ^門檻效應(yīng)模型分析六個(gè)歐盟創(chuàng)始國(guó)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。第二部分闡述了相關(guān)文獻(xiàn)和觀點(diǎn)；第三部分介紹了所選數(shù)據(jù)和方法；第四部分陳述實(shí)證結(jié)果；第五部分為結(jié)論，第六部分為參考文獻(xiàn)。

2文獻(xiàn)綜述

2.1國(guó)外研究綜述

20世紀(jì)初，由于科學(xué)技術(shù)不發(fā)達(dá)，大多數(shù)學(xué)者從理論上探討了金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。探索這一問題的理論先驅(qū)熊彼特（Schumpeter，1911）[1]指出，金融體系具有資源配置的功能。此外，有效的金融體系通過將生產(chǎn)要素從效率較低的部門分配到效率較高的部門來增加產(chǎn)出，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。金融發(fā)展導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)是所謂的“供給主導(dǎo)”假說。而Lewis（1956）[2]發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中，金融市場(chǎng)在促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)之前先發(fā)展起來。劉易斯得出的結(jié)論是“需求跟隨”假說，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致金融發(fā)展。此外，帕特里克(Patrick1966)[3]在理論層面闡述了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展在不同時(shí)間的不同關(guān)系，供給導(dǎo)向的金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初期處于主導(dǎo)地位。一旦經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入成熟階段，順應(yīng)需求的金融發(fā)展將成為主流。

2.2國(guó)內(nèi)研究綜述

國(guó)內(nèi)對(duì)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題的研究結(jié)論主要證明了“供給主導(dǎo)”假說。其中，謝平（1992）[5]通過考察商業(yè)銀行與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)得出了以信貸為金融增長(zhǎng)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。此外韓延春（2002）[6]也證明了金融部門的效率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的條件。

3研究設(shè)計(jì)

3.1變量說明

表1和表2展示了所有變量的統(tǒng)計(jì)描述、數(shù)據(jù)來源和匯總。為保證穩(wěn)健性，所有國(guó)家的所有數(shù)據(jù)均為自然對(duì)數(shù)。

3.2計(jì)量模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)歐盟創(chuàng)立國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，設(shè)定如下計(jì)量模型：（1）其中，controli,t表示一系列控制變量，包括imp、exp和infl，εi,t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，下標(biāo)i和t分別表示國(guó)家與時(shí)間。為了考察金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在非線性特征，使用門檻模型進(jìn)行分析（Hansen,1999）[4]，模型設(shè)定如下：（2）其中，φ為待估門檻值，為門檻變量，I（·）為指示函數(shù)，具體包括進(jìn)口和出口占GDP的比重，其他變量與前文說明一致。

4實(shí)證分析

4.1基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

為了盡量保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，通過分步添加控制變量來觀察估計(jì)系數(shù)的變化，結(jié)果如表3所示。金融發(fā)展每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加0.81%，并在1%的水平上顯著，說明金融發(fā)展顯著促進(jìn)了各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

4.2邊際效應(yīng)分析

前文已經(jīng)證實(shí)了金融發(fā)展能夠?qū)W盟創(chuàng)立國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，接下來，使用門檻模型分析金融發(fā)展對(duì)歐盟創(chuàng)立國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響，通過Bootstrap方法重復(fù)300次來檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)及搜索門檻值。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，選擇單一門檻回歸進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果如下：當(dāng)進(jìn)口作為門檻變量時(shí)，金融發(fā)展單一門檻的F統(tǒng)計(jì)量為41.72，并且通過了10%水平下顯著性檢驗(yàn)，但是雙重門檻未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，因此，存在單一門限，并且門限值為4.5398，這是圖1中的最低點(diǎn)，即此時(shí)似然比的函數(shù)值最小，單一門檻值位于95%置信區(qū)間[4.5001,4.5511]內(nèi)。結(jié)合圖2，當(dāng)出口作為門檻變量時(shí)，金融發(fā)展單一門檻的F統(tǒng)計(jì)量為48.34，并且通過了1%水平下顯著性檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的門檻值為4.6771，雙重門檻F統(tǒng)計(jì)量為23.17，未通過顯著性檢驗(yàn)，同理，單一門檻值位于95%置信區(qū)間[4.6070,4.7523]內(nèi)，顯然此門檻值也是真實(shí)有效的。這表明金融發(fā)展對(duì)歐盟創(chuàng)立國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增長(zhǎng)的影響發(fā)生了一次突變。同時(shí)，也表明歐盟創(chuàng)立國(guó)各各國(guó)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增長(zhǎng)的影響將會(huì)由于進(jìn)出口的不同而具有差異性。從表6可知，當(dāng)imp≤4.5398時(shí)，金融發(fā)展的系數(shù)為0.2774，通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，即金融發(fā)展每增加1%，將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)提高27.74%，這表明在低于imp門限值時(shí)，歐盟創(chuàng)立國(guó)的金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了溢出效應(yīng)；然而當(dāng)imp>4.5398時(shí)，金融發(fā)展的系數(shù)為0.1686，并且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，由此可知，當(dāng)imp跨過一定的門檻值后，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生作用減小，這也驗(yàn)證了邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的猜想。當(dāng)exp≤4.6771，金融發(fā)展的系數(shù)為0.2610，通過了1%顯著性檢驗(yàn)，這表明在低于exp門限值時(shí)，歐盟創(chuàng)立國(guó)的金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了溢出效應(yīng)；當(dāng)exp>4.6771時(shí)，金融發(fā)展的系數(shù)為0.2834，通過了1%顯著性檢驗(yàn)，這表明當(dāng)出口跨過第一道門檻值時(shí)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就開始產(chǎn)生正向作用了。

4.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證先前得到結(jié)論的穩(wěn)健性，將所有解釋變量滯后一期代入固定效應(yīng)模型，利用含有滯后項(xiàng)的OLS回歸緩解模型中內(nèi)生性問題。表7中發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展加深對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且估計(jì)系數(shù)幾乎接近，表明金融發(fā)展顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增長(zhǎng)。工具變量法（IV）可以有效克服模型中的內(nèi)生性問題，通常先設(shè)計(jì)一個(gè)與金融發(fā)展顯著相關(guān)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無直接或間接關(guān)系的工具變量，這里采用滯后一期的金融發(fā)展作為工具變量，確保了金融發(fā)展與工具變量之間的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工具變量的外生性，之后使用二階段最小二乘（2SLS）進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展依然對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著正向促進(jìn)作用，并在1%水平上顯著，結(jié)論具備穩(wěn)健性。

5結(jié)論

總體而言，這篇論文通過門檻效應(yīng)的邊際效應(yīng)研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，得出了金融發(fā)展導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，此外，在門檻效應(yīng)中，通過分別測(cè)試不同的門檻變量（進(jìn)口和出口），也檢驗(yàn)了邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。最后，在政策方面由于歐洲國(guó)家的經(jīng)濟(jì)自由度相對(duì)較高，因此政策和監(jiān)管體系的完善對(duì)于促進(jìn)金融和經(jīng)濟(jì)是必要的，并確?，F(xiàn)行政策與市場(chǎng)發(fā)展相關(guān)是可行的。

作者：鄭昭群 單位：山東科技大學(xué)