金融发展与社会福利关系研究
——基于规模和效率的门槛效应分析∗

梁 鹢

内容提要：文章基于1995～2014年我国24个省市的面板数据，分别探究了当全国范围和东、中、西部三大区域内的金融规模和金融效率发生变化时，金融业发展对于居民社会福利水平产生的影响。研究发现，规模和效率无论是直接影响还是通过促进金融发展的间接影响，都可以起到提升社会福利水平的作用，但是这种关系并非线性。经过门槛效应分析可以得出，在全国范围内，金融规模显著呈现倒U型特征，金融效率显著呈现J型特征；在东、中、西部三大区域内，这种特征会因为经济、地理、资源的差异而有些许改变，但是总趋势却是一致的。

一、引言

改革开放以来，我国金融业整体实力不断增强，发展水平持续提高：1978～2017年的40年间，我国广义货币(M2)余额由0.11万亿元激增至167.68万亿元；2007～2016年的10年间，我国金融业增加值占比由5.6%上升至8.3%；2017年，我国人民币存、贷款分别增加13.51万亿元和13.53万亿元，以人民币进行结算的跨境货物贸易额和服务贸易额分别为3.27万亿元和1.09万亿元，可以说金融业既成为拉动经济增长的重要力量，又扮演着服务实体经济、增进居民幸福感的关键角色。随着福利经济学的兴起和深入，不少学者开始着眼于金融系统与社会福利关系的探索，发现金融业的发展在一定程度上可以促进福利水平的提升，认为前者的进步可以增进后者，而前者的缺失则会抑制后者。但是值得注意的是，霍尔(Hall，2014)在研究了美国近130年的数据后发现其金融业增加值占比长期保持在4%～6%，这与我国不断攀升的金融业贡献率形成了鲜明对比。那么我国金融业发展是否存在着最优结构，它与社会福利水平之间是否存在非线性关系？这些问题亟待解决。

综上所述，探索我国金融业发展与社会福利的相互关系具有极为重要的理论和现实意义。因此，本文在研究二者相关性的同时，考虑了金融业规模和效率两种因素，基于1995～2014年我国省际面板数据、利用门槛效应分析法，测度了全国和东、中、西部三个区域内金融发展对社会福利水平的作用效果，并指出此类研究的政策意义。

二、文献回顾

金融对于国家和地区的发展具有举足轻重的关键作用，帕尼基拉齐斯(Panigyrakis，2002)也曾提出健康的金融体系有助于提升居民福利水平。整理文献可以发现，各国学者在这个领域的研究主要集中在以下两个方面：一是金融发展对狭义社会福利水平的影响。现代经济学通常认为幸福感的提升主要来源于当地经济的增长和收入差距的减少。对于前者而言，熊彼特(Schumpeter，1911)开创性地提出金融体系的构建是经济发展的基石，更是引导生产要素不断集中的手段。麦金农(Mckinnon，1973)和肖恩(Shaw，1973)以发展中国家为研究对象，通过建立金融深化理论模型进一步阐释了金融部门是如何与实体经济形成良性循环的。也有学者提出不同意见，圣梅罗(Santomero，2000)认为金融业的欠缺发展、过度发展或不均衡发展均会给经济带来不同程度的抑制和危害。对于后者，国外多以高收入者和低收入者作为收入差距的研究对象，而中国学者多以城乡居民进行界定。班纳杰(Bannerjee，1993)和艾金(Aghion，1997)的研究均表明，由于信息不对称和交易成本过高而产生的信贷约束会严重影响低收入者，因此金融业的发展有助于缩减收入差距。在国内，王小斌(2017)以空间杜宾模型为基础，提出在长周期中金融发展有助于改善城乡收入差距。基于此，刘赛红(2017)研究了2000～2015年我国31个省市的面板数据得到了相似的结论。然而孙永强(2012)从我国城乡二元结构出发，采用VECM模型进行实证分析后发现，整体金融发展水平的提高将扩大城乡居民的收入差距。二是金融发展对广义社会福利水平的影响。从上述文献中可以看出，金融发展的确会对狭义的社会福利水平产生显著影响，但是这种影响的作用效果和作用方向尚无定论。所以，国内外学者开始尝试针对定义更加广泛的“福利”概念进行研究和探索。2006年，联合国强调了金融业所带来的福利效应，并提出了“构建普惠金融体系”的构想。格巴(Gerba，2013)利用结构向量自回归模型探究了美国、德国等6个发达国家的城市中金融与福利的内在关系，发现二者具有一定的“互补性”。在我国，李猛(2008)、黄莹(2013)等人基于“金融宽度”提出了金融服务可达性概念，进而从测度方法和作用机制两方面完善了金融发展的福利效应分析。

从文献综述中不难看出，国内外学者在金融发展与社会福利关系的探索中已经积累了一定的成果，但是依然存在两点不足：一是在广义社会福利定义下对于二者关系的研究较为宽泛，结合我国实际金融发展状况的实证文章较少；二是对于二者相关性的刻画尚存不足，对于现阶段我国金融规模和金融效率能够带来的福利效应的描述也不够详尽。

三、理论模型

对于金融发展的研究本文尝试引入总生产函数进行分析和研究：

Y=M[K，N(D1，D2)L]

(1)

式(1)中，Y代表经济总产出，K代表资本投入总额，D代表金融业发展水平，L代表劳动力投入总量。其中，对于变量D的测度分为金融发展规模和金融发展效率，分别用D1和D2表示，且与D存在D=N(D1，D2)的关系。

又令y=Y/L，k=K/L，d=D/L，则得到式(2)：

y=m[k，n(d1，d2)]

(2)

同金融发展函数一样，为了能够在尽量少的假设前提下建立社会福利函数，本文从古典社会福利函数出发，发现W=U(s1)+U(s2)+…+U(sn)，其中，W代表居民社会福利水平，U代表收入的效用函数，si代表居民收入水平。假定可以将区域居民整体的福利水平以当地的均值表现，且中央政府的最终目标是实现居民社会福利最大化，那么可以得到式(3)：

(3)

式(3)中，F=F(s)代表收入分布的概率分布函数。对于效用函数U=U(s)，假定居民收入水平不变、相关基尼系数可得且最终目标是社会福利最大化，那么居民的边际效用就可以使得相关收入分布函数唯一确定，其表达形式借鉴赵志君的做法(2011)，可以令F′(s)=1-[U′(s)U′(sm)]，可得式(4)：

(4)

式(4)中，R(sm)=U(sm)-U′(sm)sm，R(sm)代表消费者剩余，U(sm)代表最低收入情况下给定的效用函数，s代表平均收入水平，sm代表最低收入水平，G代表基尼系数。本文所构建的函数从古典社会福利函数出发，形成了一个由最低收入者福利、平均收入水平和基尼系数组成的社会福利函数，更加适用于对金融发展和社会福利关系的研究。

综上所述，假设经济系统中政府的目标是实现无限时域上居民的社会福利最大化，那么其最终目标和约束条件可以简单表达如式(5)：

(5)

另外，假定厂商的决策原则是利润最大化和零利润，那么均衡水平时劳动的实际收入等于其边际产出，故收入表达为s=∂Y/∂L，结合金融业相对发展水平r=D/K，可发现∂s/∂r>0，∂W/∂r>0。可以看出在长时间周期中，整个社会福利水平的提升是依赖于金融业发展进步的，显然，其规模和效率也会在不同程度上增进该水平。但是，二者的相关性是线性还是非线性的呢？这依然需要计量模型和实证分析进行验证。

四、研究设计和实证分析

(一)模型设定

若不考虑其他因素的影响，忽略各部门间的差异，并用αi分别表示每个项目对当地社会福利水平的边际贡献率，则可用下式的基本计量模型考察城乡金融发展与社会福利水平的关系：

dW=α1dG+α2dsm+α3dY+α4dK+α5dL+αjdDj

(6)

不难发现W的水平量与其他指标的水平量具有稳定的关系，同时金融发展往往具有一定的滞后性，所以本文引入社会福利的滞后一期并设定如下基础计量模型：

Wit=α0+α1Git+α2sm，it+α3Yit+α4Kit+α5Lit+α6Wi(t-1)+α7Di(t-1)+αjDj，i(t-1)+μit

(7)

虽然长期以来金融业的进步对于社会福利水平的总体作用是积极的，但是金融业规模和效率对于总体发展程度与社会福利水平之间相关性的影响不能确定。本文采用汉森(Hansen，1999)提出的面板门槛回归模型，将规模和效率变量纳入分析框架，构建如下门槛面板模型：

Wit=β0+β1Git+β2sm，it+β3Yit+β4Kit+β5Lit+β6Wi(t-1)+β7Di(t-1)I(Dj，i(t-1)≤γ1)+β8Di(t-1)I(γ1

(8)

式(8)中，Di(t-1)表示金融发展总体水平，Dj，i(t-1)中j=1，2时分别表示金融发展规模和金融发展效率，γ表示不同门槛区间下的门槛值。

(二)数据来源与变量选取

在截面数据上，考虑到农村金融数据较难收集，所以本文选取了24个省份的城镇数据，其中剔除的省份(西藏、湖南)主要是因为其部分指标数据无法得到；在时间序列上，由于1995年《中国人民银行法》颁布，再结合大多统计数据均截至2014年的统计现状，所以本文选取1995～2014年的相关数据。

D表示金融发展水平，D1和D2分别表示金融发展规模和金融发展效率，仅根据某一种方式衡量规模和效率会存在偏差，故本文将采用两种指标的综合值进行表达(见表1所示)。

表1 金融发展水平变量

表1中，GDPi，r是地区r内的当年生产总值；ni，r是地区r内的金融机构数量；Yi，r、Yi分别是地区r的金融业总产值、全国金融业总产值；Xi，r、Xi分别是地区r的金融业从业人数、全国金融业当年总从业人数；sdi，r是地区r的储蓄总额；lbi，r是地区r的贷款余额。

另外，本文还控制了其他可能影响当地居民社会福利水平的变量：(1)用consun表示消费水平，利用最终消费支出占GDP的比重反映消费带给当地居民的福利水平；(2)用educ表示教育水平，考虑到国家教育经费的多少能够在一定程度上反映居民所能享受到的教育程度，故用该值表示；(3)用medic表示健康水平，卫生费用往往代表了当地对医疗重视的程度，故越高的费用支出表示越充分的保障；(4)用envir表示环境水平，考虑到研究对象包含农村等地煤炭的使用量依然是主要部分，故利用该值反映当地环境水平。

数据来自历年《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国教育经费统计年鉴》《中国卫生和计划生育统计年鉴》《中国能源统计年鉴》及各省历年《统计年鉴》。

(三)单位根检验与协整检验

为了防止面板数据由于不平稳而产生伪回归，本文对全国范围内的所有变量进行单位根检验，发现经过LLC、PP Fisher、ADF Fisher和IPS四种检验后，变量的二阶差分均能够在1%的显著性水平下拒绝“存在单位根”的原假设，即面板数据为平稳序列(检验结果见表2)。

表2 全国范围单位根检验

基于上述前提，本文分别采用Kao检验和Pedroni检验对数据进行协整分析，发现两种检验方式均在1%的显著性水平下拒绝“不存在协整关系”的原假设，也就是说这些变量间存在长期稳定的均衡关系，即方程回归残差是平稳的，在此基础上对上述方程进行回归结果将比较精确。

表3 面板协整检验

(四)门槛效应检验

在式(8)的基础上，按照不同的研究对象将模型分为Model 2和Model 3，分别表示在全国范围内金融规模和效率在金融发展对于社会福利水平影响中所起的作用。作如下假设：假设(a)：模型不存在门槛值；假设(b)：模型存在一个门槛值；假设(c)：模型存在两个门槛值。

表4 门槛效应检验

注：Bootstrap设定为2 500。

由表4可以看出在全国范围内，对于Model 2而言，在原假设为a时，p值等于0.0176，即在5%的显著性水平下可以拒绝原假设，即此时可以判定存在一个以上的门槛，但是在原假设为b时，p值为0.1128，并不能拒绝原假设，故停止门槛效应检验，仅存在单一门槛；同理，对于Model 3而言，在原假设为a时，p值等于0.0004，即在1%的显著性水平下可以拒绝原假设a，在原假设为b时，p值等于0.0959，即在10%的显著性水平下可以拒绝原假设b，但是在原假设为c时，p值等于0.7216，并不能拒绝原假设，故此时存在双重门槛， 在此基础上得到表5。

表5 门槛个数与置信区间

为了更加清晰地表述上述值与区间的构造过程，本文借助似然比函数图进行表示：

图1 Model 2单一门槛估计值和置信区间

图2 Model 3双重门槛估计值和置信区间

由Hausman检验可以发现(见表6)，p值均为0.0000，即在1%的显著性水平下可以拒绝原假设，故在进行回归时采用固定效应的面板门槛模型(最终结果如表7所示)。

表6 Hausman检验

表7 全国范围模型回归结果

表7中，Model 1表示线性模型，虽然由表4、5已经清楚金融规模和效率对于金融发展程度和社会福利水平之间的关系应当是非线性的，为了方便进行对比特设定此组模型。可以看出在此假设下，金融业总体发展水平在其规模和效率的影响下都能够显著促进社会福利水平。

Model 2表示金融规模对于金融发展程度和社会福利水平关系的影响。从Model 2(I)可以发现，规模具有一重门槛效应，即在45.7869之前金融规模的扩大会为金融发展对社会福利水平的促进作用提供积极的影响；而在该值之后则会产生“量性发展有余，质性发展不足”的情形，考虑到金融规模的过度发展不仅会导致资源的浪费和成本的提升，还会由于系统性风险的增加而带来一系列负效应；因此，从回归结果中可以看出全国范围内金融规模呈现的是一个由0.0341过渡至-0.0079的倒U型特征，即欠缺发展会令经济增长和其他产业革新缺乏动力，而过度发展则会导致行业体态臃肿、供需关系不匹配等一系列问题，使得金融业的发展反而对社会福利水平产生不利影响。为了确保结果的稳健性，本文将数据平滑滚动三年后得到Model 2(II)，在此基础上重复上述回归过程后发现无论是门槛值还是回归结果都相差不大，结果是可信的。

Model 3表示金融效率对于金融发展程度和社会福利水平关系的影响。从Model 3(I)可以看出,效率具有二重门槛效应，即在71.5978之前效率的提升会使金融发展对于社会福利的作用是负面的；71.5978～106.5975时，效率提升所产生的积极作用开始显现；而在这之后，其作用虽然开始减弱，但是依然与早期扩大金融规模所起的作用是相仿的。可以看出，其实金融效率的影响呈现的是一个J型曲线，这与诸多文献及相关直觉是一致的：在早期，金融业十分脆弱，抵抗风险的能力也很差，追求金融效率的过程中所滋生的更多新的、复杂的、传染性更强的金融风险必然会对整个行业产生冲击，进而影响居民的社会福利水平；而当体系不断得以构建、环境逐渐得以稳定之后，金融风险开始得到有效抑制，而效率提升以及金融创新则会在行业发展和社会福利二者的关系间起到显著的促进作用。这种作用也存在着边际递减的特征，但却是最能为社会福利水平带来正效应的关键因素之一。同样，此处本文也将数据平滑滚动三年后得到Model 3(II)，发现无论是门槛值还是回归结果都相差不大，即结果是可信的。

五、基于区域层面的分析

考虑到我国地域辽阔，各省市的地理位置不同、经济发展水平各异，本文从东、中、西部三个区域再进行回归和分析。经过一系列检验步骤后，分别得到表8、9的东、中、西部门槛值与置信区间，其中Model 4、7，Model 5、8，Model 6、9分别反映了东、中、西部地区的金融规模和效率对金融发展程度和社会福利水平二者间关系所产生的影响。

表8 东、中、西部的金融规模门槛检验

表9 东、中、西部的金融效率门槛检验

由表8、9可以发现在区域层面上，不同区域的门槛数量和置信区间不仅与全国范围内的该值存在一定的差异，而且组间也不尽相同。为了探讨这样的非线性关系是否会对回归系数和符号产生影响，本文对相应模型进行回归，得到表10(见表10)。

由此可以发现：(1)对于东部地区而言，显然金融规模和效率都可以在不同程度上促进金融发展水平的影响效果。前者存在单一门槛，在跨越门槛后促进效果由0.0207衰减至0.0103，虽然并没有像测度全国范围时达到抑制的程度，但是总体趋势是走低的，依然体现了边际规模递减的特性。而后者存在双重门槛，在尚未跨越第一门槛前其影响效果并不显著，也就是说即使在经济发展较快的东部地区，初期的金融体系与环境依然比较脆弱，效率的提升尚不能为其带来明显的推动作用。随着跨越第一重门槛71.5940，其影响力开始显现，即便之后有从0.0267下降到0.0163的过程，但是其效果的持续性和重要性是毋庸置疑的。(2)对于中部地区而言，其门槛效应检验结果与全国范围的检验结果最为接近，本文认为这是由于中部地区的金融业发展较为稳定，少有东、西部地区相关数据波动较大的情况出现，因此金融规模呈现由0.0391衰减至0.0209进而产生-0.0008的抑制作用的影响趋势。值得注意的是，金融效率在中部地区并不存在门槛值，可以将其视为是一个能够显著影响金融发展程度并且对居民社会福利水平推动能力极强的动力。(3)对于西部地区而言，可以发现金融规模是无门槛的，其作用为正效应，这是因为西部地区普遍金融发展水平落后，无论是覆盖广度还是深化程度都不足以匹配当地的经济发展水平和人民生活水平；而金融效率存在单一门槛，其作用由负转正，这是因为考虑到提升金融效率、鼓励机制创新的同时会带来一定程度上的对金融体系稳定性的冲击以及资源、资金的投入，所以金融效率提升的积极作用是逐步、缓慢显现的，并不是一蹴而就的。另外，当二者的作用都是积极的时候，前者能够带来0.2511的促进作用，而后者只能提供0.0121，很明显这与西部地区的金融业发展现状是密切相关的。从统计数据来看，中部和西部地区的组间数据相差不大，但是西部地区组内的金融业发展状况差异极大，虽然在国家政策扶持下偏远落后地区正在大力发展金融业，但是欠缺且不成体系依然是这些地区的现实状况。因此，从表8中可以看出，对于这些地区而言，在做好其他工作的前提下，量的提升反而优先于质的提升，这是反直觉的判断，但也是符合当地发展需要和现况的推断。

表10 东、中、西部模型回归结果

六、结论与政策建议

本文利用1995～2014年中国24个省市的面板数据构建面板门槛模型，对我国金融规模和效率对于金融发展程度和社会福利水平关系进行了比较和分析，研究结果表明：从全国范围来看，金融规模存在单一门槛，呈现倒U型特征；金融效率则具有双重门槛，呈现J型特征。从区域范围来看，东部地区需要格外注重金融效率的提升，中部地区发展趋势与全国范围相仿，而西部地区则在提高效率的同时理应加快扩大金融规模的步伐。另外，本文做出了稳健性检验，结果再次支持了以上结论。基于研究结论相应的政策建议如下：

第一，适度扩大规模，匹配本地区其他产业发展状况。从上述研究中可以发现，金融发展对于社会福利水平的促进作用是有限的，当超过这个阈值后就会表现为无显著影响甚至起到抑制作用。因此，应当着眼于本地经济、社会及产业的具体发展状况，因地制宜地调整金融规模，使之与前者相联系和适应。2017年的全国金融工作会议以来，各级领导干部及有关专家学者都在不断强调“服务实体经济是金融的本分”这一理念，而对于全国和各省市金融规模应当如何把控和调配，是亟待解决的问题。在我国经济结构深度调整的新形势下，金融发展规模与实体经济增速之间存在着动态平衡，也与社会福利水平之间保持着密切联系，所以如果想保持金融规模的良性发展就务必坚持“从实体中来，到实体中去”，在提高对实体经济服务能力的同时实现金融规模的合理扩张，切忌粗放式、指标式、任务式发展。

第二，进一步提升金融效率，处理好政府和市场内在关系。如果说金融规模的扩大是量的增长，那么金融效率的提升则是质的改变。众所周知，金融效率是金融活动中直接或间接作用于经济时所显示的有效功能，一方面反映了金融业自身的生产效率，另一方面体现了所能产生的经济效益水平；也就是说，效率的提升会通过资金转化、配置分置等方式更加合理地引导资金流向并改善金融投资结构，最终提升居民的社会福利水平。因此，相关部门及各金融机构应该更加重视如何进一步提高金融效率这一问题。目前来看，存在着以下三点内容需要改进与完善：一是深化改革。在以推动大型商业银行股份制改革为核心、大力推进政策性金融机构和各类金融机构改革的同时，持续关注利率和汇率的市场化改革，从而提升人民币汇率的形成机制市场化程度。二是对外开放。无论是小微企业的融资难问题，还是多个产业所面临的转型升级问题，都需要通过强化金融开放程度来解决。三是体系构建。多层次的金融市场体系有助于促进金融效率，缓释金融风险，保障金融稳定，而金融市场体系的基础即是货币、股票、债券、保险等金融产品，因此，打造协调、合理、有效的金融产品市场对于金融效率的提升显得尤为重要。

第三，加强金融监管，把控发展方向，避免短视行为。2018年7月2日，新一届国务院金融稳定发展委员会成立并召开会议，着重强调了坚决守住不发生系统性金融风险的底线。值得注意的是，在促进金融效率和创新的过程中，金融风险在以往是不被重视的一环，但却对整个金融业产生了极大的影响与打击。因此，在考虑金融发展与社会福利水平的关系时，除了要考虑规模和效率，还要重视以下三点：一是政策稳定性。在提高对结构性去杠杆过程中正常的、非系统性的风险暴露要提高容忍度，保持政策定力。二是强化监管。从全局出发，不断建立健全相关法律支持体系，并在此基础上探索可行、有效的风险监管机制，可以极大地降低其在金融发展各阶段对社会福利水平的抑制作用。三是精准处置。在金融市场中，对不同领域、不同市场的风险采取不同的解决办法，寻求差异化的处理方案，对症下药，精准施策。