时间：2023-06-07 09:26:04
关键词：金融市场化 经济增长 灰色关联度 协整分析
一、引言
金融市场化是指一个国家的金融部门运行从主要由政府管制转变为由市场力量决定的过程。它对实体经济部门的发展有着重要影响，很可能成为决定实体经济兴衰成败的关键因素。金融市场化和经济增长之间的关系一直是一个充满争议的话题。探究金融市场化和经济发展之间的关系，是人们研究金融市场化理论的一个重要目的。我国自改革开放以来，金融改革在不断进行，金融改革的过程也是金融不断市场化的过程，而且金融市场化的程度在不断地加深。西部地区是典型的“金融高地”地区，而陕西省又是西部的中心省份之一，陕西省的金融市场化程度直接关系着地区的金融业发展。陕西省的金融市场化是否促进了经济增长？金融市场化影响经济增长的传导途径又是怎样的？这些问题对于陕西省金融业的发展以及陕西经济的可持续发展都有重要的理论和现实意义。
近年来，国内外大量学者对金融市场化与经济增长的关系也进行了大量的实证研究，但大多数是对中国整体金融市场化状况的分析，且得出的结论无论是在理论上还是实证上均有在很大差异。少数已有的对中国各地区金融市场化与经济增长二者关系的研究，也未曾独立从陕西省的角度出发去探求这一问题。鉴于此，本文在探讨金融市场化对经济增长影响的作用机理研究基础上，选取2000-2010年陕西省相关数据为样本，尝试运用协整分析与灰色关联度分析结合的方法，对陕西金融市场化与经济增长之间的关系进行实证分析，并在此基础上提出相应的对策建议。这对陕西省地区经济发展和金融改革有一定的理论支撑与政策依据。
二、金融市场化对经济增长影响的作用机理研究
金融市场化之所以重要，是因为金融市场化是一个充分挖掘和发挥金融体系在经济增长中的核心作用的过程。关于金融市场化对经济增长影响的作用，本文分别从不同的角度出发，考察了金融体系在资金聚集、分散风险、公司治理等各方面的功能。
（一）资金聚集功能
在资金聚集的功能上，金融体系通过提供各种金融产品，达到变小钱为大钱的效果。在这个资金的聚集和转移的过程中，资金的供需双方都实现了帕累托改进：资金的盈余方可以将多余的资金以一定的利息回报为条件借给资金短缺方，而资金短缺方可以用借来的资金从事生产和消费，这一交易使得双方的效用都得到了提高。这一过程还有助于资金从生产效率较低的部门流向生产效率较高的部门，实现资源的优化配置，起到了增进整个社会福利的作用。
（二）分散风险功能
由于存在信息不对称，社会经济活动中存在着形形的风险，因此需要金融市场或者金融中介来转移和分散风险。具体来讲，金融体系能够起到分散纵向风险、横向风险和流动性风险的作用。其中，银行、共同基金和证券市场通过运用多样化投资策略来减少横向风险；纵向风险的分散则主要通过金融中介机构来实现，长期存在的金融中介机构能通过投资长期投资来分散某一时期的系统性风险，这种投资在繁荣的时期提供较低的回报，但在衰退的时期却能够提供相对较高的回报；银行等金融中介机构对流动性的要求小于单个客户对资产的要求，在同一时点需要贴现的客户总是占少数，银行可以通过自己持有的现金满足低流动性项目的资金需求，并且金融市场能够为金融资产提供交易平台，方便金融资产和金融产品之间的转换，这有助于增强流动性，从而消除了流动性风险。
（三） 加强公司治理功能
公司治理是我们理解经济增长和金融体系功能的核心。资金提供者对公司的监管能使资金得到更有效的利用，在股东和债权人的有效监督下，经理人会尽其所能最大化公司价值，而这有效地改善了资源配置，使得生产和创新活动得到更多的资金支持，从而促进了经济增长。因此，公司治理机制的有效性直接影响到公司的表现并进而影响到经济增长的速度。但如果没有相应的金融工具，资金的流动和有效的配置就不能实现。换句话说，由于经理人和股东之间存在信息不对称，企业经理人员拥有信息优势。经理人可能会偏离投资者的目标，或者隐瞒项目的实际收益，从中牟取个人效用的最大化。而金融市场化则为这一难题提供了一种有效的解决方案。
三、金融市场化与陕西经济增长关系实证分析
（一）基于协整方法的实证分析
通过上述的理论分析，我们知道金融市场化对于经济增长有着重要的影响。下面我们对金融市场化对经济增长的影响进行实证分析，以探讨金融市场化是否是新的经济增长来源。以往学者在实证研究中普遍认为资本与劳动力是经济增长的主要来源。因此在数据选取中，我们取经济增长变量GDP与固定资产投资变量K、就业人数变量L以及金融市场化变量F三个变量进行分析。其中金融市场化变量F是根据由中国经济改革研究基金会国民经济研究所的学者樊纲、王小鲁以及张立文编写出版的中国各地区市场化进程相对指数报告获得陕西省金融市场化指数2000-2009年，关于2010年指数是由我们根据樊纲等（2011）所构建中国各省区市场化指数的方法进行计算而得。考虑到变量数据的连续性和有效性，本文选取2000年到2010年作为研究时间。为了方便数据之间的比较，文中变量均以2000年为基期。本文研究数据均来源于《中国统计年鉴》、《陕西统计年鉴》及陕西统计信息网各年度报表。由于多数变量有随时间变化的趋势，可能变量与变量之间高度自相关，因此，本文在计量经济模型时选用对数模型。因此本文建立以GDP为因变量，为自变量的多元线性回归方程为Ln（GDP）=a+bLn（K）+cLn（L）+dLn（F）+ e （其中a、b、c、d为系数，e为随机误差项）
1.单位根检验
在进行模型回归之前，根据计量经济学方法，如果要对时间序列变量进行回归分析，首先必须保证各时间序列的平稳性，如果时间序列的统计特征随时间趋势变化，即非平稳，则可能存在“伪回归”，对计量回归分析的有效性产生极大的影响。因此首先要对各时间序列进行单位根检验，即平稳性检验。
本文通过计量软件Eviews6.0，分别对L、Y与P三个时间序列变量进行单位根检验，得到相关的统计量结果如表1所示：
表1 单位根检验结果
由表4-5可见，K、L、F与GDP均满足一阶平稳条件，故可以进行下一步协整关系检验。
2.协整检验
在协整关系检验中，Johansen协整检验更有方便分析多变量之间的协整关系。我们参考Johansen（1988，1991） 和Johansen & Juseliu（1990） 提出的基于VAR方法的协整系统检验，分析GDP与K、L、F之间是否存在协整关系。变量K、L、F和GDP进行Johansen多变量的协整检验结果如表2所示：
表2 多变量（K、L与F）Johansen协整检验结果
注：*表示在显著性水平为5%的情况下拒绝原假设
根据表3协整关系检验结果我们可以得到：变量K、L、F和GDP存在协整方程。
3.最小二乘法回归分析
为了进一步验证协整检验结果，本文利用Ln（GDP）=a+bLn（K）+cLn（L）+dLn（F）+ e 进行最小二乘法回归分析，结果如表4所示：
表4 回归结果分析
R2 =0.963 修正R2 =0.955 DW=1.635 Prob（F-statistic）= 0.0000
注：*表示在显著性水平为10%的情况下拒绝原假设
从上表中我们可以得出最后的回归方程为：
Ln（GDP）=0. 618ln（K） +0.895Ln（F）+1.583
从回归方程可以看出金融市场化程度与陕西经济增长之间存在正的相关性，且相关性显著，金融市场化程度每提升一个单位，经济增长总量就会增加0. 895个单位，充分说明了金融市场化对陕西经济增长具有正的推动作用。而且我们可以发现：在影响陕西经济增长的因素中，金融市场化对于经济增长的贡献最大，因此金融市场化是陕西省经济增长的一个重要原因。
（二）基于灰色关联度的实证分析
运用灰色关联度的分析方法是运用灰色系统理论的思想，根据序列曲线的走势和形状的相似度来判断序列之间的关系。序列曲线之间走势和形状的相似度越高，关联度也就越大，反之则关联度越小。本文运用灰色关联分析来检验金融市场化对陕西省经济增长的影响。计算结果见下表5 ：
表5 相关变量之间灰色关联度结果
本文使用软件为灰色系统理论建模系统3.0。灰色关联度结果如上表6所示，第一列中R1为灰色绝对关联相关系数，R2为灰色相对关联相关系数，R3为灰色综合关联相关系数（其中本文采用=0.5）。不论是从灰色绝对关联相关系数角度、灰色相对关联相关系数角度还是从灰色综合关联相关系数角度来衡量，影响陕西经济增长因素排名顺序都为金融市场化、资本因素与劳动力因素。这也在一定程度上印证了协整分析的结果。
四、结论建议
本文运用时间序列，选择衡量陕西省经济增长量作为被解释变量，以社会固定资本投资、就业人员和金融市场化变量作为解释变量建立等式关系。为了验证金融市场化与陕西省经济增长之间的关系，本文采用复杂经济科学前沿方法灰色关联度和协整分析相结合的方法进行实证分析，结果发现：（1）金融市场化程度与陕西经济增长之间存在正的相关性，且相关性显著，金融市场化程度每提升1%，经济增长总量就会增加0. 895%。（2）影响陕西省经济增长的因素主要是金融市场化程度以及资本投入变量，其中金融市场化对陕西省经济增长影响最大。
由此，我们建议，在推进金融市场化改革的进程中，一方面要提高在陕国有商业银行的经营效率，提高金融资产的质量，发展多元化的金融体系，使金融市场不断走向成熟和规范；另一方面要发展资本市场，提高陕西省企业融资结构中直接融资的比重，加大金融中介对中小企业尤其是民营企业的支持。
参考文献：
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关键词：金融发展；收入分配；经济增长
中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2012）06-87 -03
前言
金融是现代经济的核心。世界经济发展史反复证明，金融抑制和金融过度都会损害经济增长。20世纪60年代末期，雷蒙德·W·戈德史密斯、罗纳德·I·麦金农和列文等西方著名经济学家率先提出并推动了金融发展理论。金融发展指金融体系的规模或效率得到提高，金融发展理论研究的是金融体系是否具有促进实体经济增长的功能。在影响经济增长的诸多因素中，金融发展一直是国内外研究学者所关注的焦点，然而各种关于金融发展与经济增长关系的理论之间存在着较大的分歧。一种观点认为，金融中介在促进科技创新和经济增长方面是非常重要的。如新古典增长理论(Goldsmith,1969)认为，金融发展与投资有效性之间存在很强的正相关关系，强调金融自由化在增加储蓄和投资方面起着重要作用(McKinnon,1973；Shaw,1973)。新经济增长理论认为，通过有效的资本配置可以提高投资有效性，金融机构的产生与成长促进了经济增长。而与之对立的观点则认为，是经济增长导致金融发展，金融发展对经济增长并不重要。例如，以（Lucas 1988)为代表的一些经济学家认为，以往的经济学家们过分强调了金融因素在经济增长中的作用，认为经济发展会创造对金融服务的需求，从而导致金融部门的发展，是经济增长带动金融发展而不是金融发展促进经济增长。
金融发展除了对经济规模产生作用外，对经济结构特别是收入分配结构的变动也会产生一定作用。有关金融发展与收入分配的关系的研究却是在最近十多年间才发展起来的。(Greenwood和Jovanovich，1990)的理论模型开创了该领域研究的先河。在此以后，与其观点相近的文献逐渐涌现，大都是要证明金融发展与收入分配之间的倒U型关系。中国也有很多学者就此问题展开了研究。然而大部分中国学者的实证研究结论都与国外的理论有一定矛盾之处。究其原因，可能是由于中国尚处在金融发展倒U型的前一阶段，也可能是由于研究者并没有区分金融发展规模与效率的缘故。
本文的目的就是想简要评述研究金融发展、收入分配和经济增长关系的理论文献。本文以下部分的安排如下：第二部分简要评述金融发展与经济增长的理论文献；第三部分简要评述研究金融发展、收入分配和经济增长之间关系的文献；第四部分是结论部分。
一、金融发展与经济增长
（一）理论研究
在金融发展的相关研究中，各国学者都致力于金融发展与经济增长关系研究。由于各国的学者研究角度不同，他们设计的金融发展指标也不同，且各个指标的统计口径也存在差异，使其结论不尽相同，但就研究结论而言，主要有以下个方面:
1、金融发展和经济增长之间不存在相关关系。Robert Lucas曾说过经济发展中金融的作用被过分强调了，内生的技术进步才是推动经济增长的主要因素。持这一观点的这些学者认为经济和金融沿着各自的方向发展，不存在因果关系。
2、金融发展是经济增长的关键因素。就外国来看，Goldsmith在1969年以金融规模占GDP的比重设计了金融发展指标，对1860～1963期间35个国家进行实证研究，验证了金融发展与经济增长具有很高的相关程度。McKinnon则用M2占GDP的比重构建金融发展指标，在对7个国家实证分析后发现金融发展促进经济快速增长。而列文等则对戈德史密斯的研究进行了改进和发展，在1993年用4个金融发展指标对80个国家进行分析，证实了金融发展促进了经济增长。
3、金融发展对经济增长具有抑制作用。Edward S.Show和McKinnon的研究表明由于金融市场上供给及需求不足促使经济结构上的供求弹性较低，抑制了经济的发展。金融发展对经济的抑制作用在许多发展中国家和贫困地区表现尤为突出。
4、金融发展和经济增长之间互为因果关系。金融发展与经济增长之间存在相互促进的作用，经济学家WangEC建立了内生经济增长模型就说明它们之间的这种关系。研究表明金融发展有利于长期投资，从而促进经济增长，同时经济的持续稳定增长要求金融市场同步发展，以促进金融发展。
（二）影响机制
现在经济学家们已经大体认同了金融发展对于经济增长的促进作用，但对于这一领域的理论与经验方面还有许多工作要做。一个国家的金融体系是推动其金融发展的重要因素，而金融体系又分为金融中介和金融市场，对应于间接融资和直接融资两种方式。
关键词：金融发展；经济增长；市场经济
中图分类号：F224.9 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）02-000-01
金融发展主要体现在金融总量的发展以及金融市场结构的不断优化与完善，经济增长则主要体现在我国实体经济的提高，比如在国民生产总值和人均国民生产总值的增加方面，同时也包括科学技术的进步以及经济结构的完善等等。从西方发达国家多年发展经验来看，金融发展在整个经济增长过程中所起的作用是十分重要的，而且其重要性随着经济的发展而不断的提升，因此，对于金融发展与经济增长关系的平行性是一个重要的课题。金融发展是经济增长过程中一个不可忽视的因素，所以对金融发展与经济增长的关系进行深入研究有着十分重要的意义。
一、金融发展与经济增长的关系分析
从当前众多学者的理论研究来看，针对金融发展与经济增长关系的论述，存在着以下几种关系模型：
1.金融发展与经济增长之间不存在因果关系。通常一个变量产生变化而不会对另一个变量有显著的人影响，则两者之间不形成因果关系。金融发展的同时，经济也在增长，而金融结构也在不断的增长，但是各自之间却按照各自的发展逻辑，所以说大多古典经济学家认为金融发展与经济增长之间不存在因果关系。
2.经济增长促进金融发展。这种观点认为经济增长会促进金融机构的变化与发展，从而促进金融市场的不断变化与完善，针对这种观点可以用需求论作为解释。金融体系所具有的基本功能可以概括为为储蓄者和投资者找到作为合理的投资项目，而在市场经济条件下，金融体系的功能则变得日益复杂，在不同的经济条件下有着不同的制度安排，所以可以说，认为经济增长能够促进金融发展的观念是现代制度学家所持有的。
3.金融发展是促进经济发展的一个重要因素。有的观点认为，金融发展在经济增长过程中发挥着重要的作用，甚至是决定性因素之一。从某种意义上说，金融发展之于经济增长，既是必要条件，也是充分条件，而且这种观点在近些年来的研究文献中体现的日渐增多。一方面认为，金融发展是经济增长的前提条件，金融体系不够完善是影响经济增长速度的一个主要因素，而这一观点也是大多经济学家所持的观点；另一方面认为，如果没有其他影响经济增长的因素，则金融体系自身也无法呈现出快速发展的趋势。
4.金融发展阻碍经济增长。这里观点的因果关系对于金融发展对经济增长的影响显然是侧重于金融领域产生的泡沫现象以及货币危机等因素对于经济增长所产生的负面影响，这种观点认为金融体系本身具有一定的不稳定性，如股票市场以及国际资本市场的流动性等等，都是导致金融危机产生的主要因素。
5.金融发展与经济增长互为因果。这种理论认为金融发展能够促进经济增长，而经济的增长也会促进金融发展，已有越来越多的研究者接受并且深入研究经济增长与金融发展的互为因果关系。
二、实证研究与分析
本文以河南省为例，通过检验、协整分析以及格兰杰因果检验理论分析，对于河南省金融发展与经济增长的关系进行研究，得到以下结论：第一，河南省金融与经济增长之间的关系是长期均衡稳定的，因此二者之间存在着较为明显的互相作用，但是金融发展效率与经济增长之间没有显示出显著的影响效率，这也说明地区金融市场需要不断的深化。第二，河南省的金融相关比率是经济增长的格兰杰原因，二者之间存在着双向的英国关系，这也说明河南省金融市场的发展对经济增长有着较大的推动作用。第三，从当前河南省金融市场的存贷款数量上来看，仍然较大，但是在金融发展效率方面却较低，因此在促进经济增长的作用方面没有突出的作用。
三、建议
从当前河南省金融发展与经济增长的现状来看，笔者认为可以从以下两个方面进行改进：
1.促进金融市场资源配置效率的提升。河南省金融市场中的人民币存款余额的速度不断增长，这与贷款余额的增长速度相比显然更快，也说明居民的存储热情仍然较高，但是对于资金的使用效率却并没有显著的提升。在资本市场结构体系方面也仍然需要不断的优化配置，这样才能使资金不断流向投资效益较高的企业，以此促进地区的经济快速增长。同时，非银行金融机构在发展速度上虽然较快，但是在机制和结构方面仍然不够健全，所以为了能够为中小企业的发展提供更完善的资金来源，需要不断的提高金融中介的资产运用效率，促进金融市场的不断完善。
2.促进资本市场和股票市场的快速发展。从某种意义上说，股票市场对于市场经济的增长有着十分显著的促进作用。同时，保险市场是一个地区金融市场的重要组成部分，所以发展保险市场对于推动浙江省的金融市场有重要作用，所以应该多宣传保险，增长居民的投保意识，不断丰富保险品种，从多个方面的努力来推动浙江省的保险市场。我国股票市场的相关机制还很不健全，对于业绩不良的上市企业还没有相应的退出机制，这些还需要国家出台相关的细则以推动股票市场的发展，使得金融市场可以进一步提高地区的经济增长。
综上所述，金融是市场经济发展的核心，为了促进经济的发展，必须要促进地区金融市场的不断优化与完善，而金融市场的发展与国家相关政策的扶持是分不开的，只有在国家和政府的全面支持下，才能促进金融市场的不断发展，从而促进经济结构不断完善，实现经济的快速增长。
参考文献：
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关键词：金融一体化；资本自由流动；本地存贷关系
中图分类号：F832.7 文献标识码：A文章编号:1003－9031(2011)11－0034－03DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.11.09
一、引言
当前，经济全球化已构成当代世界经济发展最主要的趋势性特征，作为主要推动力量的金融一体化的发展尤为引人注目。在过去的几十年，世界各国的资本自由化运动和不断的金融创新使得全球金融一体化的进程似乎愈演愈烈。随着我国融入世界经济的步伐，我国参与全球金融一体化的程度越来越深，因此有必要对金融一体化的指标进行研究，以更好地判断我国的现状。广东省作为改革开放的先驱，对我国经济近30年的发展起到了重要的作用，本文将通过广东省各市存贷的关系分析广东省金融一体化的情况。
二、文献综述
金融一体化指国与国之间的金融活动相互渗透、相互影响而形成一个联动整体的发展趋势。从金融一体化的含义研究金融一体化的指标，可在两方面讨论。
一方面，两个市场的金融一体化程度越高，意味着市场之间的交易量越大，包括资本流动和金融服务的贸易流动。Feldstein和Horioka（1980）运用本地投资率和储蓄率之间的相关性衡量区域资本自由流动程度，借以判断金融一体化水平。相关性越高，表示资本流动受到障碍越多，金融一体化程度越低[1]。Philip R. Lane、 Gian Maria Milesiferretti（2003）提出过衡量金融一体化的两种指标：第一种是基于总量的方法：IFIGDP=（FA+FL）/GDP, 其中FA和FL分别指国外资产与负债的总量；第二种是基于股票的方法：GDOGDP=（PEQA+FDIA+PEQL+FDIL）/GDP，PEQA（PEQL）表示间接投资中的股票资产（负债），FDIA（FDIL）表示直接投资中的股票资产（负债）。比值越大，金融一体化程度越高。但由于可能存在较多因素影响到资本流，所有上述比值不能完全代表一国金融一体化的程度[2]。该类方法优点在于适用范围较大且不受主观影响，特别适合单独衡量分析一个国家金融一体化的程度。Ip-Wing Yu、 Kang-Por Fung、 Chi-Sang Tam（2010）在Feldstein、Horioka的基础上提出一国的储蓄和投资间的关系应作为判断该国是否实现与其他经济体金融一体化的指标，金融一体化意味着资本的自由流动，各国的真实利率趋于相同。一旦国内出现资金需求满足新的投资，国外资金能够迅速的满足，因此单个国家内的储蓄和投资并不需要高度的关联[3]。
另一方面，完全金融一体化的市场意味着同样特点的金融工具的回报率是一样的，即不存在套利机会。Zhiwu Chen PeterJ. Knez关于金融市场一体化指标的理论就是基于这层含义：一是如果能够在两个不同的市场分别各自构造一个投资组合，而且两个投资组合价格不同但却有着相同的报酬，则这两个市场必定没有实现完全的一体化；二是如果两个市场间存在套利机会，则两个市场不可能已实现了一体化[4]。Rien J. L. M. Wagenvoort、Andre Ebner、Magdalena Morgese Borys（2010）在分析欧洲信贷和债券市场时，分别用到α-收敛判断欧洲各国跨国借贷成本是否相同；σ-收敛判断欧洲各国跨国借贷成本是否正在趋于一致。通过对欧洲各国资金和债券利率的比较判断欧洲信贷和债券市场是否存在套利机会，即欧洲信贷和债券市场是否达到一体化[5]。从这个含义理解，金融一体化也意味着各国相同资产收益率相同，从而“一价定律”成立，对利率平价的偏离就是货币市场一体化的衡量指标。Yin-Wong CHEUNG、Menzie D. CHINN、Eiji FUJII（2003）在定量分析中国大陆、香港和台湾金融市场一体化时，针对实际利率平价、抛补利率平价和购买力平价的偏离情况，说明三个经济体当中中国大陆与香港的一体化程度最好[6]。Ip-Wing Yu、Kang-Por Fung、Chi-Sang Tam（2010）在评价亚洲金融市场一体化时，通过不同股票市场回报率的分布情况判断亚洲各国股票市场的相互联系，以此分析亚洲各国金融一体化的程度。在“一价定律”之下，相同的资产在不同的市场所获得的收益应当是相同的。如果在不同市场的回报率相差较大，意味着亚洲各国并没有实现完全的金融一体化。
另外，可从金融市场的构成研究金融一体化。金融市场包括股票市场、债券市场、外汇市场和金融衍生品市场等。在分析金融一体化时，可以单独对这几个市场分别讨论，以这几个市场一体化的程度代表金融市场一体化的程度。Rien J.L.M. Wagenvoort、André Ebner、Magdalena Morgese Borys（2010）同样是通过对欧洲信贷和债券市场一体化程度的研究分析欧洲金融一体化的程度。
由以上文献可看出，对于金融一体化的衡量方法基本上是从金融市场的一个子市场出发，如信贷市场、债券市场等，通过分析市场间的交易量大小或是市场内金融产品的回报率是否相同来判断金融一体化的程度。当前即使是在金融发展水平相对较高的珠三角地区, 仍然是银行为中介的间接融资为主，储蓄的规模可看作是可利用的金融资源的多少，而债券和股票依然处于劣势水平。因此，本文采Feldstein和Horioka(1980)的方法，通过分析广东省本地储蓄率和投资率的相关性判断金融一体化程度。
三、金融一体化的测度方法
本文采用Feldstein和Horioka（1980）的方法测度广东相关各市的金融一体化程度。Feldstein和Horioka运用经合组织（OECD）21个国家15年的数据，对每个国家的国内储蓄和国内投资关系进行测量，以此分析该国资本市场开放程度，作为判断全球金融一体化的依据。该方法的理论基础是，由于一国总储蓄或总投资的变化会引起经常账户的变动，于是经常账户余额就等于国民储蓄减去国内投资。金融市场完全一体化，国家之间资本的完全自由流动，意味着国内储蓄和国内投资之间没有联系。每个国家的储蓄将会对世界范围内的投资机会做出反应，而每个国家内出现的投资机会都会得到世界范围内资金的支持。
在Feldstein和Horioka的研究中，投资率和储蓄率之间的关系用等式（1）表示：
其中I/Y是国内总投资与国内生产总值的比值；S/Y是国内总储蓄与国内生产总值的比值；Beta的值越大，说明资本流动性越差，即全球金融一体化程度越弱。Feldstein和Horioka同时指出，即使在资本完全自由流动的假设下，如果β值很高，也可能是影响储蓄和投资的因素都发生变动，而不一定反映储蓄和投资间的对应关系。
本文通过投资率和储蓄率之间的关系，分析广东省内金融一体化的情况，测度广东省各市的金融一体化程度。如果β的估计值最后趋近于1，意味着广东各市的储蓄增量不会转移到其他城市，反映本市储蓄和本市投资的变动都受到高回报率的刺激，这种情形说明广东各市并没有实现完全的资本自由流动，即区域金融一体化程度不高。如果β值小于0，意味本市投资率和储蓄率呈负相关关系，反映本市资金较多投资于外地市场，或者外地资本对于本市投资占据较大比例，说明资本的流通频繁。如果β值趋近于0，反映一市出现投资需求，其他各市的资金能够迅速流入，因此一市投资能拥有充足资金来源而不受本市储蓄总额限制，投资率和储蓄率则难呈现对应关系。
四、数据与变量分析
本文采用广东省21个城市2000―2009年间的面板数据，检验广东省的投资―储蓄相关性，以分析广东金融一体化的程度，数据来源于《广东省统计年鉴》（2000―2010），部分2000年的缺失数据采用科学方法进行相应的处理。
根据等式Y=C+S计算各市的储蓄和投资数据，储蓄等于各市的名义GDP减去私人消费和政府消费，各市投资等于各市的总资本形成额，包括固定资产形成总额加上存货增量。储蓄率等于储蓄除以各市的名义GDP，即；投资率等于总资本的形成额比上名义GDP，即。
从图1和图2可看出，广东全省平均投资率和储蓄率均呈现出弱上升趋势，平均投资率由0.382991上升至0.453541，平均储蓄率由0.388782上升至0.467241，投资率和储蓄率存在一定的相关性。
珠三角9市的平均投资率和储蓄率比较平稳，变化不大。三十多年的改革开放历程,珠三角区域的经济发展引人瞩目，成为广东省经济最为发达的地区之一。珠三角以占全国3.6%的人口和不足0.6%的土地，创造占全国经济比重10.3%的经济奇迹。在经济不断发展的历程中，实现经济较好的融合，资本流动愈加频繁，使得广东金融一体化的进程不断加深。由此，可判断珠三角地区资本基本实现自由流动。从整个广东省的范围看，珠三角的金融一体化程度处于较高水平，本文通过实证检验该论点的正确性。
五、结果分析
参照前述（1）式构造实证模型：
式（2）中的下标i表示城市；t表示年份；?滋it 表示误差项。本文采用个体固定效应估计方法，分别对珠三角9市和广东21市进行回归，结果如表1所示。
回归结果表明，广东21市的投资率―储蓄率相关性为0.275512，投资率和储蓄率呈现正向关系，珠三角9市的投资率―储蓄率相关性为-0.315311，投资率和储蓄率呈现负向关系。按照模型理论，珠三角地区投资率和储蓄率不但没有表现出对应关系，相反呈现负相关，说明珠三角地区的资本实现较好的流动，金融一体化处在一个较高水平上。与珠三角9市相比，广东资本自由流动性总体稍弱，金融一体化程度稍低，但总体上仍具有较高的一体化程度。
六、结论
广东省经济发展在全国处于领先水平，但广东省各地并未实现经济的均等发展，相较于珠三角9市，广东其他城市的经济发展差异较大，尤其是粤东、粤北地区仍相对贫困，由于地理位置的差异，粤东、粤北地区无法像珠三角地区吸引充足的外部资金，经济发展水平与珠三角地区有较大差距，经济发展仍带有一定程度的封闭性，加上一些地方保护主义，容易导致资本在区域间的流动受到阻碍，出现投资率和储蓄率呈现正相关。
珠三角地区是中国改革开放以来受益最早、经济成长最快、市场化和国际化水平较高的区域，地理位置上毗邻香港的优势，使得珠三角地区能借助香港经济带动本地经济发展。外商投资给珠三角带来经济增长，而地方政府的各种政策优惠，能够吸引更多的投资，减小了地区内资本流动的障碍，由此珠三角地区的投资增长并不依赖于本区储蓄的增长，实证检验得到的投资率―储蓄率也呈负相关。
总之，相比于珠三角经济发达地区，广东21个城市的投资―储蓄率相关性较高，说明相比于珠三角地区，广东省的投资对储蓄的依赖程度稍高，资本自由流动的程度稍差，金融一体化水平稍低。但基于广东省经济发展的背景，金融一体化程度仍处于较高水平。
参考文献：
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关键词：金融发展；经济增长；甘肃；实证分析
中图分类号：F812.042文献标识码：A文章编号：1003-4161(2008)01-0145-03
1.引言
金融发展理论的核心是研究金融发展与经济增长之间的关系。西方经济学家对这个理论进行较多的研究，并形成了较为系统的理论体系。早在1911年，熊彼特就指出一个国家金融部门的发展对该国人均收入水平和增长率的积极效应，并认为功能良好的银行通过甄别并向最有机会在创新产品和生产过程中成功的企业家提供融资而促进技术创新，从而推动经济增长。1969年戈德史密斯通过对35个国家1860~1963年的数据进行计算、分析和研究后认为：在一个较长的分析期内，经济与金融发展水平大致平行，在一些国家，甚至还出现了较快的经济增长速度与超出平均水平的金融发展关系这种情况。1973年肖和麦金农分别在金融深化论、金融压制论中，阐述了一国金融体制与该国经济发展之间存在一种互相刺激、互相制约的关系。20世纪80年代约瑟夫・斯蒂格利茨等人提出的信贷配给理论论述了金融市场的内生性缺陷，从而客观上对金融深化理论起到了补充作用。金和莱文在90年代中期提出了一系列衡量金融发展的指标，并利用实证方法证明金融发展对经济的增长具有积极作用，尽管不同的学者论述不尽相同，但可以肯定的是金融发展与经济增长之间存在着积极的紧密关系。
近年来，我国学者也对金融发展与中国经济增长的关系作了探讨和研究。孟猛（2003）通过运用包含误差修正项的格兰杰因果检验法，从实证的角度得出：长期看我国经济增长与金融深化之间存在供给导致的关系即发展金融市场、深化金融改革从长期角度看有助于我国经济发展；史永东、武志（2002）运用格兰杰因果关系检验，证明我国金融发展与经济增长存在着一种双向因果关系；沈坤荣、张成（2004）对金融的内生发展和经济增长的关系进行实证分析，认为金融发展已成为促进经济增长机制的一部分，在调节经济促进发展上发挥正向作用，1991年证券市场的出现并没有在很大程度上影响金融中介对经济增长的促进作用，反映中国金融市场的不成熟和不规范。当然还有其他许多学者利用各种方法和各种指标对我国金融发展和经济增长之间的关系进行理论和实证研究，但是这些学者的研究分析大多是将中国金融业当作一个整体，很少注重西部地区金融发展差距。本文以国内学者研究为基础，利用甘肃省金融发展和经济增长数据，通过线性回归的方法来检验甘肃金融发展和经济增长的相关性，并据此得出相关结论和建议。
2.指标和数据的选择
本文选取三个指标来衡量甘肃省的金融发展水平，第一个是金融相关率即C/GDP，其中C代表的是金融机构信贷总额，用它来反映经济金融化程度。根据戈德史密斯提出的金融相关率的计算方法即某一时点上现存金融资产总额与国民财富的比率。我们在此选取存、贷款总额即信贷总额来代替金融资产总额，这是因为对甘肃这样一个欠发达省份来说，金融资产主要集中在银行，而银行最主要的资产是存贷款，选取GDP来代替国民财富，这是因为GDP被通常认为反映一国或地区的综合经济发展指标，金融相关率越大，经济金融化程度越高，金融发展也就越快。第二个指标是证券化程度指标S/GDP。它指的是证券市场市价总额与GDP之比，它是反映证券市场经济化程度的指标。证券市值应包括股票、债券和基金的市值，由于股票市场在甘肃证券市场上占主导地位，同时我们所掌握的统计资料也难以查到全部证券的市值，所以我们把股票市场市值代替全部证券市值，而忽视了债券和基金市值的部分。第三个是保险经济化指标I/GDP，它指的是全部金融机构保费收入与GDP的比率。
除了三个金融发展指标以外，我们还需建立经济增长的指标，在本文里，我们以实际GDP作为衡量本地区经济发展水平的指标，用GDP*表示；以每年的GDP*环比增长作为衡量本地区实际经济增长率的指标，用RGDP*表示。表1是我们收集到的各项指标从1990年到2004年的具体数据。
2.S（股票市值）是各上市公司当年的股本*该只股票当年最后一个交易日的收盘价累计之和
3.C为甘肃金融机构的存、贷款总额
数据来源：《甘肃统计年鉴》、《甘肃年鉴》、《甘肃金融年鉴》各期，新浪网、证券之星
3.计量模型的建立
在建立模型之前，我们先以直观的图表表示甘肃省RGDP*、C/GDP、S/GDP、I/GDP的变动趋势，如图1：
从图中可以看出，甘肃省的RGDP*基本上保持不变，接近与一条平行与横轴的直线，但这也同时表明甘肃省的实际GDP保持着一个基本稳定的增长速度，经济总量不断扩大。从1990年到2004年，甘肃省的实际GDP增长了3.5倍。随着经济的不断增长，甘肃经济金融化程度、证券经济化程度、保险经济化程度也不断提高，经济金融化程度即金融相关率由1990年的151.10%提高到2004年的293.42%，净增142.32%；证券经济化程度有1994年的1.78%提高到2004年的16.43%，增长了9.2倍,保险经济化程度由1990年的0.84%提高到2004年的2.85%,增长了3.4倍。可见，在过去的15年中，经济和金融发展取得了显著的成绩。根据图1所示，我们可以认为：
（1）甘肃省的经济金融化程度与实际经济增长率呈正相关关系，因为随着实际经济的逐步稳定增长，经济金融化率是大幅度提高的。这说明甘肃省金融发展迅速，金融资产总量不断增加，金融发展速度超过了经济增长的速度。
（2）甘肃证券经济化程度与经济增长率没有明显的规律性关系。因为在1994~2004年，甘肃实际经济增长率呈不显著的上升趋势，而证券化程度先是快速上升，之后又大幅度地下跌。
（3）保险业对甘肃经济增长的贡献不大，几乎可以忽略不计，保险经济化程度是横轴上的一条水平线。这是因为甘肃地区保险市场起步较晚，保险业务规模小、保险公司数量少，居民对保险认同度不高。
根据图1，可以直观地看到甘肃省金融发展与经济增长存在着某种相关关系，为了准确的揭示变量之间的关系，我们建立了多元回归模型，由于保险业务规模太小，对经济增长的贡献不大，所以我们在模型中舍去了保险经济化程度这个变量，模型如下：
模型的Y表示经物价调整后的实际GDP也即GDP*，x1表示S/GDP，x2表示C/GDP，u表示随机扰动项。
4.相关检验与原因分析
按以上模型，利用甘肃省1990~2004年的相关数据，运用EVIEW3.1软件，进行回归分析，得出结果如表2：
从回归结果看,方程的拟合度R2为0.9522,调整后的R2为0.9402，这是一个非常理想的结果，这也说明了甘肃的金融发展程度在很大程度上解释了该地区的经济增长情况，D.W＞du=1.36说明经广义差分变换后的模型已不存在序列相关性。
关于t检验，模型中x2的t绝对值较大，通过的可能性很大，而x1的t绝对值较小，通过的可能性小，这说明x2与GDP*的线性关系是显著的，而x1与GDP*的线性关系是非显著的，表明股票市场对当地经济增长作用不明显，这一结论与哈尔锐斯的研究成果基本吻合，即“在欠发达国家，股票市场对经济增长的效应是非常弱的，而在发达国家股票市场活动水平的确有助于解释实际GDP的增长率。”股票市场对甘肃经济增长没起到很大的作用，其深刻原因一方面是我国股票市场成立时间不长，甘肃省更短，直到1994年才有第一只股票“甘长风”上市，不规范的地方仍然很多；另一方面是股票交易与股票价格在很大程度上受到很多非经济因素的影响，同时股票市场上结构不合理，上市公司大多是国有企业，因此股票市场没能成为反映国民经济的“晴雨表”。此外，上市公司质量较低，投机性很强，资金大部分被大股东占用，未能把资金用来促进自身发展进而推动甘肃经济发展。在回归模型中x2的系数为正的3.09,这说明经济金融化程度与经济增长是正相关的,与我们的预期相符合的；同时系数值为3.09,意味经济金融化程度每深化3.09个百分点,才能使得经济增长1个百分点,这说明甘肃的经济是靠高信贷增长为支撑的，金融的“高投入，低产出”问题突出，资金配置效率不高。
5.结论与建议
本文通过对甘肃省金融发展与经济增长关系的实证分析，得出如下结论：①经济金融化指标C/GDP与经济增长呈正相关关系，但金融发展与经济增长不协调，金融存在“高投入，低产出”问题。②股票市场对经济增长有不显著的作用。③保险业对甘肃经济增长的贡献不大。
针对以上结论, 我们提出了如下建议：
1. 调整信贷结构，优化投资方向，提高银行资金的运用效率
银行在信贷支持上最主要的是做好信贷的有效调节。一方面要在量上进行调节，保证信贷资金的适量供应，另一方面要在结构上进行调节，保证资金的合理投向，确保资金高效运用。甘肃省银行业和政府要积极协作，加强产业、行业信息的采集和分析，把握发展趋势，拓展项目范围，统筹制定技改项目支持重点，石油、化工、钢铁等重工业以及旅游业，它们既是甘肃省的传统产业，又是甘肃的优势产业，商业银行应增加对其支持。同时，在西部大开发的良好环境下，商业银行应在保证资金安全性、流动性、盈利性的基础上，继续增加对基础建设的资金支持，并对资金流向、运用情况要进行严格监控，防止投入资金的挪用和流失，使得甘肃金融高投入、低产出的局面得到根本扭转。
2. 积极发展、壮大、规范资本市场，拓宽企业的融资渠道
目前，甘肃资本市场特别是股票市场规模不大，市场体系不健全。目前，只有19家上市公司，仅占全国上市公司总数的1.4%，且上市公司整体质量不高，道德问题突出。因此要争取发展一些有潜力、运作良好的公司上市，并且积极推动本地区上市公司的重组，发挥其整合后的协同效应。同时要以主导产业和高新技术企业为基础，培育储备一定数量的准上市公司，争取上市融资或借壳、买壳上市，充实资本市场。积极利用债券这一手段，鼓励企业发行融资债券，吸引社会下闲散资金。通过不断寻求融资新渠道，整合内外各种资源，为甘肃经济发展提供充足的资金支持，增强证券市场对经济的促进作用。此外还须加强证券市场的监管力度，制止上市公司、企业的违规、违法行为。
3. 促进保险市场快速发展
由于甘肃省保险业发展较慢，市场份额较小，因此甘肃省要有计划的批设一些新的保险公司，重点支持专业性养老保险公司、健康保险公司的设立，培育多元化的保险再市场，支持保险公司和其他各类投资主体参股后设立再保险公司。鼓励引导保险公司调整产品结构，拓展网上保险、远程理赔等新的服务方式，满足多层次的保险要求。同时要搞好农村养老保险的试点工作，鼓励有经济能力的人参加保险，提高保险市场在甘肃经济增长中的贡献比重。
4. 建立中小企业投资担保公司，为中小企业发展提供良好的金融平台
中小企业是社会经济的重要组成部分，在繁荣市场、创造社会财富方面发挥着重大作用，但是目前甘肃省中小企业规模小、资信低，可供抵押的物品少，财务制度不健全，而且中小企业贷款单笔数量不大，频率又高，这样使得省内各商业银行对中小企业放款单位管理费用高于对大企业的相对费用，出于盈利性和风险性原则的考虑，各商业银行不愿向其贷款。因此有必要建立一些中小企业投资担保机构，为有条件、有效益、有市场的中小企业进行担保，提高其社会信用能力和向银行的融资能力。在中小企业贷款担保方面，尽管甘肃省已开始了有益的探索，成立了一些中小企业担保公司，但是目前从担保公司的运营情况看，其作用还没有充分发挥出来，还需进一步完善。
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［作者简介］王晓鸿(1965-)，女，副教授，硕士生导师，研究方向：区域经济学、金融理论与政策
程贵（1980-），男，兰州大学经济学院金融学硕士研究生。
【关键词】金融结构；经济增长；VAR模型
一、引言
金融发展理论表明，金融发展与经济增长密切相关，而金融发展实际上就是金融结构的变化。一个发达的金融系统可以减少信息和交易成本，分担和管理风险，这对于储蓄、投资决策和经济增长是至关重要的。而不同的金融体系结构、金融工具结构、金融市场结构和金融机构结构等，对于信息、交易成本和风险的影响是不同的。因此，研究金融对经济增长的贡献，必须从金融结构入手。对金融结构的研究始于20世纪50年代，其内涵至今国内外学者也没有达成共识。理论界有较大影响的观点主要有二:一是以雷蒙德・W・戈德史密斯（Raymond.W.Goldsmith）在1969年提出了金融结构的概念，他认为金融结构是一国现存的金融工具和金融机构之和，金融发展的实质是金融结构的变化，研究金融发展就是研究金融结构的变化过程和趋势。在他那本《金融结构与金融发展》一书中，他认为金融系统的结构特征主要表现为这样一些特征：金融资产的总量和实物资产之间的比例关系，这种关系被称为金融相关率；各经济部门的金融资产与负责总量及其在不同种类的金融工具上的分布；金融机构和非金融经济部门所持有的的金融资产和负责之间的关系；各种不同金融机构的金融资产和负责的比例关系，以及这些资产和负责所采取的金融工具的形式等等。二是近年来学术界流行的所谓“两分法”，即着眼于一国企业的外源融资――通过金融市场或金融中介融资角度划分的不同国家的金融结构，即银行主导型金融结构（以德国、法国、日本为代表）和市场主导型金融结构（以美国、英国为代表）。逐渐引入和传播，中国经济学者也开始研究金融与经济之间的关系。在理论上主要以雷蒙德・W・戈德史密斯的金融结构观为依据，可分为两大类:一类只是定性化研究中国的金融机制与结构；另一类则主要从金融资产的角度定量地研究和分析中国的金融结构特征。中国学者对金融结构的理解和解释更是众说纷纭。如王维安（2000）从西方金融发展理论出发，得出衡量一国金融结构的六大指标。李量（2001）把反映一定时期各种金融工具、金融市场和金融机构的形式、内容、相对规模和比例理解为一国的金融结构，并指出一定的金融结构反映一定的金融功能及效率，也反映了一个经济的金融体系的特征。王广谦（2002）则以金融资产结构为切入点，采用分层次的结构比率分析法来考察中国金融结构的现状与变化。李健（2003）从多角度对金融结构进行了研究，认为金融结构是指构成金融总体的各个组成部分的分布、存在、相对规模、相互关系与配合的状态，并认为金融结构由构成金融各业的产业结构、金融市场结构、融资结构、金融资产结构、金融开放结构等组成。林毅夫（2009）认为，金融结构是金融体系内部各种不同的金融制度安排的比例和相对构成。金融结构可以从不同的角度来考察，从金融活动是否需要通过金融中介，可以考察金融市场与金融中介的比例构成；从金融交易的期限长短，可以将金融体系分为货币市场与资本市场；从金融活动是否受到政府金融监管部门的监管，可以分为正规金融和非正规金融。就银行本身，可以分为银行业竞争程度和不同规模的银行分布。白钦先（2003）认为金融结构是金融相关要素的组成、相互关系及其量的比例，并提出金融倾斜的概念。考察金融结构的表现形态可以从多方面进行如产业结构、金融市场结构、融资结构、金融资产结构、金融开放结构等。在经济增长和金融结构关系方面：易宪容，黄少军（2004）从银行观，市场观，法制观，功能观阐述了不同金融结构对经济增长的影响；喻平（2005）从金融创新与经济增长关系出发，探讨金融总量对经济增长的动态演进过程。
二、金融结构特征
根据世界各国关于金融结构的分析，把金融结构分为市场主导型和银行主导型，我国现在是银行主导模式。这主要由于我国的市场证券化程度不高，多数企业不能直接从资本市场上融资。
1.从金融机构的资产和负责结构来看：银行主导型相对于市场主导型的第一个基本特是：在全部金融机构中，银行的资产负责所占的比重非常大；而在市场导向结构中，非银行金融机构的份额要大得多。第二个特征是：对于前者，贷款是金融机构的最主要的金融资产。
2.从金融工具的规模和结构来看：银行主导型和市场主导型的差别在银行贷款规模，股票市值和发行结构，债券市值和发行结构等几个方面。
3.从居民的金融资产结构方面来看：银行主导型和市场主导型的差别在于：对于前者，居民资产组合中最重要的部分就是现金和存款；后者对股票和其他股权，债券占有很高的比重。
4.从非金融公司的融资结构和股权结构来看；市场主导型和银行主导型的差别在于：第一，前者的股权类证券的比例较后者为高。第二，在债券类证券中，前者的公开流通债券同银行借款大致差不多，而后者的银行借款要远远多于公开发行的债券。
三、我国金融结构和经济增长的实证分析
（一）变量选取与数据来源
1.解释变量和被解释变量。为了解释中国经济增长、金融发展及其结构之间的关系，我们分别选取GDP与JRXG、JRJG，JJJG四个指标，通过运用格兰杰因果关系的检验，得出影响经济增长的主要变量，剔除不显著变量后运用回归分析方法及VAR模型以反映其对GDP作用的大小程度。四个指标的取值时间跨度为13年（1995-2007）。
2.衡量指标定义。金融相关比率=金融资产总值/GDP，金融结构指标=(金融资产总值-各项存款-各项贷款)/金融总资产，经济结构指标=(第二产业增加值+第三产业增加值)/GDP。GDP为相关各年度实际值。所有的数据来源于1996-2008年中国统计年鉴。
（二）各个变量的平稳性检验
在Eviews5.0中提供数据平稳性检验的方法有很多种如：图示法，主要是趋势图和散点图；单位根检验主要是DF检验和ADF检验等。本文运用ADF单位根检验法检验各个数据的平稳性，各个变量选择都选择具有常数项，滞后期为一期，序列为原来序列水平，检验结果如下表-1所示。在表-1中各个变量的ADF统计值的绝对值小于在1%显著水平下的临界值，说明各个变量不是平稳序列，需要对原序列进行差分运算，使得各个变量为平稳序列。对各个变量差分后检验其平稳性，各个变量都是平稳的。
从表-1中看到，经济增长与金融结构是正相关，与金融相关率和经济结构的呈现负相关的关系。说明影响经济增长的四个因素中，金融结构是起主要作用。且金融结构和金融相关在1%的显著水平下高度相关，说明二者有很强的关系。
根据表-3结果在5%的显著水平下，拒绝DJRJG不是影响DGDP的原因，在10%的显著水平下，拒绝DJRXG不是影响DGDP的原因，DGDP不是影响DJRJG的原因即认为DJRXG是影响GDP的原因，DJRJG是影响DGDP的原因，DGDP是影响DJRJG的原因。
（四）实证分析
根据上表的因果关系建立DGDP和DJRXG，DJRJG的回归模型，阐释这两个变量对经济增长的影响程度。其中建立一个DGDP和DJRJG的VAR模型，考察两者的短期影响关系。模型一为：
DGDP=20367.64788+278716.9058*DJRJG-60338.71995*DJRXG
s=(3132.085) (129673.9) (23208.91)
t=(6.502904) (2.149368) (-2.599808)
0.430458，=0.303893，3.401083 DW=0.581873
VAR模型所考察的是两个平稳序列在不知道内生与否的情况下，通过二者的因果关系联立二者，考察其滞后期的相互影响。
模型二为：
①DGDP=5933.87494+1.459178028*DGDP(-1)-0.7490528262*DGDP
(-2)+9838.067218*DJRJG(-1)-172152.272*DJRJG(-2)
s=(3464.47) (0.20377)(0.43841) (47402.2)(50099.6)
t= (1.71278)(7.16108)(-1.70858)(0.20754)(-3.43620)
0.98318，= 0.969737， 73.09901
②DJRJG=0.03220092284-2.4913851e-06*DGDP(-1)+7.395479427e-07*DGDP(-2)+0.03934627147*DJRJG(-1)-1.029324476*DJRJG(-2)
s=(0.05987)(3.5E-06) (7.6E-06) (0.81914) (0.86575)
t=(0.53786)(-0.70754)(0.09762) (0.04803)(-1.18894)
0.508013，=0.114424，1.290718
从以上两个模型的输出结果来看，模型一显示了金融结构，金融相关对经济增长的影响程度，金融结构的系数值大于金融相关的系数，由系数符合显示了二者同经济增长的相关性，与前面所做结论一致。由系数的大小知道，经济增长主要是金融结构与金融相关的正抵消效应而导致的。说明在二者的相互作用下，经济呈正增长的态势。
模型二显示了经济增长和金融结构与自身滞后期的关系，①中显示了经济增长与自身滞后一期和金融结构滞后一期正相关，滞后二期负相关。说明经济增长受自身和金融结构前期的影响，模型拟合度很高，说明效果很好符合标准。②中显示了金融结构与自身滞后期和经济增长的滞后期关系，由系数知经济增长和金融结构滞后期对金融结构的影响不显著，模型的拟合优度一般，说明金融结构受自身和经济增长的影响很小。
四、结论及建议
本文基于金融结构和经济增长的实证研究，运用线性回归计量方法和VAR模型，考察二者的关系程度，得出金融结构对经济增长具有很大的影响，而且经济增长不仅受金融结构的影响，而且还首自身前期和金融结构前期的影响，说明二者存在短期的影响关系。因此，根据本文的结论提出一些结论：首先是建立完善的金融体系，不管是银行主导还是市场主导，都有利于经济的增长；其次应考虑经济增长的短期动态关系，有利于实现长期的经济稳定增长。第三，加强资本市场建设，发展我国的资本市场。第四，银行治理结构改革稳步推进，逐步提高银行在金融体系的作用。
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关键词：金融抑制；利率市场化；县域经济
JEL分类号：P22中图分类号：F832文献标识码：A文章编号：1006-1428(2012)04-0107-05
近年来，我国的利率市场化进程正在稳步推进，由于我国的利率市场化进程具有“先农村、后城市”的特点，各地区经济发展水平、金融基础设施建设也存在较大差异，利率定价行为对不同地区、不同产业的影响尤为值得关注。因此，本文选取江苏省苏南、苏中、苏北三地共39个样本县(市)作为研究对象，以考察利率市场化对县域经济的影响，为进一步推进利率市场化建设提供有益参考。
一、相关文献回顾
(一)有关利率市场化的相关理论述评
在发展中国家利率市场化改革的路径与方式上，理论界存在两种看似矛盾又紧密联系的理论。一种是20世纪70年代美国经济学家麦金农和肖提出的“金融深化论”。他们认为发展中国家由于普遍存在人为的利率管制、较高的通货膨胀，造成实际利率低于市场均衡利率，不仅减少了国家储蓄，降低了实际经济增速和金融发展的规模，且由于技术选择不利于劳动密集型经济的发展，造成低效的资本密集型投资重复进行。基于此，金融深化论学派提出“金融自由化”为特征的政策主张，主要措施包括放松对利率的人为干预、抑制通货膨胀、将银行转化为社会组织、鼓励民间金融以及促进金融业的竞争等，通过实际利率的提升促进经济增长。
另一种是Hellmann(1994)，Hellmann(1996)，Hell-mann(2000)在对东亚的经济研究后提出的“金融约束论”。该理论宣称，对于发展中国家而言，政府应该采取“金融约束”政策，通过控制存款和贷款利率、限制金融市场准入、管制竞争等，将实际利率维持在正的、低于市场均衡利率的水平上。这样。银行由于资金成本较低，放贷意愿较强；企业也由于贷款利率不是很高，有动力进行一系列的投资和生产活动，从而推动一国的金融深化和经济增长。
根本上讲，“金融约束论”与“金融深化论”并不存在本质对立，金融约束强调不能急于否定政府的干预，认为政府进行选择性干预有助于金融深化。政府干预金融的深度和广度，应该随着金融深化的加深而减弱。金融约束与金融抑制的区别主要在于：在金融抑制下，政府将名义利率控制在低于通货膨胀的水平，从民间攫取租金；而在金融约束下，政府将名义利率维持在适度水平以确保实际利率为正，并低于均衡利率，从而为民间部门创造租金。
(二)实证研究综述
就实证的结果而言，Maxwell Fry(1989)，Alan H.Gelb(1989)支持金融自由化的理论假设，认为利率市场化带来的实际利率的提升，能够显著促进储蓄和投资。进而推动经济增长。而另有学者则认同金融约束论的推断，指出利率市场化后实际利率的提升并没有对经济增长产生应有的促进作用，二者的关系甚至为负。
国内关于利率市场化效应的研究主要集中于两个方面。早期研究侧重于利率与经济增长的长期关系，沈坤荣等(2000)、庞晓波等(2008)都指出实际利率的提升能够有效促进经济增长。其中沈坤荣等(2000)的研究指出，麦金农关于实际利率提升促进储蓄和投资的理论假设，是以短缺经济为背景的。由于20世纪九十年代后我国商品市场已由短缺经济变为结构性过剩，造成这一时期实际利率对经济增长的促进效应明显减弱。值得一提的是，张效岩等(2010)首次采用农村经济数据对中国利率市场化的效果进行了研究，他们得出的结论是我国利率市场化改革是有效的，利率市场化水平的提高直接影响了贷款、投资和储蓄的增长，由此带动了生产、消费乃至居民收入的增长，从测定的利率市场化的宏观经济效果来看，利率市场化首先引起的是投资的显著增长，表明现阶段我国农村地区的金融抑制仍然存在。金融约束过于强化，不利于金融市场效率的提升，现阶段农村地区金融抑制理论更适合其实情。
对于中国的研究，大多采用全国性的数据。未考虑我国利率市场化“先农村，后城市”的特点，也未对区域性差异进行深入探讨。基于这些考虑，本文从县域角度出发，选取江苏省苏南、苏中、苏北共39个样本县(市)作为研究对象，考察了1994-2009年间利率市场化对不同地区、不同产业发展的影响。
二、江苏县域金融机构利率定价概况
为全面了解县域金融发展概况，我们在江苏省共选取了39个样本代表性强、数据资料相对完整的县(市)作为考察对象，其中苏南、苏中、苏北分别有11、13和15个样本县域(见表1)，研究区间为1994-2009年。
(一)不同地区县域贷款利率执行情况
受利率统计资料可得性的限制，本文选取苏南、苏中、苏北县域统计资料相对完整的9个县，考察县域贷款执行利率变化情况。由于没有关于县域贷款执行利率的直接统计数据，我们用当年县域所有金融机构利息收入除以年初贷款余额与年末贷款余额的平均值，得到县域贷款执行利率的近似估计，基准利率选用一年期贷款基准利率。数据显示，不同地区县域贷款执行利率走势与基准利率走势基本一致(见图1)，经历了1994-2003年的总体趋降和2004-2008年的持续回升，2009年受适度宽松货币政策的影响有所下降。可见，虽然2004年10月后我国放开了贷款利率上限管理，但基准利率对贷款执行利率仍具有重要的指示意义。
分地区看，苏南县域的贷款执行利率总体高于苏中、苏北。2004年之前，苏中、苏北县域贷款执行利率比较接近，但2004年后苏北县域贷款执行利率明显高于苏中县域，与苏南县域执行利率基本持平。不仅如此，2004年后不同地区县域贷款执行利率与基准利率差值的波动也明显加大，该差值在苏南、苏中、苏北县域的标准方差分别由1994-2003年的0.95、0.78和1.23个百分点，升至2004-2009年的1.74、1.59和1.98个百分点，表明2004年贷款利率上限管制放开后，各地区贷款利率定价的波动都有所加大，市场力量对贷款最终执行利率的影响明显增强。
［关键词］ 经济增长 金融相关比率 金融发展效率 金融发展
2008年，世界经济遭遇了近20年来最大的危机，危机的起源是美国房贷市场中堆积的大面积信用不良的次级贷款泡沫最终破裂，这次危机给全球经济以重创，正因此，全球再次将目光转向世界金融市场的领航者--华尔街，危机的爆发使得全球经济体对金融市场的发展有了更多的关注，说明金融市场的发展还是迫切需要市场和国家的监管。而危机的爆发正好暴露了监管的漏洞，对金融创新也有了崭新的理解，对金融市场与实体经济的关系有了更深入的讨论。危机中，注定要对原有的金融格局进行大的改革，而这样的改革对实体的经济的作用也是深远的。金融市场终究不能脱离实体经济而存在，但是金融市场的快速发展，其创新水平的提高，很多创新成果与实体经济的联系有所削弱，使得其发展与实体经济有所偏离，最终导致次贷危机的爆发。所以金融市场一定要有更加严厉的监管，只有这样金融市场才能更好的服务于实体经济。但是毋庸置疑的是，华尔街所代表的全球金融市场在世界各地的经济发展中都起到了举足轻重的作用，只要对其发展有更多的监管，则其整体对经济发展的贡献还是巨大的、正面的。同样的，次贷危机挫伤全球经济，不仅美国饱受其苦，我国依赖出口加工的沿海地区也受到了沉重的打击，这些地区的部分企业停产甚至关闭，大部分企业都深受其害，但从长远看，金融发展对我国经济增长的作用还是不可估量的。本文就对区域金融发展与地区经济增长的关系进行探究，并以浙江省为例进行实证分析。
一、文献回顾
关于金融发展与经济增长关系的研究始于熊彼特（1912）关于金融促进技术创新的 论述，之后肖(1955)和麦金农(1973)分别提出了金融深化和金融抑制理论，而之后的金融自由化更是将金融市场的作用进一步放大。我国不断借鉴金融发达地区的经验，逐步建立起我国的金融市场。金融的发展一定程度上解决了一些企业的资金短缺现象，使得经济活动得以顺利进行，在现代经济社会，金融的资源配置作用是不可或缺的。所以国内外很多学者对金融进行了深入研究。张（2008）对我国区域金融与经济增长关系的相关研究进行整理后得到，我国在区域金融与经济增长关系的研究主要集中在：区域金融发展与区域经济增长的关系、区域金融发展差异的研究和各区域间资金流动研究这三个方面。而我们更关心的是区域金融与区域经济增长关系的研究。以下学者均是对此进行深入探讨的，曹啸等（2002）通过格兰杰检验得出结论：我国金融的发展对经济增长是有促进作用的。而且这种作用主要是由金融资产数量上的扩张来实现的，而不是通过提高金融资产的配置效率来体现的。马瑞永(2006)对我国将我国划分为东中西三部进行实证分析得出：区域金融对区域经济增长的贡献中，中部最大，东部次之，西部最小，并对出现这样的现象进行了原因分析。吴拥政等（2009）对我国采用分位数回归统计分析的方法将地级市的区域金融对经济增长的关系进行了实证研究。叶耀明等（2010）对长三角地区的金融发展促进经济增长的“门槛”效应进行了分析，结果表明：金融发展对经济增长的促进作用已经体现出来，但是金融中心的辐射作用的第二道“门槛”还没有跨越。
本文就在这些研究成果及其他相关研究的基础上对浙江省区域金融与经济增长的关系进行实证分析。本文采用的方法是格兰杰因果检验法。
二、格兰杰因果检验方法描述
格兰杰（Granger）因果关系检验模型由2003年诺贝尔经济学奖获得者、英国著名计量经济学家格兰杰（Granger）于1969年提出，后经发展，成为学术界十分重要的判定变量间因果关系的计量方法。本文就采用格兰杰因果检验法对金融发展与经济增长关系进行分析。
此方法的基本思想是：对于两个给定的服从平稳随机过程的时间序列来说，利用序列的过去和现在的所有数据来预测，如果其预测效果好于单独由的过去数据对的预测，即如果是有助于预测精度的改善的，则称从到存在因果关系。
具体实证分析过程中须采用以下几个步骤逐步进行：第一步,对数据进行平稳性检验。格兰杰因果检验的使用前提就是要求数据必须具有平稳性。因为在现实经济生活中，时间序列数据往往都是非平稳的，如果直接对非平稳的时间序列数据进行回归分析，会产生“伪回归”问题。为避免此问题须先判断序列的平稳性,常用的判断方法是单位根检验法。第二步，协整检验。如果原始序列是非平稳的，需要进行协整关系检验。协整关系是指：如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协积的，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期的均衡关系，一般可以用Johansen建立的分析框架做有关协积的假设检验。即对于有些原始时间序列来说,虽然它们自身是非平稳的,但其某种线性组合却是平稳的,同样可以反映变量之间的长期稳定的比例关系。两个变量的协整关系要求它们是同阶单整的，具体是指：若原始时间序列不是平稳的，则考查其一阶差分序列和二阶差分序列是否平稳，若二者中有一个是平稳的，即说明存在协整关系，。最后，当变量之间存在协整关系时，则其至少存在一个方向的格兰杰因果关系。这时就可对变量进行格兰杰因果关系检验。
三、指标的选取及实证分析过程
1.指标的选取
（1）产出指标
最能衡量一国或者一个地区综合经济发展能力的指标就是GDP，所以产出指标选择国内生产总值GDP，为消除人力资本的影响，本文就以人均国内生产总值RGDP作为经济增长的产出指标，其中人力资本以统计年鉴中的历年从业人数来表示。
（2）投入指标
对于金融发展的相关指标，衡量一个地区金融发展程度的指标一般选取金融相关比率FIR和金融发展效率DR。FIR是一个地区金融机构存贷款数量之和除以名义GDP，这个指标是戈德史密斯认为最能反映一个国家或者地区金融结构和金融发展水平的指标。DR是金融机构贷款余额除以金融机构存款余额，这个指标反映了一个国家或者地区金融机构将储蓄变成投资的能力。保险市场和股票市场也是一国和地区金融市场的重要组成部分，但是鉴于我国保险市场和股票市场的发展与发达国家相比，还有很大的差距。并且股票市场的波动性比较大，保险市场发展程度亦不高，故这两个因素对经济增长的作用暂时忽略不计。即本文将金融发展的相关指标简化为：金融相关比率FIR和金融发展效率DR。
2.实证分析过程
实证分析过程包括单位根检验、协整关系检验和格兰杰因果检验三部分。
（1）单位根检验
单位根检验主要应用在三个方面：ARIMA模型、回归模型和协整分析。因为几乎所有水平形式的宏观经济变量都是非平稳的，因此在估计其具体的方程之前首先需要进行单位根检验，以确定其平稳性。平稳性之所以在是协整分析中必须考虑是因为：在协整分析中，协整向量中的扰动项是否具有单位根是是否可以协整分析的前提。为消除经济变量中可能存在的异方差引起的不利影响，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，本文对人均国内生产总值RGDP、金融相关比率FIR和金融发展效率DR取自然对数，然后采用单位根检验方法分别对三个变量之间进行单位根检验[4]。本文对相关数据进行简单整理后，采用EVIEWS6.0的单位根检验后得到：人均国内生产总值RGDP、金融相关比率FIR 和金融发展效率DR在原始序列的检验中均是不平稳的，但是DR在一阶微分序列中达到了平衡， 但是FIR 和RGDP均在二阶微分时才达到平稳。所以原有序列在二阶差分时都是单整的，它们之间可能存在协整关系。下面就进行协整检验。
（2）协整检验
关于协整关系的检验主要有两种方法：一种是Engle和Granger于1987年提出的基于协整回归残差的单位根检验的EG两步法；二是Johansen与Juselius于1990年提出的基于向量自回归模型的多重协整检验方法，通常称之为JJ检验，主要用来进行多变量之间的协整检验过程。本文的变量是三个，故采用后者进行协整检验，检验结果如下表1。
通过表中迹统计量检验和最大特征值统计量检验结果可以看出，以检验水平0.05的临界值判断，没有拒绝存在协整关系的零假设，说明人均国内生产总值RGDP、金融相关比率FIR和金融发展效率DR之间存在协整关系。下面就来检验三者之间的关系是不是因果关系。
（3）格兰杰因果检验
从上述研究结果表明，金融发展与经济增长之间存在协整关系，即两者之间存在长期均衡关系。下面通过格兰杰因果检验法验证二者是否为因果关系。通过eviews统计软件进行格兰杰非因果检验得到表2：
检验过程中，我们选择的滞后期为5，检验结果如表2所示。从表中结果可以看出，在95%的置信水平下，金融相关比率是经济增长原因的可能性大于98%，经济增长是金融相关比率增长原因的可能性也高达95%以上，可见二者之间存在明显的双向的因果关系。但是金融发展效率是经济增长原因的可能性还不到20%，反过来的可能性有15%左右，可见金融发展效率不是经济增长的主要原因。同时，结果显示:金融相关比率与金融发展效率之间因果关系的可能性介于25―30%之间，说明二者之间是有因果关系的，但是关系不是很显著。总而言之，金融发展效率不是经济增长的格兰杰原因，金融相关比率才是经济增长的格兰杰原因。
四、结论及建议
本文通过单位根检验、协整分析和格兰杰因果检验，以浙江数据为例分析了浙江省金融发展与经济增长的关系，得到如下结论：首先，浙江省金融与经济增长之间存在长期的均衡稳定关系，二者之间相互作用非常明显。但是金融发展效率与经济增长之间的关系不是很显著，说明我国金融市场迫切需要深化。再次，浙江省金融相关比率是经济增长的格兰杰原因，两者之间存在双向的因果关系，说明浙江省金融市场的发展对浙江经济增长具有很大的推动作用，而且经济增长的实现又反过来促进了金融市场的发展。最后，浙江省金融市场的存贷款数量是巨大的，但是金融发展效率还是比较低，并且其对经济增长的作用与经济相关效率相比，作用不太突出，针对这点，下面会对其提出一定的建议。浙江省金融发展与经济增长的第一道门槛，即区域金融与经济增长的双向因果关系已经说明，二者的发展是相互促进的，第一道门槛的跨越是资本要素市场话、金融发展健全等的共同作用下实现的。但是金融对于消费、技术创新和产业结构升级的高级金融功能还没有实现。所以浙江省金融市场还需要进一步发展以实现其高级金融功能。
从上述实证分析结果，并结合浙江省金融市场的现状，提出以下建议。
1.提高金融市场的资源配置效率
浙江省金融市场中，1978-2009年全部金融机构人民币存款余额的平均增长速度高于全部金融机构人民币贷款余额，说明居民的储蓄热情居高不下，这与我国整体情况是相符的，两者的不同增长率表现使得金融发展效率偏低。要提高金融中介的效率，需要提高优化浙江省金融市场的结构，浙江省金融市场中，还是以国有商业银行为主，股份制银行、非银行金融机构、外资银行等其他形式的金融机构偏少，浙江省应该建立健全多层次的资本市场体系，充分发挥市场自身的资源配置功能，让资金流向投资效益较高的企业，而不是仅偏向国有企业。而且，想比较而言，浙江省的非银行金融机构的发展比较迅速，但是非银行金融机构相关的机制还很不健全，需要加强监督，从而使其更好的能为中小企业的发展提供资金来源。总之，一定要提高金融中介的资产运用质量，减少不良贷款，完善相关的金融市场法律，从而使得金融市场的资源配置效率进一步提高。
2.发展资本市场和股票市场等
浙江省的经济发展水平在我国是走在前列的，浙江省2009年的人均GDP为4.46万，同年的人口数为4716.18万，但是浙江省2009年的全部保费收入仅为654.44亿，人均年保费不足1400元，说明浙江省人均保费收入非常低。保险市场是一个地区金融市场的重要组成部分，所以发展保险市场对于推动浙江省的金融市场有重要作用，所以应该多宣传保险，增长居民的投保意识，不断丰富保险品种，从多个方面的努力来推动浙江省的保险市场。这样，不仅使得人民生活质量更加有保障，而且可以减少意外事件对家庭及企业的损失，有利地完善了我国的金融市场体系。
股票市场对经济增长的作用是很显然的，我国的股票市场从最初的A股，发展到B股，中小板和创业板。创业板的推出为很多创新企业发展中的资本瓶颈提供了很好的解决方案。浙江省是民营企业发展比较快速的地区，鼓励这些企业创新，进一步上市，以使其发展水平进一步提升。当然，我国股票市场的相关机制还很不健全，对于业绩不良的上市企业还没有相应的退出机制，这些还需要国家出台相关的细则以推动股票市场的发展。当然，发展我国的债券市场、资本市场等都可以完善我国的金融市场，使得居民和企业的投资渠道更加多样化，使得金融市场可以进一步的提高地区的经济增长。
金融是现代经济的核心，所以发展区域金融、完善区域金融市场是刻不容缓的。金融市场的发展需要国家相关政策的扶持，需要地方政府彻底的贯彻执行，消除金融市场发展中的相关壁垒，充分让市场原则在金融市场中发挥作用，只有这样，区域金融才会健康发展，金融市场才能更好的促进经济增长，并进一步使得浙江省金融市场的高级金融功能较早的体现，那么浙江省的经济结构会更加合理，经济增长水平才会继续长久的走在全国的前列。
参考文献：
[1]曹啸,吴军. 我国金融发展与经济增长关系的格兰杰检验和特征分析[J],财贸经济, 2002(5),40-43
[2]马瑞永.中国区域金融发展与经济增长关系的实证分析[J],金融教学与研究,2006(2),2-4
[3]吴拥政,陆峰.区域金融发展与经济增长的实证分析--基于中国地级市区数据与分位数回归方法[J].区域金融研究,2009(3),25-28
Abstract: What kind of relationship is between China's stock market and economic growth? It has been controversy in theoretical circles. This paper carried out empirical analysis and theoretical research on the relationship between them by the multiple regression model, finally it got the conclusion there was weak correlation between China's stock market and economic growth.
关键词:股票市场;经济增长;弱相关性
Key words: stock market;economic growth;weak correlation
中图分类号:F832.48文献标识码:A文章编号:1006-4311(2010)05-0032-02
1理论研究
经济发展的不同阶段具有不同的金融机构和金融体系,股票市场对经济增长发挥的作用也不尽相同。西方学者对股票市场与经济增长之间关系的讨论由来已久,18世纪末,经济学家们就开始了金融市场与经济增长之间关系的研究,Schumpeter是最早从理论上阐述金融市场与经济增长之间关系的,他强调了银行体系在经济增长中发挥的作用;Gurley和Shaw于20世纪50年代强调了金融因素对于经济增长的重要作用;自20世纪中叶以来,众多经济学家对金融市场与经济增长之间的关系给出了自己的答案。绝大多数的西方经济学家都认为金融市场与经济增长之间存在着明显的正相关关系,股市促进了经济增长,股市在经济发展中充当着“晴雨表”的作用。
另一种观点则认为股票市场在风险分散和风险分担方面的自由化放松了家庭的流动性束缚,从而降低了人们的储蓄动机,有可能约束经济的增长速度,代表人物主要是Bencivenga and Smith和King and Levine。Harris在研究中发现,在发达国家第一种观点表现得比较突出,而在发展中国家,股票市场与经济发展之间则不存在明显的关系。
近年来,越来越多的经济学家开始使用统计和计量经济学的模型进行研究,方法不尽相同。本文将通过建立多元回归模型的方法对中国股票市场和经济增长之间相关性进行实证分析。
2实证分析
2.1 股票市场发展指标
2.1.1 市场资本化率
市场资本化率=■
市场资本化率即市场资本平均报酬率,可以用它表示股票市场的规模,市场资本化率越大,市场的资本化程度越高,则该市场募集资本、增加储蓄、分散风险的能力就越强。
2.1.2 交易率
交易率=■
交易率衡量的是相对于整个经济来说的交易量,当预期经济形式利好时,股票交易就会变得活跃,即使没有交易总额的上升,交易率也会提高。
2.1.3 换手率
换手率=■
股票的换手率越高,意味着该只股票的交易越活跃,流通性越好,高的换手率表明股票在市场交易的次数相对较多,交易频率较高,完成一次交易的时间相对较短。
交易率和换手率均可以代表股票市场的流动性。
2.2 经济发展指标
经济发展水平可用实际GDP增长率代替:先用名义GDP与当年居民消费价格指数相除得到实际GDP,然后再求出环比增长率。
2.3 多元回归分析
在多元回归分析中,因变量为实际GDP增长率,用表示(原始数据来源于国家统计局网站)。
2.3.1 首先用市场资本化率(CAP)、交易率(TRA)和换手率(TUR)三个自变量与因变量建立回归模型,拟合多元回归方程式为:
GDP′=a0+a1・CAP+a2・TRA+a3・TUR+μ模型(1)
拟合结果见表1。
2.3.2 模型1中无论是模型本身还是系数均不能通过统计检验,因此再以市场资本化率为自变量,以换手率和交易率为自变量分别与因变量建立回归模型,拟合的多元回归方程式分别为:
GDP′=b0+b1・CAP+μ模型(2)
GDP′=c0+c1・TRA+c2・TUR+μ模型(3)
拟合结果分别见表2和表3。
3实证分析的结论和分析
从实证分析的输出结果可以看到,股票总体市场与经济增长之间、市场资本化率与经济增长之间、换手率和交易率与经济增长之间的相关系数分别为0.49、0.44、0.44,均为弱相关,这说明股票市场无论是规模还是流动性均未能对经济发展做出准确的预期,这与我国上市公司质量不高,经营行为不规范,股票流通机制不规范等原因有关。在回归模型中市场资本化率和交易率的回归系数比较显著,而且系数为正,但如果使用1992~2002的数据进行分析,系数比较显著且为负。这说明虽然股票市场对经济增长没有形成有力的支持,但正向着利好方向发展,这是令人可喜的一面。
要想真正让我国的股票市场对经济增长产生正向的促进,必须加强金融监管,不断完善市场结构,提高市场效率,使股票市场充分发挥其资源配置作用,并进一步深化股权分置改革,使我国的股票市场成为一个有利、有序的市场。
参考文献:
[1]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究,1999.10.
[2]尹少勋,吴江.金融发展对中国经济增长的实证分析特区经济[J].2009.8.
[3]吴慧,林锦国,李为相,萨日娜.中国股票价格指数与宏观经济关系的实证研究特区经济[J].2009.6.
[4]朴松花.金融发展与经济增长关系研究综述理论前沿[J].2009.21.
论文关键词：金融市场化，投资回报率，面板数据模型
一、引言
资本运营的最终目的都是为了获取利润，因而不同的投资主体关注的焦点都在于——投资的资本回报率。而金融发展与经济增长之间的因果关系是近年来国内外学术界广为关注的一个议题，在应用研究方面，许多学者利用一些数据分析了金融业发展指标与经济增长指标之间的相关性。那么，金融业的市场化程度对我国的资本回报率有没有影响呢？二者的关系如何呢？
国内外学者对于金融市场化和资本回报率等相关问题都进行了一些研究。
在金融业的市场化方面，Goldsmit（1969）在《金融结构与经济发展》一书中第一次探索了金融发展与经济增长的关系问题，开创了金融发展研究的先河，并给出了评价金融发展水平的主要指标。 Mackinnon R.I.（1973）和ShawE.S.(1973)曾针对金融系统的发育状况，将金融市场化理解为金融抑制向金融深化的转变。①此后的学者从不同的角度和概念内涵对金融市场化和经济增长之间的关系进行了大量的理论研究,目前形成相反的两类观点：第一类观点认为金融市场化增强了金融发展的动力，并最终为经济带来了更高的长期增长（Bandiera,2000；Andersen and Tarp,2003；Bekaert,2005；Ghosh,2006）；第二类观点认为，金融市场化导致了过度的风险介入，加剧了宏观经济的波动性，从而导致更加频繁的金融危机（Demirguc-Kunt and Detragiache,1998；Kaminsky and Reinhart,1999）。②关于金融业市场化指数的测算，自2000年开始，中国经济改革研究基金会国民经济研究所的学者樊纲，王小鲁，张立文就出版了中国各地区市场化进程相对指数报告，其中就包含了金融业的市场化这一指标，并分别在2004年、2006年、2009年了新的报告。本文中采用的数据部分就来自于2009年的报告。
关于资本回报率的问题，白重恩、谢长泰、钱颖一（2006，2007）曾对我国资本的实际回报率进行了测算，分析了我国在高投资率的情况下，仍然保持了年总资本回报率约20%的资本回报率，并指出可能由于中国工业部门内的渐进式重组使其向资本密集型工业转变，因此要求中国有更高的稳态投资率。
但是将中国的金融业市场化指数和资本回报率联系起来，分析二者之间的关系以及金融市场化对投资回报率影响的文章并不多见。
本文试图利用1999-2007年的省级面板数据，来分析一下我国的资本回报率与金融市场化之间的相关关系。本文以下内容安排如下，第二部分说明模型设定已经模型中相关指标的测算方法及数据选取；第三部分对1999-2007年的面板数据进行了相关检验并基于数据对计量模型进行估计；第四部分为结论和简单的政策建议。
二、模型与数据
——————————
（一）模型设定
本文将着重考察资本回报率与金融市场化之间的相关关系，分析金融业的市场化进程对投资回报率的影响程度投资回报率，因而建立如下面板计量模型：
（1）
其中，i表示横截面，即各个省市区，i=1，2，……，31；t表示时间，t=1999，2000，……，2007。为残差。ROIC为投资的资本回报率(Return on Invested Capital)，FMI为金融业的市场化指数 (Financial Market Indices)。β为相应的弹性，表明投资的资本回报率对金融市场化程度变动的敏感程度。
（二）数据选取
本文利用中国31个省（市、自治区）的投资的资本回报率以及金融业的市场化指数各279个数据，由于指标选取的限制，样本区间为1999—2007年。31个省（直辖市，自治区）包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、海南、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、西藏、甘肃、青海、宁夏、新疆。
1．我国投资回报率的测算
Bai 等（2006）曾经对我国资本的实际回报率进行了核算，其测算公式为：
其中，r 表示实际资本回报率，i 表示资本名义回报率，P 表示价格水平，^表示增长率，α表示资本所得在总收入中所占比重，K 表示资本存量，Y 表示总产出，δ 表示资本折旧率。理论上，式（1）一个的近乎完美核算公式。但是，由于我国统计资料的限制，如果应用其来测算我国分省区的资本回报率，在操作中还存在着一些难以克服的困难。③
如果生产要素是规模报酬不变的，且符合生产要素分配净尽定理，及要素按照其边际产出获得报酬，那么资本回报率就等于资本所得份额除以资本产出比。其原理如下：
设定投入两种生产要素资本K 和劳动L，得到产出Y。投入要素的规模报酬保持不变，则有
（2）
上式中，MPK 和MPL分别表示资本和劳动的边际产出。将等式（2）两边同时除以产出Y，得到
（3）
如果投入要素分别按照边际产出MPK 取得收入，则资本回报率r=MPK。式（3）右边第一项为资本所得份额（记为α），则资本的回报率转化为
（4）
产出Y以实际GDP计算，资本存量K作者借鉴Bai 等（2006）所采用的“固定资本形成”指标。而资本所得份额没有现成的统计数据，作者将利用中国统计年鉴所公布的按照收入法核算的地区生产总值构成来计算。
资本所得应该为固定资产折旧，营业盈余以及属于资本所得的生产税。因而核算公式如下：
资本所得除以GDP总量就可得到资本所得份额。这样，将1999-2007年我国31个省（市、自治区）代入式（4）中，就可以测算出投资的资本回报率。统计数据来源为2000—2008年的《中国统计年鉴》以及锐思金融研究数据库；此外，2004年各地区生产总值结构构成的统计数据缺失，作者利用插值法完成缺失数据的填充后，再行计算出了2004年各地区的资本回报率。
2．金融市场化指数
金融业的市场化指数则选用中国经济研究基金会国民经济研究所的《中国市场化指数——各地区相对市场化进程2009年报告》中的数据。
三、金融业的市场化对投资回报率影响的实证分析
（一）面板数据的单位根检验
从选取的变量的实际数据看，都有随着时间而增长的趋势，为了消除虚假回归的现象，需要对这些变量进行单位根检验。由于单一的检验方法可能存在缺陷，本文作者使用了Levin-Lin-Chu检验、Im-Pesaran-Shin检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验四种方法来对资本回报率和金融市场化这两个模型中的变量进行面板数据的单位根检验。使用的计量软件为Eviews 6.0版本，检验结果见表3-1。
表1 资本回报率及金融市场化指数的单位根检验结果
变量
ROIC?
ROIC?
FMI?
FMI?
LLC值
-4.1952
-15.9634
-4.0889
-24.6921
p值
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
IPS值
1.2876
-4.7306
2.2567
-8.2947
p值
0.9011
0.0000
0.9880
0.0000
ADF-Fisher值
49.1463
135.1460
57.5226
194.1310
p值
0.8819
0.0000
0.6375
0.0000
PP-Fisher值
46.3882
156.8131
41.0520
185.0343
p值
0.9305
0.0000
【关键词】 上市公司； 债务治理效应； 金融生态环境
一、我国上市公司债务治理效应研究文献
近年来，我国专家学者对公司债务治理效应的研究主要是在国外理论基础上进行的实证研究。吕景峰（1998）对国有债权在我国国有企业的治理结构中所处的地位进行了考察，发现实际运作过程中，国有银行债权的正当权益未能得以保证，债权未能在国有企业的治理结构中发挥其应有的重要作用。杨兴全认为在我国，举债的激励机制没有得到发挥。于东智（2003）认为，公司债权的治理作用与公司绩效之间存在着密切的逻辑联系，中国上市公司的债权治理表现出无效性。叶向阳（2004）认为，我国债权融资对公司治理的影响很小。王满四（2005）在考虑环境因素对负债和公司治理绩效发生影响的情形下进行实证分析，结论表明我国上市公司负债融资的公司治理效应是弱化或恶化的，并且无论环境如何都是如此，负债融资对公司绩效的负面作用与环境因素无关。张兆国（2006）对主营业务资产利润率、公司价值等与负债融资比例等的相关性进行了实证分析，发现负债融资比例与公司绩效有不显著的正相关。贾明等（2007）基于不完全契约理论构建动态模型，围绕企业家最优努力水平考察债务契约的治理效应。认为合理而有效地运用债务契约是提高公司治理效率的重要途径。林朝南等（2007）从控制权私利（PBC）视角对债务融资治理效应进行了深入的实证检验，研究结果表明总体上我国上市公司的债务融资治理效应是弱化或不存在的，即债务融资在加强公司治理、降低大股东成本的作用并不显著。
我国专家学者对其实证检验结果或者治理效应弱化的原因，分别从理论上进行了分析，主要集中在：一是企业债权市场发育不完善，由于企业债券融资的规模甚小，根本谈不上利用企业债券对人的行为进行约束，更不能发挥债券融资的激励机制、信息传递功能、破产和控制机制。二是银行监督和约束机制弱化。国有银行作为特殊的债权人，其产权改革尚未起步，一方面使银行不能按照市场规律和商业化原则来配置资本；另一方面使银行和企业的债权债务关系模糊，银企关系扭曲，银行与其说是债权人，不如说是企业的资金供应者，企业是资金的使用者，企业债务到期即使不能按期履行还本付息的义务，银行也无法行使对企业资产的最终控制权，难以实施破产和清算等，从而导致银行债权约束的软化。三是相关的法律制度不完善。我国直到1986年底才颁布企业破产法，但由于社会保障体系还不健全，破产工作进展缓慢，设计破产企业的范围十分狭小，并且政府有权在认为企业不宜破产时可以不让企业破产。
二、基于金融生态环境的债务治理效应实证研究
（一）金融生态环境
“金融生态环境”是原中国人民银行行长周小川于2004年首次提出的。这一概念的提出是金融理论的一次重大创新，其突出贡献在于将“自然生态”的概念引入金融领域，是对金融环境的高度概括。概括地说，金融生态环境是指金融业生存发展的外部环境。中国社会科学院金融研究所所长李扬等将金融生态环境界定为对城市的经济基础、企业诚信、金融发展、司法环境、政府诚信、金融部门独立性、社会诚信文化、中介服务发展、社会保障共计九个方面的综合评价。金融对社会经济的良好运行所起到的作用是关键的，良好的金融生态环境的支持能保证社会经济的良好运行。通过改善金融生态，有利于建立防范和化解金融风险的长效机制，提高金融机构资产质量，巩固金融稳定的基础；有利于从法律和制度上形成对产权、债权的有效保护，真正从内在机制上激发起创业和投资热情，从而在制度上保障社会经济的持续稳定健康发展；有利于社会信用体系的建设，从而形成一个投资主体责任和权利明确、利益与风险共担的市场约束机制，从根本上节约社会经济活动中的交易成本，真正发挥信用作为市场经济环境下一个重要生产要素的应有作用；有利于优化各地的金融环境，提高微观主体的信用意识，减少政府部门对商业银行、企业经营的不合理干预，增强其经营自主性和独立性。
（二）研究假设
从我国专家学者对债务治理效应的研究结果看，基本认同治理效应弱化的结论。从学者们对债务治理效应弱化的原因分析中可以看出，外部环境是限制债务治理效应发挥的重要因素。《中国金融年鉴》统计资料表明，我国企业的银行贷款占外源融资的比例近十几年来都在60%以上。因此，可以认为，企业债务治理效应的发挥受企业所处的金融生态环境质量好坏的影响，但已有的文献都没有对其进行实证检验。那么，是否在较好的金融生态环境下，公司的债务治理效应就能更好地发挥出来呢？因此，本文拟就考虑我国上市公司所处的金融生态环境来检验公司债务治理效应的发挥效果。由此提出理论假设。
H：相对于金融生态环境差的企业而言，金融生态环境好的企业债务治理效应更显著。即相对于金融生态环境差的企业而言，金融生态环境好的企业的负债率与企业价值的相关性要高。
（三）样本选取与研究设计
1.样本选取
选取2005年在市的A股上市公司（剔除金融业公司）为研究样本，共计1 335个。本文研究所用的上市公司数据来自各上市公司年度报告，金融生态环境综合指数的数据来自李扬等（2005）。
2.研究设计
本文将采用统计分析方法来检验提出的假设是否成立。其中因变量（Y）为反映上市公司价值的指标，本文用托宾Q值（Tobin’s Q）表示；解释变量（X）为反映公司债务情况的指标，本文用资产负债率（D/A）（X1）、流动负债率（VDR）（X2）、长期负债率（LDR）（X3）表示；虚拟变量为各省上市公司所在地区的金融生态环境综合指数（FENV）（所在城市或者所在省份的省会城市），其中将大于等于金融生态环境综合指数中值的地区定义为金融生态环境好的地区；反之小于金融生态环境综合指数中值的地区定义为金融生态环境差的地区。由于影响公司价值的因素很多，笔者选取了反映公司规模的指标总资产对数（lgA）作为控制变量。这些变量的具体定义如下：
（1）托宾Q值（Tobin’s Q）：托宾Q值是公司市场价格与重置成本之比。反映的是一个企业两种不同价值估计的比值，分子反映的是公司的市场估计价值，分母反映的是公司的重置价值。若某公司的托宾Q值大于1，表明该公司的市场价值较高；若某公司的托宾Q值小于1，则表明该公司的市场价值较低。在我国，重置成本计量属性在实际运用中比较困难，所以本文用企业总资产的账面价值作为企业重置价值，企业市场价值由股权市场价值和负债的市场价值之和组成，其中负债是按未来应该承担的义务计量的，一般情况下其账面价值与市场价值相同。股权价值由流通股价值和非流通股价值组成，非流通股价值又分为国有股价值和法人股价值。因此，本文用每股净资产价值作为非流通股的市场价值，则托宾Q值=市场价值/重置价值=（股权市场价值+负债市场价值）/总资产的账面价值=（股权市场价值+长、短期债务账面价值合计）/总资产的账面价值=（年末流通市值+非流通股份占净资产的金额+长期负债合计+短期负债合计）/年末总资产。其中，年末流通市值即该公司股票在A股市场上的流通市值，非流通股份占净资产的金额为每股净资产与非流通股份数之乘积。
（2）资产负债率（D/A）：企业负债总额与资产总额的比率，也称举债经营比率，反映企业的资产总额中有多少是通过举债而得到的。资产负债率=负债总额/资产总额。
（3）流动负债率（VDR）：企业流动负债总额与资产总额的比率，反映企业流动负债占总资产的比重。流动负债率
=流动负债总额/资产总额。
（4）长期负债率（LDR）：企业长期负债总额与资产总额的比率，反映企业长期负债占总资产的比重。长期负债率
=长期负债总额/资产总额。
（5）金融生态环境综合指数（FENV）：对城市的经济基础、企业诚信、金融发展、司法环境、政府诚信、金融部门独立性、社会诚信文化、中介服务发展、社会保障共计九个方面的综合评价。
（6）总资产对数（lgA）：对企业资产总额取对数。
（四）检验结果及其分析
通过对资产负债率、流动负债率和长期负债率与托宾Q值进行皮尔逊相关关系检验，得出相关系数分析表如表1、表2所示。
表1显示，当虚拟变量金融生态环境综合指数等于1时，资产负债率与托宾Q值的皮尔逊相关系数为0.128>0，说明两变量间存在正线性相关关系，双尾检验概率P值=0.073
>0.05，所以其结果具有显著性；流动负债率、长期负债率与托宾Q值的皮尔逊相关系数分别为0.081和0.057都大于0，说明两者与托宾Q值间也存在正线性相关关系，双尾检验概率P值分别为0.081和0.222，大于0.05，所以其结果也具有显著性。表2显示，当虚拟变量金融生态环境综合指数等于0时，资产负债率与托宾Q值的皮尔逊相关系数为0.091>0，说明两变量间存在正线性相关关系，双尾检验概率P值=0.086>0.05，所以其结果具有显著性；流动负债率、长期负债率与托宾Q值的皮尔逊相关系数分别为0.064和0.052都大于0，说明两者与托宾Q值间也存在正线性相关关系，双尾检验概率P值分别为0.072和0.155，大于0.05，所以其结果也具有显著性。在剔除了控制变量总资产对数后，各负债率与托宾Q值的相关系数反而更小，其相关程度反而下降。
三、结论
在上述相关分析的过程中发现，资产负债率、流动负债率、长期负债率与托宾Q值之间存在微弱的正线性相关关系，而且分析结果具有显著性。同时，金融生态环境较好（虚拟变量金融生态环境综合指数等于1）时的相关系数大于金融生态环境较差（虚拟变量金融生态环境综合指数等于0）时的相关系数，表明原假设成立，即金融生态环境的好坏影响企业债务治理效应的发挥。今后，包括政府在内的各方面应该不断改善企业的金融生态环境，为企业债务治理效应的发挥提供条件。
当然，金融生态环境对企业债务治理效应的影响还可以从环境的变化对同一企业债务治理效应的影响来研究，即金融生态环境得到显著改善时，企业的负债率与企业价值的相关性会增加；反之，当金融生态环境发生显著恶化时，企业的负债率与企业价值的相关性会减少。但是，考虑到我国金融生态环境的研究时间跨度较短，并且每年金融生态环境指数的评价体系有所区别，所以，本文没有对此进行检验。随着时间的推移，今后可以从这方面进行深入研究。
【参考文献】
[1] 廖果平.公司债务治理效应综述[J].中国管理信息化，2010（9）.
[2] 蒋琰.权益成本、债务成本与公司治理：影响差异性研究[J].管理世界，2009（11）.
[3] 张玲.治理环境、控制人性质与债务契约假说[J].金融研究，2009（2）.
[4] 林朝南.上市公司债务融资治理效应的实证检验[J].统计与决策，2007（9）.
关键词：金融发展；经济增长；金融市场
一、国外理论研究综述
早期的西方经济学派一致认为，货币量对经济发展无实质性的影响，但与货币相关的金融活动诸如证券业的建立和银行业的发展等，都可以促进经济的快速发展。亚当？斯密在《国富论》指出，慎重的银行活动，可增进一国产出，但增进产出的方法，这一理论对后世影响深远。
Schumpeter将金融的发展置于经济发展的中心地位，他在《经济发展原理》中写到，金融业的发展是现代经济发展的核心之一，金融机构的作用是提高资金的使用效率，向生产水平较高的企业家融通资金，并促进生产技术的创新，其主要论点成为了经济学家McKinnon的金融发展理论来源。在20世纪60年代，Gurley发展了Schumpeter的理论，他指出金融发展可以促进经济的快速增长。他主要分析金融中介系统对经济发展的作用，即金融结构对经济增长的影响，并主张实行金融自由化。由此而引发了后来大批的学者关于金融系统的比较研究：金融结构理论和金融抑制理论假说。上述理论的提出在经济学界引起极大的反响。他们主要观点是把欠发达国家的经济水平归咎于金融抑制，主张在国家或地区实行金融自由化政策，他们创建了一个计量模型，并由此得出金融自由化可快速促进经济的增长，同时也得出了金融抑制对经济的损害。
20世纪90年代，经济学家在内生增长理论的基础上，将内生增长和金融中介（或金融市场） 直接加入模型中，将信息不对称和市场缺陷置于理论模型之中， 使模型与实际情况贴近，从各个方面说明了金融发展与经济增长的关系，Andrew Weiss从市场的信息不对称出发，提出信贷配给观点。道德风险和逆向选择造成了信贷资金分配效率的下降。他认为证券市场的发展可以在弥补货币市场的某些不足，并和货币市场一同成为公司主要的融资方式，进而促进经济的发展。Thorsten Beck利用虚变量将市场环境、会计方法等外生变量纳入模型，发现经济增长与外生变量之间存在显著的正相关。在决策建议上，文中认为有效的市场管理体系可以确保债权人对债务人的权利要求。
自90年代以来，计量经济学的兴起与发展为理论研究提供了大量的方法，西方经济学家还对两者的关系做了大量的实证研究，Levine系统地对经济增长与金融发展的关系进行了研究分析，他使用了4个指标来衡量金融结构的发展程度，并运用了全球57个国家26年的相关数据来表示金融机构的发展规模和效率。实证结果得出金融发展效率可以促进经济的增长，同时经济的发展可以反过来促进金融规模的发展，二者互为格兰杰因果检验。Rousseau利用VAR模型考察了金融发展与GDP的关系，回归结果显著即金融发展是实际GDP的原因。
20世纪90年代经济学家在内生增长理论模型中引入了信息不对称、决策不确定、不完全竞争和外部性之类的影响因子，使假设的模型更加贴近与现实经济行为，由此提出的政策理论更加符合各个国家的真实状况。
二、国内学者的实证分析
中国在进入21世纪以来，随着金融业的迅速发展，国内的学者运用经济学理论和计量方法对我国金融发展与经济增长的关系进行研究。由于方法和数据、指标选取的不同，实证分析得出的结果也不尽相同。李卫国（2003）运用格兰杰因果检验和协整分析的计量方法分析了我国金融规模、市场利率和经济增长之间的关系，实证得出金融业的发展与经济增长之间存在正相关，其相关系数为0.4708。结果说明了金融业的发展存进了我国经济增长。曹云川等（2009）利用中国31个省份的近28年来的面板数据分析了中国经济增长与金融发展的效率与规模之间的关系。研究结果发现，中国经济增长与金融发展二者之间关系显著，具有时空特征，金融发展可以通过金融规模的扩大促进我国经济的增长，但是并不能促进我国金融效率的提高。
三、结论
本文系统综述了国内外现有金融发展与经济增长的研究历程和成果，基本上反映出了国内外研究的概况，较充分地介绍了该领域的代表人物和观点。纵观现有文献，我们可以看出：
1.国外学者对金融发展和经济增长的理论和实证研究比较成熟，而国内的文献主要采用经济学中计量方法对国内的金融和经济关系开展实证分析，得出了我国金融促进经济发展的具体指标。至于经济增长如何对金融发展产生影响的理论研究较少。
2.实证分析论证不足，尽管有详实的数据、先进的统计工具，不同的实证方法所得出的结论不尽相同。现有实证研究在相关指标设定、数据的选取、变量设置和计算方法等方法方面，还是在实证结果的理论解释等方面都存在很大争议，各种分析结果差异较大。
3.目前，后金融危机时代下的世界经济在缓慢复苏，这本身印证了经济增长与金融发展间的关系呈现错综复杂的局面。尽管现有的很多经济学理论在对两者关系进行研究分析，但仍然显得单薄，无法在学术界达成共识。
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