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摘要：文章運用中國31個?。▍^、市）1993—2019年的面板數據，構建pstr模型實證研究了金融業發展對實體經濟的非線性影響機制。研究發現，中國金融業發展對實體經濟具有促進作用，并且存在倒“U”型的非線性“門檻”效應，“門檻值”為15.01%，當金融業占GDP比重低于“門檻值”時，對實體經濟的促進作用不斷增強，高于“門檻值”時，對實體經濟的促進作用不斷減弱。文章建議通過金融供給側結構性改革促進金融業快速健康發展，引導金融回歸服務實體經濟的本源，避免泡沫化和“脫實向虛”。
關鍵詞：金融業發展；實體經濟；脫實向虛；PSTR模型；金融深化
一、引言
實體經濟是國民經濟的支柱，在吸納就業、推動高質量發展、促進居民福祉提升、構建現代化經濟體系等方面發揮著基礎性保障作用。在影響實體經濟發展的眾多因素中，金融的影響力更大、范圍更廣，與實體經濟的關聯機制也更具復雜性。金融是現代經濟的核心，金融活，經濟活，金融穩，經濟穩，通過深化金融供給側結構性改革，增強金融服務實體經濟的能力至關重要?？梢?，金融業發展與實體經濟之間具有辯證統一的關系，一方面，金融業發展本身就是現代經濟的組成部分，另一方面，金融業發展的出發點和落腳點應當是更好地服務實體經濟，而實體經濟發展又可以為金融發展提供源動力。但是一個值得注意的問題是，近年來中國金融業快速發展，互聯網金融、商業銀行影子銀行業務等金融創新層出不窮，導致宏觀杠桿率快速上升，有相當資金在金融系統內脫離實體經濟空轉，經濟出現“脫實向虛”的苗頭。因此，有關監管部門提出結構性去杠桿政策來防風險、治亂象，引導金融回歸服務實體經濟的本源。那么，從理論層面來看，金融業發展對實體經濟并非是單一的線性促進作用，具體又呈現出何種非線性關聯機制？金融業發展促進實體經濟是否存在一定的邊界？對這些問題的認識關系到金融供給側結構性改革的方向以及金融服務實體經濟效率的提升。鑒于此，文章將運用中國31個?。▍^、市）1993—2019年面板數據，構建面板平滑門檻回歸模型(PSTR)實證研究金融業發展對實體經濟的非線性影響機制?，F有研究從不同角度分析了金融與實體經濟的關系，在肯定金融可以促進實體經濟發展的同時，也提出金融過度發展導致的影子銀行、同業業務發展以及資產泡沫等問題會抑制實體經濟發展。辛兵海等(2020)[1]運用上市商業銀行數據和非金融行業數據實證研究得出金融行業的流動性創造對實體經濟具有正向促進作用，但是同業流動性創造的影響相對較弱。劉小瑜、彭瑛琪(2019)[2]從社會融資規模的視角分析了融資結構對實體經濟產業結構的影響，指出表內信貸和表外業務一定程度上可以促進產業結構調整；另一方面，有學者研究指出中國金融發展過程中存在的一些問題弱化甚至抑制了實體經濟發展[3，4]，比如中國影子銀行規模擴張會推升通貨膨脹率加大價格波動并削弱貨幣政策的有效性，總體不利于實體經濟發展[5]，同時經濟金融化過程和金融資產的風險收益錯配也會顯著降低實體經濟的投資率，弱化貨幣政策的逆周期調控效果[6]。此外，程晉魯、方榮慧(2020)[7]通過國際經驗分析得出杠桿率過高會影響經濟增長。王永欽等(2016)[8]認為金融深化導致的資產價格泡沫問題會影響實體經濟增長和效率提升，并加大實體經濟的波動。郭胤含和朱葉(2020)[9]、冉渝和王秋月(2020)[10]的研究進一步指出，企業“脫實向虛”抑制了實體經濟投資，其中的關鍵影響因素是經濟政策不確定性，但相關信貸政策可以有效解決這一問題，從金融層面抑制企業“脫實向虛”發展。與現有研究不同，文章的貢獻主要是不將視野局限在金融業發展對實體經濟的促進或者抑制作用，而是突破單一的線性視角，從“門檻”效應的角度分析金融促進實體經濟發展的邊界，從理論上進行創新突破。
二、PSTR模型構建
根據現有研究可以推斷，金融對實體經濟的影響不是單一的線性關系，金融深化可以促進實體經濟發展，但是達到一定水平后，金融發展過程中便會出現泡沫化、“脫實向虛”等問題，會抑制實體經濟發展，即存在一個理論上的最優“門檻值”。因此，文章將建立PSTR模型對金融影響實體經濟發展的“門檻”效應進行識別。其中，被解釋變量是實體經濟發展水平，“門檻”變量是金融業發展水平，同時還包括固定資產投資、對外開放度、財政支出等控制變量。具體來看，Gonzalez等(2005)[11]提出了PSTR模型，使得回歸系數在不同回歸“區制”之間平滑轉換，進而可以識別“區制”轉換變量的“門檻值”。文章建立的PSTR模型如下：其中，被解釋變量Y代表實體經濟發展水平，FI代表金融業發展水平，IV代表固定資產投資，OP代表地區對外開放程度，FP代表財政支出，t:1~T代表時間維度，Γk(k=1~K)是Logi-stic型的區制轉換函數；FI代表位置參數(locationparameter)，即“門檻值”，γ代表平滑參數，用來衡量區制轉換的平滑程度，β表示待估回歸系數，εit代表隨機擾動項。在上述設定下，金融業發展對實體經濟的影響路徑可以表示如下：δU(δR)=∂Yit∂FIit=β1+Kk=1Σβ1kΓk(2)其中，如果模型存在一個轉換函數和一個位置參數，上述影響路徑為倒“U”型，如果存在一個轉換函數和兩個位置參數，上述影響路徑為“S”型，在其他情況下影響路徑會更加復雜。
三、實證分析
1.變量和數據
變量和數據的詳細說明如下：第一，實體經濟發展水平。根據現有文獻的處理方法，使用工業增加值衡量實體經濟發展。工業經濟是整個經濟體系的基礎，尤其制造業是實體經濟最為核心的組成部分，其中的采礦業、汽車制造業、電子設備制造業、鐵路船舶制造業、電氣機械制造業等重點行業都涉及到國民經濟的關鍵領域，是實體經濟命脈所在，因此工業增加值在衡量實體經濟發展方面具有代表性。第二，金融業發展水平。文章使用金融業增加值占GDP的比重衡量金融業發展。金融業增加值是不同金融機構的經營績效在國民經濟核算中的綜合反映，可以全面反映發展水平，為了方便計算“門檻值”，文章采用了比值變量。第三，固定資產投資。投資是影響實體經濟發展的重要變量，在支出法核算中投資本身可以構成有效需求，同時投資具有乘數作用，對于實體經濟產業擴張、企業生產經營、產品研發以及產業結構調整都具有促進作用，因此文章將其作為控制變量，使用地區固定資產投資絕對量進行衡量。第四，對外開放度。對外開放度也可以影響實體經濟發展，尤其是在外向型經濟占比較高的地區，對外進出口貿易發揮著重要作用，在2008年金融危機之前，出口對經濟增長的貢獻程度甚至超過投資，一般而言對外開放程度越高，實體經濟發展越好。參考現有文獻的做法，文章使用進出口貿易總額占GDP的比重衡量對外開放度。第五，財政支出。在實體經濟發展過程中會面臨市場失靈和民間投資不足的情況，這時候就需要財政支出進行促進投資、補短板，在特殊情況下財政支出用于保企業、穩就業也可以促進實體經濟發展，而且財政支出也具有乘數效應，因此文章將其作為控制變量，使用地方財政一般預算支出衡量。文章使用的數據為中國31個?。ㄗ灾螀^、直轄市）1993—2019年的年度平衡面板數據。為剔除價格因素，文章對工業增加值、固定資產投資、財政支出等絕對量變量進行了價格平減，具體以1993年為基期使用CPI指數平減，為了保證數據的平滑性并消除異方差性，對上述三個變量進行對數處理。所有的原始數據均來自國家統計局網站、各省份統計局網站的統計公報以及中經網統計數據庫。
2.統計檢驗
在估計PSTR模型之前，文章首先對五個變量進行面板數據平穩性檢驗。表1的檢驗結果顯示，無論是LLC統計量還是IPS統計量，均表明五個變量在1%的顯著性水平下平穩，可以進行建模。文章進一步對金融業發展與實體經濟的關系進行了面板Granger因果關系檢驗，表2的檢驗結果顯示，DH統計量的P值為0，在1%的顯著性水平下拒絕了金融業發展不是實體經濟的Granger原因的原假設，即二者之間存在強因果關系，具體的非線性關聯機制需要進一步的實證研究。PSTR模型的估計和檢驗一般遵循如下過程：首先進行模型的非線性檢驗，從統計層面證明構建的模型具有非線性關系而非傳統的線性關系。如果非線性關系成立，然后需要通過統計檢驗確定模型轉換函數的個數，一般來說轉換函數個數為1~2個。確定轉換函數個數后，需要進一步確定位置參數的個數，位置參數一般為1~2個，一般設置原假設為位置參數為1個，備選假設為大于等于1個。以上檢驗完成后，便可以使用非線性最小二乘方法(NLS)對模型參數進行估計，得到各系數、位置參數和平滑參數的估計結果。遵循上述思路，文章首先對模型的非線性特征進行檢驗，具體進行了瓦爾德統計量、費希爾統計量和似然比三個檢驗，表3的結果顯示，三個統計量的P值均為0，即在1%的水平下拒絕了模型沒有非線性特征的原假設，表明文章構建的模型具有合理性。其次，文章通過統計檢驗確定轉換函數的個數，具體根據赤池信息準則(AIC)和貝葉斯信息準則(BIC)兩個準則判斷最優的轉換函數個數。從表4的結果可以看出，當轉換函數k=1時，其赤池信息準則和貝葉斯信息準則統計量取值均小于k=2時的取值。因此，文章選取k=1，即模型只存在一個轉換函數。確定一個轉換函數后，文章最后確定轉換函數中位置參數的個數。從拉格朗日乘數檢驗（LM）、拉格朗日乘數F檢驗（LMF）和似然比檢驗（LRT）統計量的結果來看（表5），P值均大于0.1，即都接受位置參數r=1的原假設，表明模型最優的位置參數個數是1。表5模型的位置參數個數檢驗結果
3.模型估計結果
根據統計檢驗結果，文章確定了一個轉換函數和一個位置參數的模型形式，即金融業發展對實體經濟的影響路徑是倒“U”型。文章使用非線性最小二乘法對模型進行了估計，結果列于表6。根據模型特征，文章將估計結果分為線性部分和非線性部分。從線性部分來看，四個解釋變量的回歸系數至少在10%的顯著性水平下顯著，金融業占比、固定資產投資、對外開放度等變量均可以促進實體經濟發展，而財政支出對實體經濟的影響系數為負。從非線性部分來看，四個解釋變量的回歸系數也至少在10%的顯著性水平下顯著，對外開放度對實體經濟的影響系數為負，金融業占比、固定資產投資和財政支出的影響系數為正。PSTR模型是由線性部分和非線性部分組成的系統，四個解釋變量對實體經濟的影響程度需要綜合看待，其中還需要考慮轉換函數的影響，但無論是線性部分還是非線性部分，金融業占比的影響系數均為正，表明金融業發展對實體經濟具有正向促進作用。因此，文章重點分析位置參數確定的“門檻值”，由于兩個系數均為正，那么文章“門檻值”的含義是當金融業占比低于“門檻值”時金融業發展對實體經濟的促進作用不斷增強，當金融業占比高于“門檻值”時金融業發展對實體經濟的促進作用不斷弱化。文章估計的平滑參數為9.3822，數值相對較小，表明PSTR模型在兩個區制之間實現了平滑轉換，建模效果較為理想。文章估計的位置參數為0.1501，即金融業發展促進實體經濟發展的“門檻值”為15.01%，當金融業占比低于15.01%時對實體經濟的促進作用不斷增強，高于15.01%時對實體經濟的促進作用不斷減弱。從理論上來看，金融業發展促進實體經濟主要是通過兩個方面，一是通過資金融通實現社會資源均衡優化配置，促進企業生產經營和居民生活消費，二是通過風險管理降低不確定性造成的損失，平滑經濟波動，這也是金融的兩個基本功能。第一，金融發展可以對社會資源進行整合，在資金盈余者和短缺者之間進行調配，企業通過獲取信貸資源和直接融資擴大資本進一步優化生產經營，實現了社會資源的效益最大化，家庭通過儲蓄和信貸平滑生命周期消費，提升消費需求和福利水平，微觀層面的企業行為和家庭行為綜合作用，在供需層面良性互動便可以促進實體經濟發展；第二，保險業務以及期貨、期權等金融衍生品具有風險管理功能，可以降低實體經濟企業的生產經營風險，在供給端穩定生產，也可以降低居民家庭的風險，穩定消費需求，因此可以從供需兩端促進實體經濟發展。但是，金融業發展持續促進實體經濟的前提是金融業堅守本源業務，通過上述兩個渠道服務實體經濟，如果過度泡沫化或者偏離服務實體經濟的本源，對實體經濟的傳導會失效，同時還容易出現金融風險，均可以導致對實體經濟促進作用的弱化。當金融業過度發展，信貸貨幣擴張速度快于實體經濟增長速度，或者資產價格大幅上升偏離經濟基本面時便會出現泡沫，導致資金融通功能和風險管理功能弱化，同時泡沫本身就是潛在的金融風險源；第三，當金融業過度發展偏離服務實體經濟的本源時，比如影子銀行業務導致的資金在金融系統內空轉套利，信貸資源不能服務實體經濟而是用以層層嵌套購買金融資產，金融對實體經濟的促進作用也會大打折扣，甚至會抑制實體經濟的發展，這便是所謂的“脫實向虛”。上述兩個方面往往是金融業發展到一定程度后的常見問題，因此便會存在金融促進實體經濟的“門檻”效應，文章構建的PSTR模型基于中國的數據證明，這一“門檻值”為15.01%，即金融業增加值占GDP比重超過15.01%后會爆發各種問題使得金融對實體經濟的促進作用弱化，形成“脫實向虛”問題。從中國經濟金融發展的現實情況來看，金融化程度較發達國家仍然偏低，2019年全國金融業增加值占GDP的比重為7.8%，遠低于15.01%的“門檻值”，可見現階段中國金融業發展對實體經濟的促進作用在不斷增強，金融業仍然有較大的發展空間。從地區差異來看，不同省份的產業結構差異較大，金融業發展水平具有明顯的不平衡性，現階段北京和上海等一線城市的經濟結構是以第三產業為主，金融業占比已經超過15.01%的“門檻值”，制造業占比相對較低，金融業發展對實體經濟的促進作用在不斷下降，甚至出現了局部的制造業空心化。上海是全國的經濟金融中心，擁有大量的金融機構和金融市場組織，因此金融業占比較高。北京作為全國政治中心，主要金融機構的總部都設在北京，帶動了北京金融業的發展。同時為了保護環境，北京、上海也在疏解部分污染型制造業，進一步使制造業占比下降。但是，全國大部分省份的金融業占比都低于“門檻值”，金融業發展仍然有很大的空間，對實體經濟的促進作用仍處在上升階段，尤其是直接融資的發展仍需加強。從全國統籌的視角來看，由于城市功能定位的不同，少數地區金融業占比較高并不會對實體經濟造成太大負向影響，仍需大力發展金融市場，促進金融業持續發展。
四、結論和政策建議
文章運用中國31個省（區、市）1993—2019年的平衡面板數據，構建面板平滑門檻回歸模型實證研究了金融業發展對實體經濟的非線性影響機制，識別其“門檻值”。研究結果顯示，中國金融業發展對實體經濟具有促進作用，并且存在非線性的“門檻”效應，“門檻值”為15.01%，當金融業占GDP比重低于15.01%時，對實體經濟的促進作用不斷增強，高于15.01%時，對實體經濟的促進作用不斷減弱。根據研究結果提出如下政策建議：
第一，通過金融供給側結構性改革促進金融業快速健康發展，更好地服務實體經濟。從全國層面來看，僅有北京和上海兩個地區金融業占比超過“門檻值”，有相當比例的省份占比低于10%，全國金融業占比仍然偏低。因此，金融業發展對實體經濟的促進作用仍處于不斷強化的階段，應堅持金融供給側結構性改革的方向，擴大有效的金融供給，促進銀行、證券、保險等金融機構的快速健康發展，更好地發揮資金融通和風險管理功能，服務實體經濟發展。
第二，發揮監管合力，以制度化、法制化的手段促進金融業堅守服務實體經濟的本源，避免“脫實向虛”。當前，在個別地區或特定的領域已經出現了“脫實向虛”的問題，在金融結構性去杠桿之前各種通道業務快速發展，影子銀行規模不斷膨脹，資金在金融體系空轉套利，擠占了促進實體經濟發展的金融資源，同時還容易滋生金融風險。應強化監管，發揮“一行兩會”的監管合力，通過立法和規章制度等手段完善激勵約束機制，引導金融結構回歸服務實體經濟的本源，堅決避免資金空轉和“脫實向虛”問題。
第三，加大資本市場基礎性制度建設和開放力度，避免出現泡沫化抑制實體經濟發展。在金融市場發展過程中容易出現資本市場泡沫，導致金融風險快速積累，泡沫破裂后會嚴重沖擊實體經濟。因此，在促進金融發展的同時，應高度重視泡沫化傾向，進一步加大基礎性制度建設，提升資本市場運行的穩定性，加大對違法違規行為的懲處力度，加大開放力度，提升中國金融市場的包容性和競爭力，提升資本市場的廣度和深度，促進金融市場平穩健康發展。
作者：袁悅 單位：中共中央黨校 （國家行政學院） 研究生院