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[摘要]本文建立面板数据模型实证检验了非正规金融对经济增长的影响，研究结果表明：2005年以来，我国非正规金融规模呈现出不断扩张的趋势，年均增速高达24.6％，超过正规金融规模增速17％；非正规金融的发展与经济增长之间存在显着的倒“U”型关系，经济增长表现出边际递减效应；进一步探索非正规金融促进经济增长的产业结构升级传导机制，发现非正规金融的发展有利于推动产业结构的转型升级，从而促进经济增长。 dedecms.com

[关键词]非正规金融；产业结构升级；经济增长 织梦好，好织梦

我国金融发展与经济增长之间存在两大悖论：其一，金融体系与实体经济不相匹配；其二，金融资源配置与实体经济结构极不对称。[1]改革开放以来，我国经济增长取得了举世瞩目的成就，而我国金融体制改革却相对滞后。到底是什么支撑了当前的经济增长?这一问题引起了不少学者的思考。然而，过去大多数研究都指向正规金融机构的经济发展效应，忽略了非正规金融对我国经济增长的贡献。非正规金融，是处于央行和金融监管当局规范和监督之外的金融行为，其服务对象主要包括农户与中小微企业，非正规金融的存在旨在解决农户与中小企业这些中小经济体的融资问题。[2]纵观我国民营企业的发展历史，民营经济发展与正规金融之间存在严重的偏离。从统计数据来看，我国民营企业在商业银行的贷款额不足30％，70％以上的金融贷款服务于国有企业。然而，享受着70％金融服务的国有企业对我国经济增长的贡献度不足30％，低于民营经济贡献度的1/2。相反，不足30％信贷支持的民营企业却实现了我国经济增长的70％，是推动我国经济增长的重要驱动力，[3]这一事实表明，非正规金融可促进经济增长。为探讨这一事实，本文从定性和定量两个方面进行论述。

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一、理论述评 本文来自织梦

要素投入、经济结构转型升级与技术变迁是实现经济增长的三大关键路径。起初，以劳动密集型为主要特征的民营企业主要通过增加劳动力供给的方式来提高产出，以实现民营经济的增长。随着企业的扩大，通过内源融资方式增加资金投入已经无法满足企业发展的根本需求，资本投入、经济结构升级与技术创新成为民营企业的新经济增长点。产业结构升级与技术创新离不开金融支持，[4]然而，正规金融无法给予民营企业足够信贷支持，灵活的非正规金融便发挥着与之互补的作用。作为正规金融的补充，非正规金融弥补了正规金融的缺位。非正规金融具有优化资源配置效应，资本积累效应，经济增长效应，促进就业和促进竞争效应。具体表现为：非正规金融能够改善借贷方之间的信息不对称问题，在金融抑制过程中解决资本形成不足问题，推动储蓄转化为投资，减少资金缺口与信贷配给比率，提高资金的配置效率，极大地促进中小企业的快速成长；非正规金融通过促进民营企业的发展，可解决大量农村剩余劳动的就业问题，同时激励农户等经济个体进行创业；非正规金融的出现改变了以往正规金融一枝独秀的金融格局，促进金融体系的多元化发展，为中国金融业的创新性发展注入了竞争要素。

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大量学者对非正规金融的经济增长效应进行了考证，潘士远等（2006）基于两部门（民营经济与民间金融部门）的内生经济增长模型认为，民间金融可以提高资本的积累效率，从而实现经济增长。[5]姚耀军（2009）发现，非正规金融与正规金融对经济增长均具有显着的促进作用，而且区域非正规金融的差异对地区经济差异具有很好的解释能力。[6]胡金焱等（2013）发现，民间金融对第二产业的发展具有显着的促进作用，通过促进第二产业的发展传导实现整体经济增长。[7]鲁钊阳等（2015）发现，正规金融与非正规金融在促进产业结构转型升级的过程中表现出互补的关系，并且两者显着地影响着产业结构升级。[8]关于正规金融与非正规金融之间的互补关系，部分学者提出了异议，崔百胜（2012）认为，非正规金融与正规金融之间既表现出替代性又表现出互补性，且互补起主导作用。[9]于丽红（2008）、庞芳春（2011）也证明了这一观点。[10，11]当企业发展初期，非正规金融与正规金融之间表现为互补关系，当企业发展中后期，随着资本的积累与技术的革新，企业从正规金融渠道获取融资成为了可能，且对资金的需求也不断扩大，这时候正规金融与非正规金融在一定程度上表现出替代作用。基于以上分析，本文提出以下假说： dedecms.com

假说1：非正规金融促进经济增长。 copyright dedecms

假说2：非正规金融与正规金融存在互补与局部替代关系。 织梦好，好织梦

假说3：非正规金融促进产业结构升级，从而推动经济增长。

二、理论模型分析

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非正规金融主要通过扩宽民营企业的融资渠道来影响经济增长，即通过影响民营经济的发展进而影响整个经济的运行。非正规金融不仅将民间闲散资金通过聚合转化为投资，而且随着非正规金融的不断发展，当投资报酬率超过正规金融的储蓄报酬率时，越来越多的正规金融储蓄将转化为非正规金融投资资金。因此，本文引入四部门经济的内生经济增长模型，借鉴0dedokun（1996）、Feder（1983）等学者的基本方法，进一步对潘士远等（2006）[12]的两部门内生经济增长模型进行拓展。假设民营经济部门与国有经济部门的生产函数分别为：

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式（9）表明，随着资本的不断积累，民营经济的增长速度将逐渐减慢，主要是由于资本的边际报酬递减，当然一些外部性因素也将导致经济增长速度放缓，如非正规金融的风险，正规金融的“挤出效应”等。民营企业在吸收大量民间投资之后初步扩大生产规模，在一定时期将趋于饱和状态，因此，继续追加投资将产生较低的收益。唯有改变企业的自身状态才能取得进一步的价值实现，比如，通过产品研发、技术引进与技术创新等方式提高企业生产效率，而这些恰恰需要长期并大量的资金投入，非正规金融难以支持这种高端市场的开发，因此，民营企业的发展将面临一个低端市场的饱和期与高端市场开发的瓶颈期，只有获取正规金融资源才能实现中小企业的转型发展，从而实现经济的新一轮增长。

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上述理论模型推导发现非正规金融的发展将促进经济的增长，验证了假说1的正确性，同时还发现随着资本的不断积累，民营经济的增长速度将逐渐减慢，说明非正规金融对经济增长的作用效果将不断降低，是否存在一个拐点，使得非正规金融发展水平超过该拐点时将抑制经济的增长，这一问题接下来将在实证部分进行进一步考证。 内容来自dedecms

三、实证研究 内容来自dedecms

1.计量模型与指标设计 织梦好，好织梦

为了验证以上假说，在传统经济增长模型的框架下，笔者选取中国31个省市2005～2015年的平衡面板数据，通过构建面板数据模型实证检验这些理论假说。 织梦内容管理系统

为了检验假说1和假说2，借鉴Barro&Sala-I-Martin Xavier（1995）的研究思路，建立反映非正规金融与经济增长之间关系的基准模型：

ECOit=c+β1INFINit+γXit+εit（10）

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其中，第i个地区第t期的经济增长EC0it被表示为非正规金融INFINit以及控制变量Xit的函数。基准模型中的x表示控制变量向量，本文主要研究非正规金融对经济增长的影响，因此控制正规金融（FIN）对经济增长的影响，另外还选取了人力资本HUM、投资率（INV）和政策变量（POL）作为控制变量，之外的因素统归于其他因素（ε）。基准模型具体表达式为：

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部分学者提出，非正规金融发展与经济增长之间并成呈线性影响关系，[13]为了探讨非正规金融对经济增长的非线性影响，解决理论模型推导时提出的疑惑，在式（11）的基础上增加非正规金融发展水平的平方项作为解释变量，形成模型回归方程：

为了检验假说3，探索非正规金融促进经济增长的产业结构升级传导机制，进一步分析非正规金融对产业结构升级的影响。模型回归方程如下：

其中，产业结构升级指数ISYit为模型被解释变量，代表产业结构转换升级的含义；控制变量FDIit表示第i个地区第t期的外商直接投资，ORDit表示第i个地区第t期的老龄化程度。 织梦好，好织梦

2.变量定义与描述性统计 copyright dedecms

实证研究所涉及的解释变量与被解释变量的定义、数据来源及其描述性统计（见表1）。

其中，非正规金融信贷规模的测度借鉴李建军（2010）的宏观经济理论与金融统计方法，[14]在对我国非正规金融信贷规模的测算过程中，由于我国农业、私营企业和个体工商户贷款数据于2010年之后截止统计，故采用中国人民银行调查统计司在《中国农村金融服务报告》中统计的农户贷款数据进行替换，而2010年之后私营企业和个体工商户的贷款数据目前无法获取、且难以通过更换指标进行测算，因此，本文搜集了1989～2009年的私营个体经济贷款数据，建立ARIMA（1，1，1）模型进行预测分析，从而得到2010～2015年的私营个体经济贷款数据。

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[1][2]

我国农户、私营企业和个体工商户的融资方式大都以短期贷款为主，因此，借鉴王春宇（2010）的方法，[15]测算出省域非正规金融的信贷规模，假设各地区非正规金融的信贷规模占全国非正规金融信贷规模的比重等于各地区短期贷款额占全国短期贷款额的比重相等，在此基础上对各地区非正规金融的信贷规模进行测算。测算结果显示，2005年以来，我国非正规金融信贷规模从39918.6亿元增加到360780.3亿元，年均增长率高达24.6％，而正规金融贷款规模的年均增长率为17％，对比可见，我国非正规金融的信贷规模增长速度已经远超正规金融。[3]

3.计量结果与分析

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基于模型（11）分析各因素对经济增长的综合影响，然后进一步根据模型（12）检验非正规金融对经济增长的非线性影响。在此基础上，估计模型（13）探究非正规金融促进经济增长的产业结构升级传导机制。 织梦内容管理系统

（1）非正规金融与经济增长 本文来自织梦

经LR检验与Hausman检验，选用面板数据的固定效应模型将优于混合回归模型和随机效应模型，因此，选择面板数据的固定效应模型来检验非正规金融与经济增长的相关关系。

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从表2可知，非正规金融发展与经济增长成显着的正相关，支持假说1的结论。具体地说，INFIN的系数为0.7838，显着水平为1％，意味着非正规金融发展水平每提高一个单位，经济将增长0.7838个单位，即其他条件不变的情况下，单位GDP获得的非正规金融贷款额每增加1个单位，人均生产总值将提升0.7838个百分点。采用标准化系数[4]可以直接地反映非正规金融对经济增长的作用大小，计算得到非正规金融的标准化系数为16.71％，表明非正规金融的发展变化解释了经济增长的16.71％。

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控制变量的回归系数皆为正，且均能通过5％的显着性水平。其中，正规金融FIN的回归系数为0.1572，表明正规金融对经济增长具有显着的促进作用，同时也说明非正规金融与正规金融在促进经济增长过程中表现出互补效应，支持假说2；人力资本变量HUM的回归系数为0.4371，意味着人力资本对经济增长表现出显着的正相关关系；投资率INV的系数估计值为0.7655，说明投资是推动经济增长的一大动力源泉；政策变量POL的回归系数为0.2270，表明良好的政策环境有利于经济的持续稳定增长。综合各个控制变量的估计值大小，可以发现：非正规金融与投资率的估计值最大，说明非正规金融与投资对国民经济增长的作用效果最大；其次是人力资本，人力资本作为经济增长的动力，对国民经济增长具有重要的作用；值得引起注意的是，正规金融的系数估计值远小于非正规金融回归系数，说明正规金融的边际报酬率相对较低。正规金融对经济增长的解释能力仅有18.03％，作为经济增长的血液和重要支撑，正规金融未能有效地推进实体经济的快速发展，这给我国稳增长战略的实施带来了重大挑战。

非正规金融与经济增长正相关。这一结果与多数研究成果相一致。究其缘由，可归结为以下三点：其一，非正规金融具有优化资源配置效应与资本积累效应，能有效地将储蓄转化为投资，投资是拉动经济增长的“三驾马车”之一，其本质是资本的形成，资本的形成加上劳动力的供给便构成经济增长的基本内容，然后通过生成创造价值，从而提高宏观经济效率，进而推动国民经济增长；其二，作为正规金融的补充，非正规金融为中小企业提供了融资渠道。非正规金融在处理“软信息”、运作模式、速度、交易成本和抵押品方面具有制度优势，很大程度上弥补了因正规金融排斥而遗留下的农户、中小企业资金缺口，缓解了民营企业的资金压力，从而促进产业结构的转型升级，推动民营经济乃至中国整体经济的发展；其三，非正规金融促使劳动力投入增加，具体反映出中小企业的就业人口上涨。由于民营经济得到非正式金融市场的资金支持，中小企业、乡镇企业，非国有经济个体经营得到发展壮大，解决了大部分农业人口与下岗职工的就业问题，劳动力生产效率得到提升，居民收入也因此增加。居民收入水平上升，刺激消费，从而实现经济的良性增长。

（2）非正规金融与经济增长的非线性关系检验

经LR检验与Hausman检验，选用面板数据的固定效应模型将优于混合回归模型和随机效应模型，因此，选择面板数据的固定效应模型来检验非正规金融与经济增长的非线性关系。

从表3可知，非正规金融对经济增长的回归系数为2.6773，且通过1％的置信水平；INFIN的平方项对经济增长的边际系数为-2.2602，也能通过1％的置信水平，这说明非正规金融与经济增长之间成显着的倒“U”型关系，并且倒“U”曲线在拐点1.6884处达到最高点，说明非正规金融与经济增长之间存在边际效用递减的规律。具体地说，当单位生产总值所获得的非正规金融贷款额低于1.6884时，非正规金融对经济增长具有促进作用；当单位生产总值所获得的非正规金融贷款额达到1.6884时，非正规金融对经济增长的贡献度最大；当单位生产总值所获得的非正规金融贷款额大于1.6884时，非正规金融的发展将抑制经济的增长。

非正规金融与经济增长之间存在倒“U”型关系。导致这种情况的原因有三种：其一，正规金融的“挤出效应”。当单位GDP获得非正规金融贷款额低于1.6884时，非正规金融规模尚未达到饱和，市场需求旺盛，然其经济增长效应出现边际递减现象。随着非正规金融规模的不断壮大，民营企业融资需求的满足度不断得到提升，促使大批量中小企业得以迅速的发展，当这些企业发展至一定的规模，自身经济实力与信誉度得以提升，使得正规金融贷款的可获性增强，加上非正规金融贷款成本的提升、资本的边际报酬递减，这些企业往往倾向于向正规金融部门寻求资金融通，在一定程度上也促进了正规金融的蓬勃发展。当大批量中小企业将融资需求转向正规金融机构时，正规金融的“挤出效应”便愈发明显，从而导致非正规金融出现经济效应递减与规模收敛效应；其二，非正规金融风险的“递增效应”。民营经济是富有中国特色的一种经济概念与经济形态，大量民营企业的发展受制于资金的融通困难，长期的金融抑制与信贷配给政策加速了非正规金融资金募集规模的扩大，使得出资人之间的地缘、血缘和亲缘关系进一步被稀释。当非正规金融发展到一定阶段，风险不断聚集，不利于民营经济的发展；其三，非正规金融风险的传染效应。由于非正规金融与正规金融之间存在大量的资金业务、信息与交易行为交叉，因此，非正规金融风险的爆发将可能传染至正规金融，加剧正规金融系统性风险。二元金融市场间的风险传染不但会对整个金融体系产生多米诺效应，还可能导致从金融体系向整个实体经济风险溢出。因此，当非正规金融达到一定规模后，风险聚集将导致民营经济乃至整个实体经济发展受阻。

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（3）非正规金融与产业结构升级 copyright dedecms

经LR检验与Hausman检验，选用面板数据的固定效应模型将优于混合回归模型和随机效应模型，因此，选择面板数据的固定效应模型来检验非正规金融与产业结构的相关关系。 copyright dedecms

从表4可知，非正规金融INFIN的系数估计值为0.4123，且通过1％置信水平，说明非正规金融与产业结构升级之间存在显着的正相关关系，支持假说3的结论。具体表现为非正规金融INFIN增加一个单位，产业结构升级指数将上升0.412个单位。非正规金融INFIN的标准化系数为7.25％，表明非正规金融对产业结构升级的解释能力为7.25％。 本文来自织梦

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非正规金融促进产业结构的升级。产业结构升级是指产业结构从低级形态向高级形态转变的过程，非正规金融在此过程中扮演着不可或缺的重要角色。从农业角度分析，农户是促进农业经济发展的践行者，限于缺乏担保机制，融资约束成为制约广大农户扩大生产、引进技术与实现产业转型发展的首要因素。在部分偏远地区，农户生产甚至停留在小农经济时代，分散性、技术落后是农业生产的基本特征。非正规金融借助处理“软信息”的优势，放宽对农户的信贷支持，为产业结构升级提供金融支持，使得广大农户从小农经济生产向规模产业经济发展迈进。从第二产业角度分析：以工业为主导的第二产业中存在大量的中小企业，这些企业长期受到正规金融机构的信贷歧视，缺乏政策上的支持，这一点从信贷配给政策可以很好得到证实。基于信任机制的非正规金融有效地缓解了中小企业的融资压力，拥有资金支撑的中小企业通常进行规模扩展、加大技术投入与产品研发，实现从劳动密集型向技术密集型、资本密集型的转型发展，从而促进技术进步与产业结构升级。

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四、结论与政策建议 织梦好，好织梦

本文首先从理论分析了非正规金融与经济发展之间的关系，并且探讨了非正规金融促进经济增长的传导机制。研究结果发现，我国非正规金融规模呈现出不断扩张的趋势，年均增速高达24.6％，已经超过正规金融规模增速17％；非正规金融与经济增长之间成显着的倒“U”型关系，并且倒“U”曲线在拐点1.6884处达到最高点，说明非正规金融与经济增长之间存在边际效用递减的规律；进一步探索非正规金融促进经济增长的产业结构升级传导机制，发现非正规金融的发展有利于推动产业结构的转型升级，从而促进经济增长。基于上述结论，提出以下政策建议：

第一：充分发挥非正规金融的资源配置作用，促进民营经济快速增长。非正规金融主要通过解决民营企业的融资困境问题，拓宽农户、中小企业的融资渠道，实现民营经济的快速增长。政府应该深刻认识到非正规金融存在的必要性及其在国民经济发展中所扮演的重要角色，在积极引导非正规金融走向阳光化道路。 copyright dedecms

第二，规范非正规金融市场运作，防控非正规金融风险，避免非正规金融进入经济抑制轨道。着重强调非正规金融风险的防控问题，有效规避因非正规金融市场规模扩大导致的经济抑制问题。非正规金融机构应当对贷款企业进行深入的了解，并加强与贷款企业的联系与监督，实时追踪贷款企业的企业运行情况，避免造成规模风险效应。同时，政府应当规范非正规金融市场发展，对非正规金融市场上的一些不法行为（高利贷、非法集资等）进行法律规制。

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第三，加强非正规金融与正规金融的合作，共同实现产业结构的优化升级。由于受到融资规模的限制，非正规金融虽然能在初期缓解农户与中小经济体的融资压力，但从企业的长远发展前景来看，单凭非正规金融尚不能推进中小企业的全面优化升级。产业结构的转型离不开技术引进与技术创新，而技术创新与产品研发需要长期的大量资金投入，非正规金融显然无法实现这一长期的金融支持。因此，正规金融应为中小企业在转型发展期提供更多的信贷支持，通过信贷政策鼓励中小企业实现产业结构调整与技术创新。政府应当鼓励正规金融机构建立以中小企业为服务对象的融资渠道，重点扶持转型发展中的中小企业，在风险控制基础上，建立中小企业的信贷激励与约束机制，切实、安全、有效地为中小企业服务。 dedecms.com

参考文献： 本文来自织梦

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[15]王春宇.我国民间借贷发展研究[D].哈尔滨：哈尔滨商业大学博士学位论文，2010.46-57. 织梦好，好织梦

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[1] ，其中，yi表示第i个产业的产值与总产值的比重，参见徐德云：“产业结构升级形态决定、测度的一个理论解释及验证”，载《财政研究》2008年第1期。

[2]人均受教育年限=（大专及以上人口*16+高中人口*12+初中人口*9+小学人口*6）/6岁及以上总人口，参见陆铭等：“因患寡，而患不钧——中国的收入差距、投资、教育和增长的相互影响”，载《经济研究》2005年第12期。 织梦好，好织梦

[3] 1978～2008年的30年间，正规正规金融机构信贷规模年均增长率为178％，同期未观测金融的信贷规模增长率为18.4，几乎以相同的速度增长，参见李建军：“中国未观测信贷规模的变化：1978～2008年”，载《金融研究》2010年第4期。

[4]标准化系数为解释变量回归系数与解释变量标准差的乘积与被解释变量标准差的比值，参见胡金焱等：“民间金融产业发展与经济增长——基于中国省际面板数据的实证分析”，载《中国工业经济》2013年第8期。 本文来自织梦