曹廷求 王文韜

摘? ?要：使用系統(tǒng)廣義矩估計方法，選取我國省級面板數(shù)據(jù)，通過實證檢驗刻畫金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的緩釋效應(yīng)及其實現(xiàn)機(jī)制。實證結(jié)果表明：在經(jīng)濟(jì)政策不確定性條件下，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用形成了獨(dú)特的緩釋效應(yīng)，選擇替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后依然顯著存在。渠道檢驗顯示：緩釋效應(yīng)主要通過金融摩擦渠道和投資渠道進(jìn)行傳導(dǎo)。進(jìn)一步檢驗發(fā)現(xiàn)：不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的地區(qū)的緩釋效應(yīng)存在差異，在中西部和東北地區(qū)的作用效果相對更大，第三產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)影響更強(qiáng)。為此，應(yīng)重視我國各地區(qū)金融發(fā)展的積極作用，大力推進(jìn)金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，在新時代發(fā)揮好金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的緩釋功能。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展;經(jīng)濟(jì)增長;緩釋效應(yīng);不確定性

中圖分類號：F832.0? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2020）05-0094-14

近年來，“不確定性”一詞被頻繁提及。中國人民銀行發(fā)布的《中國金融穩(wěn)定報告（2019）》指出，全球經(jīng)濟(jì)政治格局正處于深度調(diào)整階段，多種不確定性交織出現(xiàn)，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的內(nèi)外部挑戰(zhàn)明顯增多。長期以來，我國重要金融機(jī)構(gòu)運(yùn)行穩(wěn)健，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長作出了較大貢獻(xiàn)。黨的十九屆四中全會提出，應(yīng)加強(qiáng)資本市場基礎(chǔ)制度建設(shè)，健全具有高度適應(yīng)性、競爭力、普惠性的現(xiàn)代金融體系。在宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度增加的背景下[1]，需要我們對金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制進(jìn)行重新審視。

金融體系中的技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)品創(chuàng)新可以提高金融市場效率，為經(jīng)濟(jì)實體提供多元化投資方式，搭建多渠道融資平臺。金融發(fā)展能夠有效防范經(jīng)濟(jì)政策的不確定性風(fēng)險，對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

作為經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域的核心問題，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究始終吸引著一代又一代學(xué)者?？v觀國內(nèi)外已有金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的研究，主要聚焦于“一個核心、三個問題”?！耙粋€核心”指的是金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間到底存在什么樣的關(guān)系[2]，“三個問題”是指：金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系，金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的前提條件，金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制[3]。

一些研究者還從宏觀視角出發(fā)探究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。彭俞超等認(rèn)為，我國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在結(jié)構(gòu)效應(yīng)，在不同歷史階段、地理區(qū)間、融資條件以及傳導(dǎo)渠道下，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在顯著差異[4]。出于市場不完全以及金融發(fā)展具有結(jié)構(gòu)效應(yīng)的考慮，我們應(yīng)當(dāng)基于金融影響經(jīng)濟(jì)的宏觀背景和影響機(jī)制來分析二者之間的關(guān)系。

眾多學(xué)者就金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長孰因孰果、金融發(fā)展是促進(jìn)還是抑制了經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長是線性還是非線性等問題進(jìn)行了深入研究[5-7]。其中，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用得到越來越多的證明。邵宜航等使用我國省際面板數(shù)據(jù)，實證分析了不同金融發(fā)展模式通過技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用[8]。然而，近年來陸續(xù)有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系，并由此提出了防范金融過度發(fā)展的相關(guān)建議[9]。

隨著世界各國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展和深度合作，一個國家會根據(jù)自身發(fā)展定位和外部環(huán)境變化不斷調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策目標(biāo)。經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整的目標(biāo)是確保經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)更好發(fā)展。Gulen等學(xué)者指出，由于經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整內(nèi)容及其方向可能與公眾預(yù)期相悖，這一矛盾將為經(jīng)濟(jì)主體注入不確定性因素而產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)政策不確定性問題[10]。張兵兵等研究指出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增加通常伴隨著經(jīng)濟(jì)波動而發(fā)生，往往不利于市場經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，甚至?xí)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)向影響[11]，但他們沒有進(jìn)一步研究在經(jīng)濟(jì)政策變化所帶來的不確定性增加引起經(jīng)濟(jì)市場波動時金融發(fā)展可能發(fā)揮的作用。另外，Caldara等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，金融市場不完善與不確定性對經(jīng)濟(jì)增長造成負(fù)面影響之間存在密切聯(lián)系，而金融發(fā)展可以緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性條件對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響[12]。目前，國內(nèi)外鮮有基于中國數(shù)據(jù)對這一問題進(jìn)行實證分析的文章。

總體來看，既有文獻(xiàn)主要關(guān)注金融發(fā)展通過市場體制內(nèi)部因素對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，一方面金融發(fā)展可通過資本積累、提高生產(chǎn)力水平等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[3];另一方面金融過度發(fā)展會影響資金配置和人力資源分流，最終對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。雖然國內(nèi)學(xué)者在研究金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響上已經(jīng)碩果累累，但是他們相對忽略了以我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性為宏觀背景去考察金融發(fā)展對協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)社會健康運(yùn)行的重要作用，本文將在這一方面彌補(bǔ)相關(guān)文獻(xiàn)研究的不足。

二、理論邏輯與研究假設(shè)的提出

圖1展示了在不同經(jīng)濟(jì)政策不確定性水平下我國各省份金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長變量的散點(diǎn)分布及其擬合線。其中，橫坐標(biāo)表示使用金融行業(yè)增長率衡量的各省份金融發(fā)展水平，縱坐標(biāo)表示使用實際GDP增長率衡量的各省份經(jīng)濟(jì)增長水平，左右兩圖分別為經(jīng)濟(jì)政策不確定性較低和較高時的分布情況。

由圖1可以發(fā)現(xiàn)：第一，兩組實際GDP增長率的波動幅度相近，但金融發(fā)展水平的變化程度不同，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時，金融發(fā)展水平每提高一單位，實際經(jīng)濟(jì)增長率增加幅度相對更大。由此可以初步推斷，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時金融發(fā)展可能發(fā)揮著某種功能，使其具有更強(qiáng)的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的積極作用。第二，從散點(diǎn)圖分布來看，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出非線性趨勢，為保證檢驗結(jié)果的準(zhǔn)確性，在實證檢驗部分，我們將金融發(fā)展的二次項加入回歸模型。

本文由一個地區(qū)面對的宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性出發(fā)，探究在外部影響下金融發(fā)展對該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)及其內(nèi)部實現(xiàn)機(jī)制，并將這一影響效應(yīng)命名為“緩釋效應(yīng)”?；谇笆鲇懻摚岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：金融發(fā)展可以緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性的負(fù)向影響，從而發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的功能，即金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有緩釋效應(yīng)。

已有文獻(xiàn)較為一致地指出經(jīng)濟(jì)政策不確定性會通過投資、預(yù)防動機(jī)、金融摩擦三條渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響，而金融發(fā)展又與投資、預(yù)防動機(jī)和金融摩擦等密切相關(guān)，因此以上三條渠道能夠?qū)⒔鹑诎l(fā)展、經(jīng)濟(jì)政策不確定性與經(jīng)濟(jì)增長三者連接起來，構(gòu)成經(jīng)濟(jì)政策不確定性背景下金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生緩釋效應(yīng)可能存在的三個傳導(dǎo)渠道（見圖2）。

首先，Bernanke和Bloom等學(xué)者指出，金融發(fā)展通過投資對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向影響[13-14]，本文基于此探討緩解效應(yīng)沿投資渠道的傳導(dǎo)機(jī)制。根據(jù)投資不可逆理論，當(dāng)期投資者面對外部不確定性風(fēng)險增加時往往選擇延期或直接取消投資。路曉蒙、趙爽、羅榮華研究發(fā)現(xiàn)，一個地區(qū)的金融發(fā)展能夠通過降低市場摩擦，同時提升微觀主體的金融素養(yǎng)、風(fēng)險偏好和財富水平，最終促進(jìn)個體進(jìn)行理性投資，與此同時金融市場為投資者提供了更加多樣化的投資組合[15]。因此，我們有理由推測，在金融發(fā)展水平更高的市場中，投資方式更加多樣，投資主體更為活躍，不確定性風(fēng)險對投資造成的負(fù)向影響可能相應(yīng)減小。

其次，金融發(fā)展影響人們的預(yù)防動機(jī)，進(jìn)而沿這一渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生緩釋效應(yīng)。Born和Basu的研究認(rèn)為，在外部不確定性增加時，出于對未來突發(fā)事件的預(yù)防性目的，人們傾向于減少消費(fèi)并增加儲蓄，而考慮到價格黏性等問題，儲蓄無法及時轉(zhuǎn)化為投資，這一部分減少的投資將引起產(chǎn)出下降，進(jìn)而使得經(jīng)濟(jì)增長速度下降[16-17]。惠煒、姜偉認(rèn)為，完善的金融體系和愈發(fā)豐富的金融資產(chǎn)會通過促進(jìn)家庭部門的跨期消費(fèi)而實現(xiàn)消費(fèi)平滑[18]，在更為健全的金融市場中由于存在更多的“籃子”放入“雞蛋”，人們的風(fēng)險偏好程度增加，在此情況下公眾對不確定性敏感度降低，金融發(fā)展能夠通過抑制消費(fèi)減少進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長速度下降起到緩解作用。

最后，金融發(fā)展將改善金融環(huán)境，減少金融摩擦，從而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生緩釋效應(yīng)。王博、李力、郝大鵬研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)市場中，違約風(fēng)險和道德風(fēng)險的存在會增加企業(yè)借貸成本，這一金融摩擦在經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時更為顯著[19]?？梢酝茢?，當(dāng)更健全的金融體系擁有更少的金融摩擦和更低的借貸成本時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性產(chǎn)生的負(fù)面沖擊將得到緩解，經(jīng)濟(jì)增長動力將得以釋放。

綜上所述，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性的情況下，金融發(fā)展會通過減緩不確定性的負(fù)面風(fēng)險，釋放促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的活力。基于此，本文考察了在經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長中所扮演的角色，即金融發(fā)展的緩釋效應(yīng)。結(jié)合已有文獻(xiàn)，金融發(fā)展水平的提高可能通過投資渠道、預(yù)防動機(jī)渠道和金融摩擦渠道發(fā)揮對經(jīng)濟(jì)增長的緩釋效應(yīng)，以上三條渠道可能構(gòu)成緩釋效應(yīng)的實現(xiàn)機(jī)制。由此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：緩釋效應(yīng)可以沿投資渠道、預(yù)防動機(jī)渠道和金融摩擦渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用。

此外，由于區(qū)域異質(zhì)性會影響金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用效果[4]，緩釋效應(yīng)的作用大小受區(qū)域異質(zhì)性的影響或?qū)⒂兴町?。我們從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩個視角切入，提出如下兩個假設(shè)：

假設(shè)3a：在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的地區(qū)，緩釋效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在差異。

假設(shè)3b：對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布不同的地區(qū)，緩釋效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在差異。

接下來，本文通過實證檢驗對上述問題進(jìn)行分析，基于經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角，探究我國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的樣本期間為2003—2018年，通過WIND數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《中國區(qū)域金融運(yùn)行報告》和《中國金融統(tǒng)計年鑒》等對我國31個省份①的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行收集整理，使用線性插值法對缺失值進(jìn)行處理，總樣本個數(shù)為496。

（二）模型設(shè)計

學(xué)者們的研究表明，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系[6]，而經(jīng)濟(jì)增長變量具有對其前期偏向走勢的繼承性，因此將被解釋變量實際經(jīng)濟(jì)增長率滯后一期作為解釋變量加入模型，同時加入金融發(fā)展變量的二次項，設(shè)計如下非線性回歸模型：

式（1）中，yit和yi，t-1分別表示經(jīng)濟(jì)增長及其滯后一期值。CNEPUt-1表示經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，由于政策的發(fā)布與落實之間存在滯后性，本文選擇不確定性指數(shù)的滯后一期，并且加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)與金融發(fā)展指標(biāo)的交互項（GF×CNEPU）以檢驗緩釋效應(yīng)。GFit表示用金融行業(yè)增長率衡量的金融發(fā)展水平，考慮到金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在的非線性關(guān)系，使用GF×gf_gI表示金融發(fā)展變量的二次項。Xi，m，t-1是控制變量集合，μi代表省份個體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項。

考慮到模型中包含被解釋變量的滯后項，本文采用系統(tǒng)廣義矩估計（系統(tǒng)GMM）方法進(jìn)行實證檢驗。相較于差分GMM和水平GMM，系統(tǒng)GMM可以提高估計效率，并且估計出不隨時間變化的變量系數(shù)。本文假設(shè){Δyi，t-1，Δyi，t-2，…}與個體效應(yīng)μi不相關(guān)，同時為了有效解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題，使用變量滯后階作為差分方程的工具變量，使用差分變量的滯后階作為水平方程的工具變量進(jìn)行實證檢驗。

（三）變量說明與描述性統(tǒng)計

本文變量選取的解釋說明及數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計如表1所示。

被解釋變量：包括經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)和渠道檢驗變量。本文選擇實際GDP增長率（gRGdp）、人均實際GDP增長率（gRGdp_per）表示i省份第t年的經(jīng)濟(jì)增長水平，以上一年為基期，分別通過實際GDP指數(shù)、人均GDP增長指數(shù)等計算得到;選擇某省份投資額增長率（Inv）、某省份消費(fèi)總額增長率（Consum）、某省份銀行票據(jù)承兌貼現(xiàn)利率（Interest_Rate）分別作為投資、預(yù)防動機(jī)和金融摩擦三條渠道的代理變量①。

解釋變量：包括金融發(fā)展水平指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。本文使用金融行業(yè)增長率（GF，金融行業(yè)新增值的增長率）表示i省份第t年的金融發(fā)展水平。同時，張金清、陳卉研究指出，金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的理論主要包括金融機(jī)構(gòu)論和金融功能論[6]，因此為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇金融機(jī)構(gòu)本外幣各項貸款增長率（gDebt）作為金融發(fā)展指標(biāo)的替代變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

在計算金融發(fā)展二次項時，使用金融業(yè)行業(yè)增長率減去第二產(chǎn)業(yè)增加值增長率②（gf_gI）乘以金融行業(yè)增長率作為金融發(fā)展二次項的衡量指標(biāo)，按照我國三大產(chǎn)業(yè)的分類細(xì)則，第二產(chǎn)業(yè)以工業(yè)企業(yè)為主，第二產(chǎn)業(yè)增加值增長率可以較好地衡量實體部門的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。

此外，本文選擇由陸尚勤和黃昀編制的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的月度數(shù)據(jù)③表示我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)?？紤]到數(shù)值特征，取其平均值并除以100得到經(jīng)濟(jì)政策不確定性年度指數(shù)（CNEPU）[20]。

控制變量：包括規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤增長率（gPro）、常住人口城鎮(zhèn)化率（town）、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)（ppi）和消費(fèi)價格指數(shù)（cpi）。所有的控制變量均取滯后一期值，以避免控制變量的內(nèi)生性問題對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。

由表1可見，2003—2018年各省份的實際GDP增長率和人均實際GDP增長率的均值分別為10.944%和10.026%;用貸款增長率和金融行業(yè)增長率衡量的金融發(fā)展速度均值分別為16.165%和22.069%。變量gf_gI與金融行業(yè)增長率相乘、gd_gI與貸款增長率相乘構(gòu)成金融發(fā)展變量的二次項，其中g(shù)f_gI和gd_gI的均值分別是0.102和0.033，金融指標(biāo)增長率超過實體經(jīng)濟(jì)增長率的幅度較小，表明金融發(fā)展較為順應(yīng)實體經(jīng)濟(jì)增長的節(jié)奏。中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)在樣本期間的均值為1.205，從統(tǒng)計上看不確定性指數(shù)逐年升高，這可以在一定程度上反映出我國的經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整較為頻繁。

規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤增長率、常住人口城鎮(zhèn)化率、消費(fèi)價格指數(shù)和工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)的均值分別為22.809%、50.068%、102.487、102.474。將這些控制變量放入模型進(jìn)行回歸，在減少遺漏變量、完善模型的同時還可以觀察除核心解釋變量以外影響地區(qū)實際經(jīng)濟(jì)增長率的因素。本文通過方差膨脹因子檢驗發(fā)現(xiàn)VIF的均值為1.31，可以認(rèn)為本文所選變量由于多重共線性問題導(dǎo)致回歸估計無效的可能較低。

四、實證分析與檢驗

（一）基準(zhǔn)回歸

本文首先考察不考慮緩釋效應(yīng)時金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的回歸結(jié)果，結(jié)果如表2（下頁）列（1）和列（2）所示。在不考慮緩釋效應(yīng)影響的情況下，金融發(fā)展二次項系數(shù)顯著為負(fù)，意味著金融過度發(fā)展會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)向影響，但整體而言金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。以實際GDP增長率為例，金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)為0.0147-0.004×gf_gI，這意味著當(dāng)gf_gI小于3.675時，金融發(fā)展將促進(jìn)實際經(jīng)濟(jì)增長。根據(jù)表1數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計可知，gf_gI的均值為0.102，最大值為2.698，表明現(xiàn)階段我國金融發(fā)展對實際經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著正向作用。

這一結(jié)果與黃憲、黃彤彤[21]的研究結(jié)論有所差異，這與本文回歸模型中包含我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性變量（CNEPU）有關(guān)。從回歸結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響實際GDP增長率和人均實際GDP增長率的邊際效應(yīng)分別為-1.062和-0.996。我們發(fā)現(xiàn)，在假設(shè)其他條件不變且處于均值水平時，若經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)和金融發(fā)展同時增加1個單位，將引起實際GDP增長率和人均實際GDP增長率分別減少1.048%和0.984%。

上述結(jié)果意味著，金融發(fā)展起到了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用，外部經(jīng)濟(jì)政策的不確定性是造成實際經(jīng)濟(jì)增長率下降的重要因素。已有研究表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會通過資金成本、資本邊際收益率等渠道抑制企業(yè)投資行為[22]，給我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成不利影響。眾所周知，資金成本和資本邊際收益率等是金融市場發(fā)展進(jìn)化的產(chǎn)物，與經(jīng)濟(jì)體的金融發(fā)展水平密切相關(guān)。因此，我們有必要加入金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)政策不確定性交互項進(jìn)行回歸分析，以此判斷金融發(fā)展是否能夠緩釋經(jīng)濟(jì)政策不確定性對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面沖擊。

表2列（3）和列（4）匯報了加入金融發(fā)展變量與經(jīng)濟(jì)政策不確定性交互項后金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長緩釋效應(yīng)的實證結(jié)果?？梢钥吹剑换ロ椀幕貧w系數(shù)顯著為正，表明金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)政策不確定性條件下對經(jīng)濟(jì)增長存在緩釋效應(yīng)，故假設(shè)1得到驗證。以實際GDP增長率為例，金融發(fā)展的緩釋效應(yīng)等于0.0278×CNEPUt-1;當(dāng)其他條件不變且處于均值水平時，金融行業(yè)增長率每提高10%，將引起實際GDP增長率增加0.07%?？紤]到實際GDP增長率均值為10.944%，這一影響效應(yīng)不可忽視。由于經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)為-1.130+0.0278×GFit，當(dāng)金融行業(yè)增長率從0增加為10%時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向沖擊由-1.130變?yōu)?0.852，下降了24.6%。

基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，金融發(fā)展水平的提高會減少不確定性風(fēng)險給我國經(jīng)濟(jì)增長造成的負(fù)面影響。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加時，金融部門的高效運(yùn)營在為經(jīng)濟(jì)增長提供穩(wěn)定資金支持的同時，將增加經(jīng)濟(jì)體的抗風(fēng)險能力，維持市場穩(wěn)定，最終表現(xiàn)出金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的緩釋效應(yīng)。

此外，表2也匯報了其他變量的回歸結(jié)果。其中，實際經(jīng)濟(jì)增長率的滯后項對其自身具有顯著正相關(guān)作用，這表明經(jīng)濟(jì)增長變量具有對其前期偏向走勢的繼承性?？刂谱兞恐校M(fèi)價格指數(shù)與下一期經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，CPI每增加一單位將使下一期實際經(jīng)濟(jì)增長率減少0.276%—0.590%。

（二）穩(wěn)健性檢驗

考慮到核心解釋變量經(jīng)濟(jì)政策不確定性與金融發(fā)展水平兩個指標(biāo)的選擇差異可能對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文使用2016年Baker等學(xué)者所構(gòu)建的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)（EPU）① 作為CNEPU的替代變量，選擇金融機(jī)構(gòu)本外幣各項貸款增長率作為金融發(fā)展指標(biāo)的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

表3（下頁）列（1）、（2）匯報了使用貸款增長率（gDebt）作為金融發(fā)展替代變量的檢驗結(jié)果，列（3）、（4）匯報了使用金融發(fā)展替代變量gDebt和經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)替代變量EPU進(jìn)行回歸的檢驗結(jié)果。從列（1）、（2）可以看到，以貸款增長率表示的金融發(fā)展對實際GDP增長率的緩釋效應(yīng)大小為0.0936×CNEPUt-1，對人均實際GDP增長率的緩釋效應(yīng)大小為0.0597×CNEPUt-1。列（3）、（4）的結(jié)果則表明，在使用貸款增長率衡量金融發(fā)展、使用EPU衡量經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)時，金融發(fā)展影響實際GDP增長率和人均實際GDP增長率的邊際效應(yīng)分別是0.0445×EPUt-1和0.0401×EPUt-1。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與表2基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近，表示本文前述實證結(jié)果具有穩(wěn)健意義。一方面，對比不同經(jīng)濟(jì)政策的不確定性指數(shù)對經(jīng)濟(jì)增長的影響發(fā)現(xiàn)，兩種經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)作用于實際經(jīng)濟(jì)增長的邊際效應(yīng)大小相近;另一方面，代入CNEPU和EPU的均值可以發(fā)現(xiàn)兩組結(jié)果得到的緩釋效應(yīng)大小不存在較大差異①。

（三）渠道檢驗

上述實證回歸證實了我國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有緩釋效應(yīng)。下文借助Baron和Kenny（1986）提出的中介效應(yīng)模型對緩釋效應(yīng)的實現(xiàn)機(jī)制進(jìn)行檢驗。中介效應(yīng)模型可以在探究緩釋效應(yīng)傳導(dǎo)路徑的同時分析不同傳導(dǎo)渠道的效應(yīng)大小。本文進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗共需設(shè)計三個模型，其中模型1由式（1）表示并已通過檢驗，模型2和模型3如下所示：

式中：Intermediait代表投資、預(yù)防動機(jī)和金融摩擦三條傳導(dǎo)渠道。這里對相關(guān)指標(biāo)的選擇說明如下：首先，選取某省份投資額增長率（Inv）作為投資渠道的衡量指標(biāo)進(jìn)行檢驗，由各省份每年全社會固定資產(chǎn)投資額計算而得;其次，由于公眾預(yù)防動機(jī)的減少往往伴隨著消費(fèi)增加，通過計算社會消費(fèi)品零售總額可得到某省份消費(fèi)總額增長率（Consume），并以此作為預(yù)防動機(jī)渠道檢驗的指標(biāo)變量;最后，一個地區(qū)的借貸成本大小往往能夠反映該地區(qū)金融摩擦程度高低，這里使用各省份銀行票據(jù)承兌貼現(xiàn)利率（Interest_Rate）作為金融摩擦渠道檢驗的衡量指標(biāo)。

本文的中介效應(yīng)檢驗過程在理論上分為三個步驟：一是驗證金融發(fā)展緩釋效應(yīng)的存在性;二是驗證緩釋效應(yīng)是否可以顯著地影響中介渠道變量（Intermediait）;三是檢驗式（3）中渠道回歸系數(shù)λ6是否顯著。若上述三步檢驗的結(jié)果均顯著，則中介效應(yīng)存在，且中介渠道對經(jīng)濟(jì)增長的影響大小為η5×λ6。同時，如果式（3）中回歸系數(shù)λ5通過顯著性檢驗，則表明中介變量具有部分中介效應(yīng)，不通過則表明中介變量具有完全中介效應(yīng)①。回歸結(jié)果如表4（下頁）所示。

根據(jù)表4的檢驗結(jié)果可知，投資渠道和金融摩擦渠道的回歸系數(shù)η5和λ6均通過了顯著性檢驗，但是預(yù)防動機(jī)渠道并沒有通過相關(guān)檢驗。這一結(jié)果表明，金融發(fā)展能夠通過投資和金融摩擦渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生緩釋效應(yīng)，但是無法通過預(yù)防動機(jī)渠道向經(jīng)濟(jì)部門傳導(dǎo)，前文所述假設(shè)2得到部分驗證。由于對我國居民消費(fèi)增加起決定作用的因素主要為文化屬性和通貨膨脹率等[23]，因而盡管金融發(fā)展水平的提高會通過增加金融資產(chǎn)組合的多樣化程度對平滑居民消費(fèi)起到積極作用[18]，但不會因此對當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生顯著的積極影響，致使預(yù)防動機(jī)渠道尚未成為緩釋效應(yīng)的中介渠道。這一結(jié)果可能與我國家庭部門的金融參與率較低有關(guān)。我國居民金融市場參與率大約為5%，遠(yuǎn)低于歐美、日韓等國家，并且近年來呈下降趨勢[24]，家庭部門與金融部門之間的連接性較弱，可能導(dǎo)致金融發(fā)展沿預(yù)防動機(jī)渠道向經(jīng)濟(jì)增長傳遞的效果暫不顯著。

就投資渠道而言，由于回歸系數(shù)λ5和λ6均顯著，可判投資渠道具有部分中介效應(yīng)。就金融摩擦渠道而言，λ6顯著但λ5不顯著，表明金融摩擦渠道表現(xiàn)為完全中介效應(yīng)。緩釋效應(yīng)沿投資渠道和金融摩擦渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的中介效應(yīng)大小分別為0.014和0.01，二者差異較小。上述結(jié)果表明，我國金融發(fā)展的緩釋效應(yīng)主要通過投資渠道和金融摩擦渠道向經(jīng)濟(jì)部門傳導(dǎo)。但是由于在經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境中資本的投資收益率會面臨更高的不確定性風(fēng)險，因而即使金融發(fā)展水平提高也無法使市場投資者完全規(guī)避投資不可逆等問題，金融發(fā)展的緩釋效應(yīng)沿投資渠道向經(jīng)濟(jì)增長傳遞時呈現(xiàn)部分中介效應(yīng)而非完全中介效應(yīng)。

綜上所述，提高一個地區(qū)的金融發(fā)展水平，可以使得該地區(qū)金融市場擁有更加多樣的金融產(chǎn)品和更加科學(xué)有效的金融定價，從而讓投資者面臨更低的融資成本，并且擁有更多投資選擇。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性產(chǎn)生負(fù)面沖擊時，高水平的金融市場更有力量緩釋這一不利影響，將通過增加投資增長率和降低借貸利率對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向影響。

五、進(jìn)一步檢驗

已有研究指出，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在區(qū)域非均衡性[4]，為了更加清晰地了解金融發(fā)展緩釋效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，本文按照不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將樣本進(jìn)行分組，通過實證回歸，檢驗緩釋效應(yīng)的區(qū)域非均衡問題。

（一）不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的緩釋效應(yīng)

按不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，可將我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四個地區(qū)。本文據(jù)此將全樣本進(jìn)行分組，以此檢驗我國各省份基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平層面的緩釋效應(yīng)差異。

表5（下頁）匯報的回歸結(jié)果展示了緩釋效應(yīng)在我國四大區(qū)域的不同影響效果?？梢钥吹?，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性增加時，我國東部、中部、西部和東北地區(qū)提高金融發(fā)展水平會對緩釋經(jīng)濟(jì)增長起到正向作用。以實際GDP增長率為例，代入經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)均值，緩釋效應(yīng)在東部、中部、西部、東北四個地區(qū)的大小分別為0.020、0.024、0.024和0.029。由此可得到以下結(jié)論：第一，金融發(fā)展緩釋效應(yīng)顯著存在于我國四大地區(qū);第二，相較于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，中部、西部和東北地區(qū)的緩釋效應(yīng)更大，其中東北地區(qū)緩釋效應(yīng)的影響程度最大。從上述分析可知，緩釋效應(yīng)對不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的影響大小存在差異，前文提出的假設(shè)3a得到驗證。

金融發(fā)展的緩釋效應(yīng)在中部、西部、東北地區(qū)大于東部地區(qū)的實證結(jié)果印證了金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長具有階段性的結(jié)論。在金融發(fā)展相對早期，金融體系提供的服務(wù)可能無法完全滿足經(jīng)濟(jì)部門的發(fā)展需求，金融摩擦等問題亟待解決，此時金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用可能更大;而隨著金融體系日益成熟，金融深化將對經(jīng)濟(jì)增長造成擠出效應(yīng)，并產(chǎn)生新的市場摩擦，從而導(dǎo)致金融發(fā)展本身對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有所減弱[25]。

表5的回歸結(jié)果表明，東北地區(qū)受經(jīng)濟(jì)政策不確定性負(fù)向沖擊的影響明顯高于其他三個地區(qū)。已有研究指出，產(chǎn)業(yè)升級不及時、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)傳統(tǒng)單一等問題致使東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)體系更為脆弱，表現(xiàn)出對外部沖擊抵抗力不足、沖擊后復(fù)原力較弱等發(fā)展特征[26]。相比其他地區(qū)，緩釋效應(yīng)在東北地區(qū)的作用效果更為明顯，深化金融發(fā)展可以更加有效地緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性風(fēng)險帶來的不利影響。

（二）不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的緩釋效應(yīng)

我們根據(jù)各省份三大產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重①大小進(jìn)行分組，將全樣本分別按第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)占比高低兩兩一組進(jìn)行實證檢驗，以考察緩釋效應(yīng)在不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)省份中的作用效果。

表6（下頁）匯報了按不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分組的回歸結(jié)果?？傮w來看，擁有不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的地區(qū)均顯著存在著金融發(fā)展的緩釋效應(yīng)，并且緩釋效應(yīng)在第三產(chǎn)業(yè)占比更高的地區(qū)可以發(fā)揮更大的促進(jìn)作用，故假設(shè)3b得到驗證。具體地，對于第一產(chǎn)業(yè)占比不同的地區(qū)，緩釋效應(yīng)在占比高（0.028）和占比低（0.031）的地區(qū)的影響差距不大;但是第二產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)的緩釋效應(yīng)（0.010）明顯小于第二產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)（0.044），第三產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)的緩釋效應(yīng)（0.050）則顯著高于第三產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)（0.011）。這表明，金融發(fā)展緩釋效應(yīng)在第三產(chǎn)業(yè)較發(fā)達(dá)的地區(qū)具有更加顯著的作用效果，在第二產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)的作用效果則相對較小。

我國第三產(chǎn)業(yè)主要包括金融業(yè)、公共服務(wù)等非物質(zhì)生產(chǎn)部門，第三產(chǎn)業(yè)占比高意味著該地區(qū)以金融行業(yè)為代表的服務(wù)業(yè)為經(jīng)濟(jì)增長作出了重要貢獻(xiàn)。第二產(chǎn)業(yè)主要由加工制造業(yè)組成，第二產(chǎn)業(yè)占比高則意味著該地區(qū)以制造業(yè)為代表的實體經(jīng)濟(jì)部門是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要力量。在一定程度上，第三產(chǎn)業(yè)占比高的地區(qū)的金融體系建設(shè)相對更加完善、金融發(fā)展水平相對更高，此時緩釋效應(yīng)發(fā)揮的作用會高于第三產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)，同理可得第二產(chǎn)業(yè)占比較高地區(qū)的緩釋效應(yīng)低于占比較低的地區(qū)。上述檢驗的結(jié)果一方面能夠進(jìn)一步表明，擁有更好金融發(fā)展水平（第三產(chǎn)業(yè)占比高）的地區(qū)可以使經(jīng)濟(jì)市場能更加有效地抵御經(jīng)濟(jì)政策的不確定性風(fēng)險，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更快增長;另一方面，對于金融體系尚不成熟（第二產(chǎn)業(yè)占比高但第三產(chǎn)業(yè)占比較低）的地區(qū)來說，其金融發(fā)展程度還未具備較強(qiáng)的緩釋功能，未來需要建設(shè)更加強(qiáng)大的金融市場，以助力實體企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

六、結(jié)論與政策建議

本文通過文獻(xiàn)回顧與實證檢驗，基于經(jīng)濟(jì)政策的不確定性視角，討論了我國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長緩釋效應(yīng)的存在性及其實現(xiàn)機(jī)制。本文使用2003—2018年我國31個省份面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，得到以下結(jié)論：第一，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在非線性關(guān)系。從整體來看，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用，且金融發(fā)展具有減小經(jīng)濟(jì)政策不確定性負(fù)面沖擊從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的緩釋效應(yīng)。第二，緩釋效應(yīng)主要通過金融摩擦渠道和投資渠道向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗的結(jié)果，投資渠道起到部分中介效應(yīng)，而金融摩擦渠道起到完全中介效應(yīng)。第三，緩釋效應(yīng)在四大區(qū)域均有顯著影響，其中在東北和中西部地區(qū)的作用效果高于東部地區(qū)，這意味著緩釋效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的作用較強(qiáng)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)緩釋效應(yīng)有待進(jìn)一步提高。第四，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布不同的地區(qū)中，緩釋效應(yīng)的影響大小存在差異。具體而言，第一產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)的緩釋效應(yīng)略小于第一產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)，第二產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)的緩釋效應(yīng)明顯小于第二產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)，第三產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)的緩釋效應(yīng)則顯著大于第三產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)。

本文強(qiáng)調(diào)提升金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，并不是支持金融機(jī)構(gòu)追求數(shù)量上的盲目擴(kuò)張，而是要重新正視金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用，在新時代新環(huán)境中厘清金融發(fā)展的作用渠道，使金融發(fā)展更好地為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展助力。

基于上述結(jié)論，提出如下政策建議：第一，深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高各地區(qū)金融發(fā)展水平，為建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)體系、市場體系、區(qū)域發(fā)展體系、綠色發(fā)展體系等提供精準(zhǔn)金融服務(wù)。第二，投資和金融摩擦是金融發(fā)展緩釋效應(yīng)的主要傳導(dǎo)渠道，中央和各地政府應(yīng)進(jìn)一步加快利率市場化體系建設(shè)，推動形成由風(fēng)險投資、銀行信貸、債券市場、股票市場等構(gòu)成的全方位、多層次的金融支持服務(wù)體系，構(gòu)建有效防范經(jīng)濟(jì)政策不確定性風(fēng)險的體制機(jī)制。第三，地方政府必須高效落實中央經(jīng)濟(jì)工作會議和全國金融工作會議要求，優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)和金融機(jī)構(gòu)體系，堅持以國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向為主導(dǎo)，尊重市場規(guī)律，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長。第四，中央和地方政府需做好不確定性風(fēng)險處置預(yù)案，把握金融政策的調(diào)控力度，適時預(yù)調(diào)微調(diào)，保障經(jīng)濟(jì)的有序運(yùn)行和穩(wěn)定增長。

金融是我國經(jīng)濟(jì)體系能夠抵御經(jīng)濟(jì)政策不確定性風(fēng)險的重要力量，金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的助推劑。伴隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代的到來，以第二產(chǎn)業(yè)為代表的實體經(jīng)濟(jì)部門正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與升級的關(guān)鍵時刻，同時外部宏觀不確定性風(fēng)險對我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行帶來了較大沖擊。在此背景下，我國應(yīng)做好金融支持實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的服務(wù)工作，實現(xiàn)金融市場的“物盡其用”，在“金融活”與“金融穩(wěn)”中促進(jìn)“經(jīng)濟(jì)興”。

參考文獻(xiàn)

[1]劉金全，艾昕.經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角下宏觀杠桿的調(diào)控效應(yīng)及其策略選擇[J].改革，2020（3）：74-84.

[2]江春，蘇志偉.金融發(fā)展如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長——一個文獻(xiàn)綜述[J].金融研究，2013（9）：110-122.

[3]王金濤.金融發(fā)展與城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展：作用機(jī)制與異質(zhì)性分析——基于夜間燈光數(shù)據(jù)的實證[J].區(qū)域金融研究，2019（9）：44-50.

[4]彭俞超，朱映惠，顧雷雷.金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的結(jié)構(gòu)效應(yīng)——基于META回歸分析方法[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2017（5）：20-36.

[5]PAGANO M. Financial markets and growth： an overview[J]. European Economic Review， 1993， 37（2-3）： 613-622.

[6]張金清，陳卉.我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的適度性研究[J].社會科學(xué)，2013（5）：39-49.

[7]王艷芳.金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)生傳導(dǎo)渠道影響的檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2019（16）：168-171.

[8]邵宜航，劉仕保，張朝陽.創(chuàng)新差異下的金融發(fā)展模式與經(jīng)濟(jì)增長：理論與實證[J].管理世界，2015（11）：29-39.

[9]SIONG H L， NIRVIKAR S. Does too much finance harm economic growth？[J]. Journal of Banking and Finance， 2014， 41： 36-44.

[10]GULEN H， ION M. Policy uncertainty and corporate investment[J]. The Review of Financial Studies， 2016， 29（3）： 523-564.

[11]張兵兵，朱晶，孔樂蘭.經(jīng)濟(jì)政策不確定性與中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動：時變視角下的再審視[J].浙江社會科學(xué)，2018（12）：43-51.

[12]CALDARA D， CRISTINAF A， GILCHRIST S， etal. The macroeconomic impact of financial and uncertainty shocks[J]. American Economic Review， 2016， 88： 185-207.

[13]BERNANKE B S. Irreversibility， uncertainty， and cyclical investment[J]. Quarterly Journal of Economics，1983， 97（1）： 85-106.

[14]BLOOM N， FLOETOTTO M， JAIMOVICH N， et al. Really uncertain business cycles[J]. Econometrica， 2018， 86（3）： 1031-1065.

[15]路曉蒙，趙爽，羅榮華.區(qū)域金融發(fā)展會促進(jìn)家庭理性投資嗎？——基于家庭資產(chǎn)組合多樣化的視角[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2019（10）：60-87.

[16]BORN B， PFEIFER J. Policy risk and the business cycle[J]. Journal of Monetary Economics， 2014， 68： 68-85.

[17]BASU S， BUNDICK B. Uncertainty shocks in a model of effective demand[J]. Econometrica， 2017， 85（3）： 937-958.

[18]惠煒，姜偉.金融資產(chǎn)、跨期消費(fèi)與消費(fèi)平滑[J].西安財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2019（4）：82-91.

[19]王博，李力，郝大鵬.貨幣政策不確定性、違約風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟(jì)波動[J].經(jīng)濟(jì)研究，2019（3）：119-134.

[20]孟慶斌，師倩.宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)研發(fā)的影響：理論與經(jīng)驗研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2017（9）：75-98.

[21]黃憲，黃彤彤.論中國的“金融超發(fā)展”[J].金融研究，2017（2）：26-41.

[22]陳國進(jìn)，王少謙.經(jīng)濟(jì)政策不確定性如何影響企業(yè)投資行為[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2016（5）：5-21.

[23]易行健，楊碧云.世界各國（地區(qū)）居民消費(fèi)率決定因素的經(jīng)驗檢驗[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（1）：3-24.

[24]尹豪.我國居民家庭金融市場參與研究——基于職業(yè)與人力資本的視角[D].北京：對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2019：18-19.

[25]張成思.金融化的邏輯與反思[J].經(jīng)濟(jì)研究，2019（11）：4-20.

[26]廖敬文，張可云.東北老工業(yè)基地經(jīng)濟(jì)復(fù)原力：一個四維分析框架與實證研究[J].改革，2019（1）：64-76.

（責(zé)任編輯：文豐安）