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1緒論

在1980年代，歐洲公共支出保持在較高水平，監管體系負擔沉重，并且在經濟方面，尤其是勞動力市場，完全因歐洲缺乏靈活性而供過于求。在2008年金融危機之前，由于歐洲貨幣當局制定了與利率相關的適當政策以保持私人需求的活躍，整體經濟增長穩定增長。即使始終將歐元區視為一個整體，歐元區國家仍存在分歧。從進出口占GDP的比重來看，1980年德國、意大利、法國的比重（約20%）較小。然而，荷蘭、比利時和盧森堡在進出口交易中仍占較大比例。進出口占GDP的比重從1981年的50%上升至2015年的70%。分析中選擇的國家是歐盟的創始國。因此，探討德國、法國、意大利、荷蘭、比利時、盧森堡等具有代表性的國家金融經濟問題的聯系具有重要意義。本文的目的是從1981年至2015年期間歐盟六個創始成員國的數據集中，通過門檻效應回歸研究金融-增長的聯系。對于穩健性問題，可以通過OLS回歸模型和兩階段最小二乘法（2SLS）檢驗因變量和自變量分別引起的內生性和外生性。總而言之，主要目的是通過門檻效應模型分析六個歐盟創始國的金融發展與經濟增長之間的關系。第二部分闡述了相關文獻和觀點；第三部分介紹了所選數據和方法；第四部分陳述實證結果；第五部分為結論，第六部分為參考文獻。

2文獻綜述

2.1國外研究綜述

20世紀初，由于科學技術不發達，大多數學者從理論上探討了金融對經濟增長的作用。探索這一問題的理論先驅熊彼特（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要素從效率較低的部門分配到效率較高的部門來增加產出，從而促進經濟增長。金融發展導致經濟增長的觀點是所謂的“供給主導”假說。而Lewis（1956）[2]發現，在經濟增長過程中，金融市場在促進實體經濟活動之前先發展起來。劉易斯得出的結論是“需求跟隨”假說，即經濟增長導致金融發展。此外，帕特里克(Patrick1966)[3]在理論層面闡述了經濟增長和金融發展在不同時間的不同關系，供給導向的金融發展在經濟增長的初期處于主導地位。一旦經濟發展進入成熟階段，順應需求的金融發展將成為主流。

2.2國內研究綜述

國內對于金融發展與經濟增長問題的研究結論主要證明了“供給主導”假說。其中，謝平（1992）[5]通過考察商業銀行與經濟增長得出了以信貸為金融增長指標與經濟增長之間具有正相關關系的結論。此外韓延春（2002）[6]也證明了金融部門的效率是經濟增長的條件。

3研究設計

3.1變量說明

表1和表2展示了所有變量的統計描述、數據來源和匯總。為保證穩健性，所有國家的所有數據均為自然對數。

3.2計量模型設定

為了檢驗歐盟創立國金融發展與經濟增長之間的關系，設定如下計量模型：（1）其中，controli,t表示一系列控制變量，包括imp、exp和infl，εi,t表示隨機誤差項，下標i和t分別表示國家與時間。為了考察金融發展與經濟增長是否存在非線性特征，使用門檻模型進行分析（Hansen,1999）[4]，模型設定如下：（2）其中，φ為待估門檻值，為門檻變量，I（·）為指示函數，具體包括進口和出口占GDP的比重，其他變量與前文說明一致。

4實證分析

4.1基準模型估計結果

為了盡量保證實證結果的穩健性，通過分步添加控制變量來觀察估計系數的變化，結果如表3所示。金融發展每增加1%，經濟增長增加0.81%，并在1%的水平上顯著，說明金融發展顯著促進了各國經濟增長。

4.2邊際效應分析

前文已經證實了金融發展能夠對歐盟創立國經濟增長產生顯著的促進作用，接下來，使用門檻模型分析金融發展對歐盟創立國經濟增長的非線性影響，通過Bootstrap方法重復300次來檢驗是否存在門檻效應及搜索門檻值。結果發現，選擇單一門檻回歸進行實證分析。結果如下：當進口作為門檻變量時，金融發展單一門檻的F統計量為41.72，并且通過了10%水平下顯著性檢驗，但是雙重門檻未通過10%水平的顯著性檢驗，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，即此時似然比的函數值最小，單一門檻值位于95%置信區間[4.5001,4.5511]內。結合圖2，當出口作為門檻變量時，金融發展單一門檻的F統計量為48.34，并且通過了1%水平下顯著性檢驗，對應的門檻值為4.6771，雙重門檻F統計量為23.17，未通過顯著性檢驗，同理，單一門檻值位于95%置信區間[4.6070,4.7523]內，顯然此門檻值也是真實有效的。這表明金融發展對歐盟創立國經濟增長增長的影響發生了一次突變。同時，也表明歐盟創立國各各國金融發展對經濟增長增長的影響將會由于進出口的不同而具有差異性。從表6可知，當imp≤4.5398時，金融發展的系數為0.2774，通過了1%水平的顯著性檢驗，即金融發展每增加1%，將對經濟增長的貢獻提高27.74%，這表明在低于imp門限值時，歐盟創立國的金融發展對經濟增長產生了溢出效應；然而當imp>4.5398時，金融發展的系數為0.1686，并且沒有通過顯著性檢驗，由此可知，當imp跨過一定的門檻值后，金融發展對經濟增長產生作用減小，這也驗證了邊際報酬遞減規律的猜想。當exp≤4.6771，金融發展的系數為0.2610，通過了1%顯著性檢驗，這表明在低于exp門限值時，歐盟創立國的金融發展對經濟增長產生了溢出效應；當exp>4.6771時，金融發展的系數為0.2834，通過了1%顯著性檢驗，這表明當出口跨過第一道門檻值時，金融發展對經濟增長就開始產生正向作用了。

4.3穩健性檢驗

為驗證先前得到結論的穩健性，將所有解釋變量滯后一期代入固定效應模型，利用含有滯后項的OLS回歸緩解模型中內生性問題。表7中發現金融發展加深對經濟增長的估計系數均在1%水平上顯著為正，且估計系數幾乎接近，表明金融發展顯著促進經濟增長的增長。工具變量法（IV）可以有效克服模型中的內生性問題，通常先設計一個與金融發展顯著相關與經濟增長無直接或間接關系的工具變量，這里采用滯后一期的金融發展作為工具變量，確保了金融發展與工具變量之間的相關性，經濟增長與工具變量的外生性，之后使用二階段最小二乘（2SLS）進行估計，發現金融發展依然對經濟增長有顯著正向促進作用，并在1%水平上顯著，結論具備穩健性。

5結論

總體而言，這篇論文通過門檻效應的邊際效應研究金融發展與經濟增長之間的關系，得出了金融發展導致了經濟增長，此外，在門檻效應中，通過分別測試不同的門檻變量（進口和出口），也檢驗了邊際效應遞減規律。最后，在政策方面由于歐洲國家的經濟自由度相對較高，因此政策和監管體系的完善對于促進金融和經濟是必要的，并確保現行政策與市場發展相關是可行的。

作者：鄭昭群 單位：山東科技大學