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摘要：文章运用中国31个省（区、市）1993—2019年的面板数据，构建pstr模型实证研究了金融业发展对实体经济的非线性影响机制。研究发现，中国金融业发展对实体经济具有促进作用，并且存在倒“U”型的非线性“门槛”效应，“门槛值”为15.01%，当金融业占GDP比重低于“门槛值”时，对实体经济的促进作用不断增强，高于“门槛值”时，对实体经济的促进作用不断减弱。文章建议通过金融供给侧结构性改革促进金融业快速健康发展，引导金融回归服务实体经济的本源，避免泡沫化和“脱实向虚”。
关键词：金融业发展；实体经济；脱实向虚；PSTR模型；金融深化
一、引言
实体经济是国民经济的支柱，在吸纳就业、推动高质量发展、促进居民福祉提升、构建现代化经济体系等方面发挥着基础性保障作用。在影响实体经济发展的众多因素中，金融的影响力更大、范围更广，与实体经济的关联机制也更具复杂性。金融是现代经济的核心，金融活，经济活，金融稳，经济稳，通过深化金融供给侧结构性改革，增强金融服务实体经济的能力至关重要。可见，金融业发展与实体经济之间具有辩证统一的关系，一方面，金融业发展本身就是现代经济的组成部分，另一方面，金融业发展的出发点和落脚点应当是更好地服务实体经济，而实体经济发展又可以为金融发展提供源动力。但是一个值得注意的问题是，近年来中国金融业快速发展，互联网金融、商业银行影子银行业务等金融创新层出不穷，导致宏观杠杆率快速上升，有相当资金在金融系统内脱离实体经济空转，经济出现“脱实向虚”的苗头。因此，有关监管部门提出结构性去杠杆政策来防风险、治乱象，引导金融回归服务实体经济的本源。那么，从理论层面来看，金融业发展对实体经济并非是单一的线性促进作用，具体又呈现出何种非线性关联机制？金融业发展促进实体经济是否存在一定的边界？对这些问题的认识关系到金融供给侧结构性改革的方向以及金融服务实体经济效率的提升。鉴于此，文章将运用中国31个省（区、市）1993—2019年面板数据，构建面板平滑门槛回归模型(PSTR)实证研究金融业发展对实体经济的非线性影响机制。现有研究从不同角度分析了金融与实体经济的关系，在肯定金融可以促进实体经济发展的同时，也提出金融过度发展导致的影子银行、同业业务发展以及资产泡沫等问题会抑制实体经济发展。辛兵海等(2020)[1]运用上市商业银行数据和非金融行业数据实证研究得出金融行业的流动性创造对实体经济具有正向促进作用，但是同业流动性创造的影响相对较弱。刘小瑜、彭瑛琪(2019)[2]从社会融资规模的视角分析了融资结构对实体经济产业结构的影响，指出表内信贷和表外业务一定程度上可以促进产业结构调整；另一方面，有学者研究指出中国金融发展过程中存在的一些问题弱化甚至抑制了实体经济发展[3，4]，比如中国影子银行规模扩张会推升通货膨胀率加大价格波动并削弱货币政策的有效性，总体不利于实体经济发展[5]，同时经济金融化过程和金融资产的风险收益错配也会显著降低实体经济的投资率，弱化货币政策的逆周期调控效果[6]。此外，程晋鲁、方荣慧(2020)[7]通过国际经验分析得出杠杆率过高会影响经济增长。王永钦等(2016)[8]认为金融深化导致的资产价格泡沫问题会影响实体经济增长和效率提升，并加大实体经济的波动。郭胤含和朱叶(2020)[9]、冉渝和王秋月(2020)[10]的研究进一步指出，企业“脱实向虚”抑制了实体经济投资，其中的关键影响因素是经济政策不确定性，但相关信贷政策可以有效解决这一问题，从金融层面抑制企业“脱实向虚”发展。与现有研究不同，文章的贡献主要是不将视野局限在金融业发展对实体经济的促进或者抑制作用，而是突破单一的线性视角，从“门槛”效应的角度分析金融促进实体经济发展的边界，从理论上进行创新突破。
二、PSTR模型构建
根据现有研究可以推断，金融对实体经济的影响不是单一的线性关系，金融深化可以促进实体经济发展，但是达到一定水平后，金融发展过程中便会出现泡沫化、“脱实向虚”等问题，会抑制实体经济发展，即存在一个理论上的最优“门槛值”。因此，文章将建立PSTR模型对金融影响实体经济发展的“门槛”效应进行识别。其中，被解释变量是实体经济发展水平，“门槛”变量是金融业发展水平，同时还包括固定资产投资、对外开放度、财政支出等控制变量。具体来看，Gonzalez等(2005)[11]提出了PSTR模型，使得回归系数在不同回归“区制”之间平滑转换，进而可以识别“区制”转换变量的“门槛值”。文章建立的PSTR模型如下：其中，被解释变量Y代表实体经济发展水平，FI代表金融业发展水平，IV代表固定资产投资，OP代表地区对外开放程度，FP代表财政支出，t:1~T代表时间维度，Γk(k=1~K)是Logi-stic型的区制转换函数；FI代表位置参数(locationparameter)，即“门槛值”，γ代表平滑参数，用来衡量区制转换的平滑程度，β表示待估回归系数，εit代表随机扰动项。在上述设定下，金融业发展对实体经济的影响路径可以表示如下：δU(δR)=∂Yit∂FIit=β1+Kk=1Σβ1kΓk(2)其中，如果模型存在一个转换函数和一个位置参数，上述影响路径为倒“U”型，如果存在一个转换函数和两个位置参数，上述影响路径为“S”型，在其他情况下影响路径会更加复杂。
三、实证分析
1.变量和数据
变量和数据的详细说明如下：第一，实体经济发展水平。根据现有文献的处理方法，使用工业增加值衡量实体经济发展。工业经济是整个经济体系的基础，尤其制造业是实体经济最为核心的组成部分，其中的采矿业、汽车制造业、电子设备制造业、铁路船舶制造业、电气机械制造业等重点行业都涉及到国民经济的关键领域，是实体经济命脉所在，因此工业增加值在衡量实体经济发展方面具有代表性。第二，金融业发展水平。文章使用金融业增加值占GDP的比重衡量金融业发展。金融业增加值是不同金融机构的经营绩效在国民经济核算中的综合反映，可以全面反映发展水平，为了方便计算“门槛值”，文章采用了比值变量。第三，固定资产投资。投资是影响实体经济发展的重要变量，在支出法核算中投资本身可以构成有效需求，同时投资具有乘数作用，对于实体经济产业扩张、企业生产经营、产品研发以及产业结构调整都具有促进作用，因此文章将其作为控制变量，使用地区固定资产投资绝对量进行衡量。第四，对外开放度。对外开放度也可以影响实体经济发展，尤其是在外向型经济占比较高的地区，对外进出口贸易发挥着重要作用，在2008年金融危机之前，出口对经济增长的贡献程度甚至超过投资，一般而言对外开放程度越高，实体经济发展越好。参考现有文献的做法，文章使用进出口贸易总额占GDP的比重衡量对外开放度。第五，财政支出。在实体经济发展过程中会面临市场失灵和民间投资不足的情况，这时候就需要财政支出进行促进投资、补短板，在特殊情况下财政支出用于保企业、稳就业也可以促进实体经济发展，而且财政支出也具有乘数效应，因此文章将其作为控制变量，使用地方财政一般预算支出衡量。文章使用的数据为中国31个省（自治区、直辖市）1993—2019年的年度平衡面板数据。为剔除价格因素，文章对工业增加值、固定资产投资、财政支出等绝对量变量进行了价格平减，具体以1993年为基期使用CPI指数平减，为了保证数据的平滑性并消除异方差性，对上述三个变量进行对数处理。所有的原始数据均来自国家统计局网站、各省份统计局网站的统计公报以及中经网统计数据库。
2.统计检验
在估计PSTR模型之前，文章首先对五个变量进行面板数据平稳性检验。表1的检验结果显示，无论是LLC统计量还是IPS统计量，均表明五个变量在1%的显著性水平下平稳，可以进行建模。文章进一步对金融业发展与实体经济的关系进行了面板Granger因果关系检验，表2的检验结果显示，DH统计量的P值为0，在1%的显著性水平下拒绝了金融业发展不是实体经济的Granger原因的原假设，即二者之间存在强因果关系，具体的非线性关联机制需要进一步的实证研究。PSTR模型的估计和检验一般遵循如下过程：首先进行模型的非线性检验，从统计层面证明构建的模型具有非线性关系而非传统的线性关系。如果非线性关系成立，然后需要通过统计检验确定模型转换函数的个数，一般来说转换函数个数为1~2个。确定转换函数个数后，需要进一步确定位置参数的个数，位置参数一般为1~2个，一般设置原假设为位置参数为1个，备选假设为大于等于1个。以上检验完成后，便可以使用非线性最小二乘方法(NLS)对模型参数进行估计，得到各系数、位置参数和平滑参数的估计结果。遵循上述思路，文章首先对模型的非线性特征进行检验，具体进行了瓦尔德统计量、费希尔统计量和似然比三个检验，表3的结果显示，三个统计量的P值均为0，即在1%的水平下拒绝了模型没有非线性特征的原假设，表明文章构建的模型具有合理性。其次，文章通过统计检验确定转换函数的个数，具体根据赤池信息准则(AIC)和贝叶斯信息准则(BIC)两个准则判断最优的转换函数个数。从表4的结果可以看出，当转换函数k=1时，其赤池信息准则和贝叶斯信息准则统计量取值均小于k=2时的取值。因此，文章选取k=1，即模型只存在一个转换函数。确定一个转换函数后，文章最后确定转换函数中位置参数的个数。从拉格朗日乘数检验（LM）、拉格朗日乘数F检验（LMF）和似然比检验（LRT）统计量的结果来看（表5），P值均大于0.1，即都接受位置参数r=1的原假设，表明模型最优的位置参数个数是1。表5模型的位置参数个数检验结果
3.模型估计结果
根据统计检验结果，文章确定了一个转换函数和一个位置参数的模型形式，即金融业发展对实体经济的影响路径是倒“U”型。文章使用非线性最小二乘法对模型进行了估计，结果列于表6。根据模型特征，文章将估计结果分为线性部分和非线性部分。从线性部分来看，四个解释变量的回归系数至少在10%的显著性水平下显著，金融业占比、固定资产投资、对外开放度等变量均可以促进实体经济发展，而财政支出对实体经济的影响系数为负。从非线性部分来看，四个解释变量的回归系数也至少在10%的显著性水平下显著，对外开放度对实体经济的影响系数为负，金融业占比、固定资产投资和财政支出的影响系数为正。PSTR模型是由线性部分和非线性部分组成的系统，四个解释变量对实体经济的影响程度需要综合看待，其中还需要考虑转换函数的影响，但无论是线性部分还是非线性部分，金融业占比的影响系数均为正，表明金融业发展对实体经济具有正向促进作用。因此，文章重点分析位置参数确定的“门槛值”，由于两个系数均为正，那么文章“门槛值”的含义是当金融业占比低于“门槛值”时金融业发展对实体经济的促进作用不断增强，当金融业占比高于“门槛值”时金融业发展对实体经济的促进作用不断弱化。文章估计的平滑参数为9.3822，数值相对较小，表明PSTR模型在两个区制之间实现了平滑转换，建模效果较为理想。文章估计的位置参数为0.1501，即金融业发展促进实体经济发展的“门槛值”为15.01%，当金融业占比低于15.01%时对实体经济的促进作用不断增强，高于15.01%时对实体经济的促进作用不断减弱。从理论上来看，金融业发展促进实体经济主要是通过两个方面，一是通过资金融通实现社会资源均衡优化配置，促进企业生产经营和居民生活消费，二是通过风险管理降低不确定性造成的损失，平滑经济波动，这也是金融的两个基本功能。第一，金融发展可以对社会资源进行整合，在资金盈余者和短缺者之间进行调配，企业通过获取信贷资源和直接融资扩大资本进一步优化生产经营，实现了社会资源的效益最大化，家庭通过储蓄和信贷平滑生命周期消费，提升消费需求和福利水平，微观层面的企业行为和家庭行为综合作用，在供需层面良性互动便可以促进实体经济发展；第二，保险业务以及期货、期权等金融衍生品具有风险管理功能，可以降低实体经济企业的生产经营风险，在供给端稳定生产，也可以降低居民家庭的风险，稳定消费需求，因此可以从供需两端促进实体经济发展。但是，金融业发展持续促进实体经济的前提是金融业坚守本源业务，通过上述两个渠道服务实体经济，如果过度泡沫化或者偏离服务实体经济的本源，对实体经济的传导会失效，同时还容易出现金融风险，均可以导致对实体经济促进作用的弱化。当金融业过度发展，信贷货币扩张速度快于实体经济增长速度，或者资产价格大幅上升偏离经济基本面时便会出现泡沫，导致资金融通功能和风险管理功能弱化，同时泡沫本身就是潜在的金融风险源；第三，当金融业过度发展偏离服务实体经济的本源时，比如影子银行业务导致的资金在金融系统内空转套利，信贷资源不能服务实体经济而是用以层层嵌套购买金融资产，金融对实体经济的促进作用也会大打折扣，甚至会抑制实体经济的发展，这便是所谓的“脱实向虚”。上述两个方面往往是金融业发展到一定程度后的常见问题，因此便会存在金融促进实体经济的“门槛”效应，文章构建的PSTR模型基于中国的数据证明，这一“门槛值”为15.01%，即金融业增加值占GDP比重超过15.01%后会爆发各种问题使得金融对实体经济的促进作用弱化，形成“脱实向虚”问题。从中国经济金融发展的现实情况来看，金融化程度较发达国家仍然偏低，2019年全国金融业增加值占GDP的比重为7.8%，远低于15.01%的“门槛值”，可见现阶段中国金融业发展对实体经济的促进作用在不断增强，金融业仍然有较大的发展空间。从地区差异来看，不同省份的产业结构差异较大，金融业发展水平具有明显的不平衡性，现阶段北京和上海等一线城市的经济结构是以第三产业为主，金融业占比已经超过15.01%的“门槛值”，制造业占比相对较低，金融业发展对实体经济的促进作用在不断下降，甚至出现了局部的制造业空心化。上海是全国的经济金融中心，拥有大量的金融机构和金融市场组织，因此金融业占比较高。北京作为全国政治中心，主要金融机构的总部都设在北京，带动了北京金融业的发展。同时为了保护环境，北京、上海也在疏解部分污染型制造业，进一步使制造业占比下降。但是，全国大部分省份的金融业占比都低于“门槛值”，金融业发展仍然有很大的空间，对实体经济的促进作用仍处在上升阶段，尤其是直接融资的发展仍需加强。从全国统筹的视角来看，由于城市功能定位的不同，少数地区金融业占比较高并不会对实体经济造成太大负向影响，仍需大力发展金融市场，促进金融业持续发展。
四、结论和政策建议
文章运用中国31个省（区、市）1993—2019年的平衡面板数据，构建面板平滑门槛回归模型实证研究了金融业发展对实体经济的非线性影响机制，识别其“门槛值”。研究结果显示，中国金融业发展对实体经济具有促进作用，并且存在非线性的“门槛”效应，“门槛值”为15.01%，当金融业占GDP比重低于15.01%时，对实体经济的促进作用不断增强，高于15.01%时，对实体经济的促进作用不断减弱。根据研究结果提出如下政策建议：
第一，通过金融供给侧结构性改革促进金融业快速健康发展，更好地服务实体经济。从全国层面来看，仅有北京和上海两个地区金融业占比超过“门槛值”，有相当比例的省份占比低于10%，全国金融业占比仍然偏低。因此，金融业发展对实体经济的促进作用仍处于不断强化的阶段，应坚持金融供给侧结构性改革的方向，扩大有效的金融供给，促进银行、证券、保险等金融机构的快速健康发展，更好地发挥资金融通和风险管理功能，服务实体经济发展。
第二，发挥监管合力，以制度化、法制化的手段促进金融业坚守服务实体经济的本源，避免“脱实向虚”。当前，在个别地区或特定的领域已经出现了“脱实向虚”的问题，在金融结构性去杠杆之前各种通道业务快速发展，影子银行规模不断膨胀，资金在金融体系空转套利，挤占了促进实体经济发展的金融资源，同时还容易滋生金融风险。应强化监管，发挥“一行两会”的监管合力，通过立法和规章制度等手段完善激励约束机制，引导金融结构回归服务实体经济的本源，坚决避免资金空转和“脱实向虚”问题。
第三，加大资本市场基础性制度建设和开放力度，避免出现泡沫化抑制实体经济发展。在金融市场发展过程中容易出现资本市场泡沫，导致金融风险快速积累，泡沫破裂后会严重冲击实体经济。因此，在促进金融发展的同时，应高度重视泡沫化倾向，进一步加大基础性制度建设，提升资本市场运行的稳定性，加大对违法违规行为的惩处力度，加大开放力度，提升中国金融市场的包容性和竞争力，提升资本市场的广度和深度，促进金融市场平稳健康发展。
作者：袁悦 单位：中共中央党校 （国家行政学院） 研究生院