金融与经济发展(6篇)
金融与经济发展篇1
关键词：甘肃；金融发展；经济增长
一、文献综述
现代金融发展理论的主流观点认为，金融对经济发展的影响显著且意义重大。20世纪60年代，雷蒙德·W.戈德史密斯（RaymondW.Goldsmith，1969）对这方面做了开创性的研究，他在金融系统规模与金融服务供给和服务质量正相关的假定下，用金融中介资产与国民财富的比值表示金融发展水平，应用35个国家1960—1963年的数据进行实证研究表明：金融发展和经济增长存在很强的平行关系，在数据比较充分的发达国家，金融发展平均速度的增长时期同时伴随着经济的快速增长。罗伯特·G.金和罗斯·列文（RobertG.KingandRossLevine，1993）针对戈德史密斯研究的不足，研究了77个国家1960—1989年的数据，发现金融发展与经济增长存在统计意义上的显著的正相关关系，即拥有发达金融系统的国家经济增长较快，反之，经济增长较快的国家金融系统通常也较为发达。
20世纪70年代，麦金农和肖（MckinnonandShaw，1973）以发展中国家的金融问题为研究对象，提出了金融深化理论和金融抑制理论，认为在发展中国家存在着严重的金融约束和金融压抑现象。这既削弱了金融体系聚集金融资源的能力，又使金融体系发展陷入停滞甚至倒退的局面。他们认为，发展中国家之所以资金短缺，并不是因为缺乏能用于积累的资金，而是因为金融抑制造成了融资渠道堵塞和资金成本的扭曲，在金融深化的条件下，发展中国家经济建设资金不足的问题可以缓解。金融深化理论和金融抑制理论突出了金融因素在经济发展中的作用，为发展中国家制定货币金融政策，推行金融改革提供了理论依据。
国内在对金融发展和经济增长关系问题理论这方面的研究起步相对较晚，在借鉴国外既有相关理论和方法的基础上，国内学者也进行了大量的实证研究。谈儒勇（1999）采用1993—1998年相关数据，运用普通最小二乘法（OLS）对中国金融发展与经济增长关系进行了实证检验，结果表明，金融中介发展和经济增长之间有显著的正相关关系，股票市场发展和经济增长之间存在不显著的负相关关系，金融中介发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。单俏颖（2003）应用协整和格兰杰因果检验等计量方法，分析中国金融发展和经济增长的关系，结果表明，中国在现阶段金融发展与经济增长之间的关系表现为经济增长带动金融发展。
近些年，有关区域金融和经济发展的研究在国内成为研究热点。周立、王子明（2002）采用1978—2002年的数据，对中国各地区（省区层面）金融发展与经济增长关系进行了实证分析，发现各地区金融发展与经济增长密切相关，金融发展差距可以部分解释各地区经济增长差距。王景武（2005）通过研究发现，区域金融发展与经济增长关系之间存在密切关系，东部存在正向因果关系，而西部则为互相抑制。岑树田（2008）选取了1978—2006年的相关数据，对广西金融发展与经济增长的关系进行了实证研究，得出了金融发展与经济增长之间具有紧密关系，广西的金融发展能有效地促进经济增长但广西的经济增长促进金融发展的效应并不明显的结论。鉴于理论界对西部欠发达地区金融与经济的关系方面研究较少，本研究以甘肃省为例，选取1994—2008年的数据，对欠发达地区的金融对经济发展的影响进行实证研究并得出结论，以期为政府制定经济政策提供具有现实意义的决策参考。
二、实证分析
（一）衡量指标
1.金融发展指标。由于国内外大部分研究通常都采用戈德史密斯（1969）提出的金融相关比率（FIR）作为衡量金融发展的指标。为了解释甘肃金融发展对经济增长的影响，本文亦采用FIR作为金融发展程度的指标，根据戈德史密斯提出的FIR计算方法，即FIR等于某一时点上现存金融资产总量与国民财富的比值。考虑到本地区经济体所能吸纳的金融资产的能力和数据的可获得性，本文采用（存款+贷款+保费收入+股票市场筹资额）/GDP作为反映金融发展的FIR指标。
2.经济增长指标。根据现有研究结果，认为最能充分反映一个地区的经济发展水平的指标就是GDP，因此选取甘肃GDP环比增长率为衡量经济增长指标，具体为本年度GDP与上年度GDP之比，记为GDPR。
（二）样本数据来源及指标特征描述
1.样本数据来源。样本数据来源于《甘肃年鉴》各期、《中国金融统计年鉴》各期、《新中国五十五年统计资料汇编》和甘肃统计信息网，考虑到数据的可得性和统计口径的一致性，选取了1994—2008年相关数据，并按上述定义计算出FIR和GDPR作为分析的两个变量，为减少异方差对回归带来的不利影响，分别对FIR和GDPR取对数（见表1）：
2.指标特征描述。在实证分析前，先对金融发展指标和经济增长指标的变动趋势特征作一个直观的比较（见图1）：
从上页图1可以看出，甘肃省金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR二者在数值上基本保持不变，接近一条与横轴平行的直线，这表明甘肃省金融发展和经济增长都保持着稳定的发展速度。从短期来看，金融发展指标与经济增长指标在大部分年限里保持此消彼长的相反的变化趋势；从长期来看，两条线几乎平行，说明二者保持着长期相对稳定的变化趋势。
（三）回归分析
1.单位根检验。由于时间序列数据通常都是非平稳的，直接对两个变量进行回归可能引起虚假回归，因此，有必要对金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行平稳性检验。通常平稳性检验的方法是单位根检验，本文采取ADF检验法。
从表2可以看出，金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR的水平序列都是不平稳的，但经过一阶差分后在各显著水平下都通过了检验，序列平稳，两个变量均为一阶单整，因此符合进行下一步协整检验的前提条件。
2.协整检验。在ADF检验的基础上，对金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行协整检验，看两个变量之间是否具有协整关系。根据协整理论，如果一组两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，从而有效避免伪回归问题。检验结果（见表3）：
可以看出，在1%的显著水平下没有通过协整检验，在5%和10%的显著水平下通过了协整检验，协整方程为：
lnGDPR=7.46095331962-0.492289021863*lnFIR
这说明金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR之间存在长期稳定的负相关关系。这个结果与上文通过指标特征描述得到的结论是一致的。
3.格兰杰因果检验。格兰杰因果检验是考察一对变量之间因果关系时采用的方法。在这里，分别选择滞后1~4期，对甘肃金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行格兰杰因果检验，检验结果（见表4）：结果表明，在10%的显著水平下，在滞后1、2和4期的情况下，所有原假设发生的概率均大于0.1，是接受原假设的，即金融发展FIR与经济增长GDPR之间不存在因果关系；而在滞后3期的情况下，原假设“金融发展FIR不是经济增长GDPR的原因”发生的概率为0.0997，略小于0.1，可以认为拒绝原假设，即金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR之间存在不显著的正向因果关系。
三、结论与讨论
由于经过单位根检验得出金融发展FIR与经济增长GDPR均为一阶单整，两个时间序列为非平稳序列，因此不能用传统的计量经济学建模的结构法进行分析，从而运用了协整检验和格兰杰因果检验等非传统计量方法，对甘肃区域金融发展与区域经济增长的关系进行了实证分析，得出以下结论：
1.甘肃省金融发展与经济增长之间存在长期稳定的关系。根据协整检验结果，在5%的显著水平下，金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR之间存在长期稳定的关系。这说明，在研究期内甘肃省金融资产增长与GDP增长保持了相对稳定变化趋势，并且二者保持一种长期稳定的关系。原因可能是：（1）研究期内金融与经济政策平稳，金融政策的制定和执行随着经济增长而变化，始终使经济增长保持一个相对稳定的发展态势。（2）金融发展和经济增长都保持了相对稳定的增长速度（见P131图1），这对二者之间在这一研究期内保持相对稳定的关系提供了可能。
2.甘肃省金融发展与经济增长存在负的相关关系。导致该结果的原因可能是：（1）由于金融资产的运用效率不高造成资金浪费，金融存在“高投入、低产出”的问题。由于近年来投资工具日益增多和民间金融的大范围产生，以及所选取的指标数据如股票筹资额等存在很多问题，如上市公司质量较低、投机性很强，资金被大股东占用而未能投入到经济体中促进自身发展。（2）货币当局逆周期操作，运用货币信贷政策熨平经济波动，在经济处于高涨时期，货币当局通常减少信贷资金供应量来防止经济过热。（3）存贷之间的差额逐年扩大。在FIR指标选取的数据中存贷占有绝大部分比重，而且在欠发达地区，金融业主要以国有商业银行为主，从安全性和盈利性的角度考虑，当上存资金利率高于同期存款利率时，国有商业银行将富裕资金上存至上级行。这实质上是资金的外流，这部分资金并没有回流利用到甘肃的经济体中。
3.甘肃省金融发展与经济增长存在不显著的正向因果关系。通过格兰杰因果关系检验，在10%的显著水平下，分别在1、2和4滞后期的情况下，金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR不存在因果关系；只有在滞后3期的情况下，金融发展指标FIR是经济增长指标GDPR的原因，但这种因果关系并不显著，并不能有力说明金融是经济增长的制约因素。
参考文献
[1]Goldsmith，RaymondW.，1969，FinancialStructureandDevelopment，NewHaven，YaleUniversityPress.
[2]King，RobertG.andLevine，Ross，1993，“FinanceandGrowth：SchumpeterMightBeRight”，theQuarterlyJournalofEconomics，108，
38-717.
[3]Levine，RossandZervos，Sara，1998，“StockMarkets，Banks，andEconomicGrowth”，AmericanEconomicReview，88(3)，537-558.
[4]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)：53-61.
[5]单俏颖.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J].统计与信息论坛，2003，(6)：72-76.
[6]周立.中国地区金融发展与经济增长[M].北京：清华大学出版社，2004.
金融与经济发展篇2
关键词：金融发展；经济增长；回归分析；协整分析
中图分类号：F26文献标识码：A文章编号：16738268（2012）03005805
一、引言
经济增长一直是经济学关注的重要问题，国外早在20世纪60年代末，就已着手对金融发展与经济间的关系进行研究[1]，认为金融通过调节资源在不同部门间的分配，使现有资本发挥最大效应，进而保证经济健康发展。
重庆直辖以来，重庆市的社会经济发展取得了巨大成就，地区生产总值从1997年的1509.75亿元增长到2010年的7925.58亿元，年平均增长速度保持在16.01%以上；各项经济指标持续快速增长，财政总收入从1997年的1180555万元增长到2010年的25063346万元，年平均增长速度保持在14.39%以上；金融运行平稳，2010年末金融机构人民币存款余额达到13454.98亿元数据来源：重庆市统计年鉴（2011）。
回顾直辖以来的13年，重庆市的金融业健康快速发展，金融体系更加完善，金融改革不断深化，金融业服务社会经济发展取得重要成效，成为影响重庆市经济积极发展的重要因素。2010年全市金融业实现增加值496.56亿元，占第三产业增加值的6.3%。尽管重庆市的金融业有了巨大发展，但其实现的增加值远落后于其他省份。
二、国内外已有研究成果
金融发展与区域经济增长一直是经济学界研究的一个热点。熊彼特（JosephAloisSchumpeter，1911）提出好的融资渠道能够筛选出创新能力强的企业，并通过为创新企业提供资金帮助，进而促进经济的持续增长[2]；希克斯（JohnRichardHicks，1969）认为18世纪英国长期持续的增长不仅仅在于技术革命，金融革命也发挥了不可替代的作用。
国内外的学者从计量经济学的角度，通过对金融指标与经济增长指标分析，得出了金融发展与经济发展成正相关的结论。戈德史密斯（RaymondW.Goldsmith，1969）对35个国家103年的数据进行了分析，认为金融体系的发展与区域经济的发展的确存在着正相关；而麦金农（RonaldI.Mckinnon，1973）和肖（EdwardS.Shaw，1973）则通过分析得出金融发展对经济增长具有促进作用，而且也受到经济发展的影响；金和莱文（KingandLevine，1993）运用内生增长模型，引入了金融发展变量，最后得出金融发展对地方经济增长具有推动作用[3]。
谈儒勇（1999）通过构造金融发展与区域经济增长的指标并对其进行实证分析，认为我国资本市场对经济增长的贡献较小，而金融中介发展对经济增长存在着巨大的促进作用；韩廷春（2002）运用多元统计模型，建立了金融发展与经济增长的模型，发现了经济增长的核心因素即技术进步；赵振全等（2004）采用对GreenwoodJovanovic模型修正后的产出增长率模型，从实证研究角度得出目前我国信贷市场对经济增长的作用比较显著，但其贡献是通过国内信贷总量的不断扩张来实现的；张杨（2006）运用拓展的马尔科・帕加诺的内生增长模型，利用东、中、西部地区1994―2004年的经济金融数据，建立符合地区经济增长与金融发展的关联机制模型，发现东部地区金融发展对经济增长起促进作用。
三、重庆市金融发展与经济增长关系的实证分析
（一）变量选取
1.反映金融发展水平的指标
衡量金融发展的指标比较多，戴峰采用金融相关比率、金融市场化率、金融效率指标、股票市场发育程度指标和保险市场发育程度指标来衡量一个地区金融发展的程度[4]。孟然则采用金融相关比率、金融中介效率、金融储蓄结构和实际利率来衡量一个地区金融的发展状况[5]。
考虑到数据的可得性及准确性，本文采用金融相关比率、金融中介效率、资本市场发育程度及保险市场发育程度等指标来衡量重庆地区的金融发展状况。
金融相关比率（FIR）。金融相关比率是戈德史密斯于1969年提出来的，它是指全部金融资产价值与全部实物资产价值（国民财富）之比。考虑到数据来源的可靠性，本文的金融相关比率（FIR）=（人民币存款余额+人民币贷款余额）/名义GDP。
金融中介效率（FEA）。金融中介效率又称金融效率指标，它主要反映银行将存款转化成投资的能力，一般用金融机构贷款余额与金融机构存款余额之比来表示，即：金融中介效率（FEA）=金融机构贷款余额/金融机构存款余额。
资本市场发育程度指标（DCM）。资本市场作为金融市场的一个重要组成部分，在很大程度上完善了银行等金融机构在调节资金余缺方面的不足。成熟的资本市场是金融发达的一个重要标志。本文用资本市场筹资总额与名义GDP的比值乘以1000来衡量资本市场的发育程度，资本市场筹资额包括企业债券筹资额和股票筹资额。用公式可分别表示为：
资本市场筹资额=企业债券筹资额+股票筹资额；资本市场发育程度指标（DCM）=（资本市场筹资额/名义GDP）*1000
2.反映经济发展水平的指标
衡量一个地区社会经济发展程度的指标主要有：GDP、人均GDP、实际GDP、人均实际GDP。本文主要选取人均GDP作为衡量重庆地区社会经济发展的指标，因为人均GDP剔除了劳动力增加所带来的经济总量的增加。
（二）数据来源及样本区间
本文选取的数据仅限于1986―2010年，数据来源于重庆市统计年鉴（2011年），相关指标在直辖前后的口径一致。人均GDP（GDPP）、人民币存款余额、人民币贷款余额、企业债券筹资额、股票发行筹资额、保费收入等数据也来源于重庆市统计年鉴（2011年），而金融相关率（FIR）、金融中介效率（SLR）、资本市场发育程度指标（DCM）都是结合统计年鉴的相关数据计算得来的。由于时间序列普遍存在异方差性，而取数据的对数值来研究不会改变数据之间的协整关系。因此，文章对所得数据进行对数化处理，结果分别用Ln（GDPP）、Ln（FIR）、Ln（SLR）、Ln（DCM）等来表示。
（三）实证检验
3.格兰杰检验
格兰杰检验主要是通过分析数据之间的关系，试图找出数据之间是否存在因果关系。本文用格兰杰检验主要是为了确定金融发展与区域经济增长之间到底存在什么样的因果关系。如果金融发展是经济增长的格兰杰原因，说明金融发展对经济增长存在着促进作用，否则说明金融发展不能促进经济增长；同理，如果经济增长是金融发展的格兰杰原因，则说明经济的增长对金融的发展有积极作用，否则可知经济增长不是金融发展的原因。
（四）实证结论
上述实证结果表明重庆经济增长与金融发展之间存在着这样的关系：
1.经济增长与金融发展之间相互促进
从协整检验的结果来看，金融相关率每上升1个百分点，经济增长指标上升0.0713个百分点，金融的发展对经济增长具有正向的促进作用，符合金融结构优化资源配置、促进经济增长的结论。从格兰杰检验的结果可以知道，金融规模（金融相关率）的扩大是经济增长的格兰杰原因，即金融规模的扩大是经济增长的内在原因之一；同时，经济增长也是金融规模扩大的格兰杰原因，即金融规模扩大在促进经济增长的同时也受到经济增长指标的正向影响。
2.经济增长与金融中介效率负相关
从理论上说，金融效率的提高应该能够提高金融机构配置资源的效率，使资源迅速从低效率部门进入高效率部门，资源配置在段时间内达到合理状态，从而促进经济的增长。然而，实证的结果表明，金融效率每上升1个百分点，经济增长指标则相应下降4.15个百分点。实证的结论与理论存在矛盾，其主要原因是因为重庆市金融效率一直在下降。如图1所示，重庆市的金融中介效率指标1986―2001年由156下降到0.8左右，2001―2010年间，其基本维持在0.8左右。
3.资本市场配置资源功能匮乏
从资本市场的定义来说，其主要是优化资源配置，从而促进经济增长。而从格兰杰检验结果可知，资本市场发育程度指标（LNDCM）不是经济增长指标（LNGDPP）的格兰杰原因，说明重庆市资本市场的发育没有为经济增长作出应有的贡献；而经济增长指标是资本市场发育程度的格兰杰原因，说明重庆市资本市场发育有赖于经济发展的状况，重庆资本市场目前只是企业“圈钱”的场所。
四、促进区域经济协调发展的金融对策与建议
（一）优化金融资源配置，促进经济持续健康增长
实证表明，重庆金融发展对经济增长具有正向促进作用，因此，有必要优化重庆市的金融资源，完善金融产业结构，构建多样化、多功能的金融综合服务机构[7]。重庆是一个老工业基地，拥有庞大的第二产业，多样化、多功能的金融综合服务机构能够为企业融资提供更多的渠道，调整资金流向，引导资金流投向高新技术企业，促进第二产业内部结构优化。
（二）规范资本市场
完善的资本市场是一个地方金融发展的标志，能够为可行的项目融通资金。目前，重庆市上市公司仅有34家数据来源：重庆市统计年鉴（2011），而北京则有205家、上海有230家，就算是同出西部的四川也有69家数据来源：西南证券大智慧。由此可见，重庆的资本市场还比较落后。所以，政府需要出台一系列的优惠政策来促进重庆市资本市场的成长，保障资本市场健康发展，为企业筹集资金搭建广阔平台，使资金向有潜力的部门流动，进而促进经济持续稳定增长[8]。
（三）开发新型金融产品
金融创新是金融资源的重新组合，加剧了金融业的竞争程度，也能够提高金融效率；金融创新能够创造出新的融资渠道，如重庆的“三权”抵押模式，就是充分结合重庆地区资金缺乏的现状，让农民通过把土地承包经营权、林权和宅基地抵押给银行，从而获得发展资金，从事其他的致富项目。“三权”抵押模式是典型的金融创新活动，能够促进重庆市经济持续稳定增长。开展金融创新活动也是促进重庆市经济增长的重要途径之一，成功的金融创新活动能够改变融资方式，提高资源配置效率。参考文献：
[1]肖云.湖北省金融发展与经济增长的关系研究[J].中南财经政法大学研究生学报，2009（2）：4349.
[2]孙文军，黄倩.金融发展对经济增长的影响分析[J].金融研究，2011（3）：128135.
[3]刘伟宏，王芳.区域金融发展与经济增长研究――基于福建省的实证分析[J].发展研究，2011（12）：9396.
[4]戴峰.江苏省区域金融发展与区域经济增长关系研究[D].长沙：中南大学，2009.
[5]孟然.天津区域金融发展与经济增长实证研究――基于与上海、深圳的对比分析[D].天津：天津财经大学，2010.
[6]高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].第2版.北京：清华大学出版社，2009.
金融与经济发展篇3
关键词：金融；实体经济；失衡；建议
中图分类号：F83文献标识码：A
收录日期：2017年4月25日
一、金融与实体经济的关系
（一）实体经济是金融发展的根基。实体经济根植于金融的发展，没有实体经济的支持任何金融的发展与繁荣都是天方夜谭。首先，实体经济造就了金融的诞生，实体经济在发展中需要资金支持，金融顺应并充当融通资金的中介而产生；其次，实体经济早期积累了大量的物质财富，为金融的发展提供了良好的经济环境和大量的资金支持，金融趁机迅速发展并繁荣；最后，实体经济稳定的利润率为金融获利提供了保障，金融利润来源于实体经济利润，如果没有实体经济稳定的利润率，金融就会虚拟化，造成金融虚假繁荣，直至爆发金融危机。
（二）金融是实体经济资本积累和优化资源配置的保障。一方面金融的流动性和获利性可以吸存社会上大量闲置的资金，并将这些资金运用到实体经济的生产，帮助实体经济解决资金短缺问题，从而促进实体经济资本积累；另一方面市场具有自我调节的功能，金融会把社会资本从效益低的领域转向效益高的领域，提供充足的资金为那些发展潜力大、经营效益好的企业优化社会资本的配置效率。同时，资产重组、合并还会在企业间出现存量资本，在不同的行业中存量资本能够再次优化资源配置，盘活因投资决策失误或市场需求结构转变而闲置的存量资本，提高社会资本的利用效率。
二、金融与实体经济发展失衡的表现
（一）金融体系货币总量大，实体经济资金偏紧。货币流动性总量过剩且结构失衡是我国金融运行中最突出的问题，货币信贷存量推动经济增长的边际效率越来越低。2008年至今，中央银行向金融体系投放了大量货币，并且广义货币供应量（M2）增速在2011年至2016年间达到12%以上，远高于GDP增速，2016年末M2存量约为GDP的2.05倍，尽管流动性总量过剩，但由于金融市场误判，大量资本进入虚拟经济，没有助推实体经济发展。实体经济资金偏紧，中小企业融资难、融资贵问题突出，信贷资金的投放并没有缓解实体经济资金缺乏的问题，全国工商联数据显示，我国存在资金短缺的企业为87%，未曾在银行获得过贷款的小微企业为95%。
（二）金融资本体内循环，实体经济脱实向虚。随着经济金融化的快速发展，大量的资金、人才等资源乐于在虚拟经济中自我循环，致使金融偏离服务实体经济，实体经济脱实向虚。一是金融资金在体系内循环，金融机构之间出现同业融资、同业投资、表外业务大幅增长的现象，或者金融资本直接投资具有金融属性的房地产，造成金融自我繁荣；二是金融资本进入实体经济的比例降低，或者进入实体经济的链条拉长、速度减慢、成本提高；三是非金融机构资金投入到金融和房地产等领域的比例增加，许多实体企业将大量资金不是投入生产经营而是投入资本市场、理财、资管产品或办金融，造成市场投机炒作和泡沫。实体经济先前的主导地位受到冲击，金融逐渐转变为经济发展的主体，并脱离服务于实体经济。
（三）金融过度发展，实体经济发展乏力。金融资产迅速扩张，利润总量和收益率持续维持在较高水平，2016年金融业增加值占全国GDP的比例为8.4%，超过美国、日本等几乎所有发达国家，上市金融企业利润额占全部上市公司利润比重高达55.1%，金融业收益率普遍高于10%。与此同时，2016年实体经济中的主体制造业成本升高、利润下降、杠杆率提升，原材料和人工成本约上升10%，实体经济规模占GDP比例从2011年的71.5%下降到2016年的64.7%，工业企业亏损为14.18%，非金融上市公司前三季度损为12.47%，主营业务利润率从2015年的6.08%下降到5.46%，且利润的80%被金融机构赚取。
（四）价格指数难以真实反映实体经济运行情况。2016年居民消费价格指数（CPI）同比上涨2.0%，涨幅比2015年扩大0.6个百分点；工业生产者出厂价格指数（PPI）同比下降1.4%，降幅比2015年收窄了3.8个百分点，CPI保持温和上涨，PPI涨幅有所扩大，预计未来物价总水平仍将维持温和上涨态势，通胀压力不会明显上升。但现实生活中，随着“金融”的过度发展和货币的超量发行，造成物价快速飞涨，尤其以餐饮和日常消费品表现较为突出，近四年平均每年涨幅超过5%，价格指数难以真实反映实体经济运行情况。
三、金融与实体经济发展失衡的原因
一是实体经济资金需求过度依赖于银行，而银行对信贷资金的供给和价格具有垄断地位，希望可以获得更高的收益，并逐渐地将资金投向债券、期货、基金、股票、房地产等为代表的虚拟经济市场；二是金融资本循环于虚拟经济，在实体经济中的比例减少，服务实体经济的效率降低，我国资本市场和融资渠道不完善，企业直接融资比较困难；三是房地产的暴利吸引了大量资金进军房地产市场，许多资本纷纷从实体产业撤资，助推了炒房热潮与资本脱实向虚；四是经济过度金融化导致较高的杠杆率和资产泡沫，造成实体经济投资额下降，实体产业发展缓慢；五是实体经济承担较高的赋税，加之投资回报率的下降使之健康发展困难重重。但最根本的原因在于实体经济产品供给质量不能满足国内消费升级带来的品质提升需求。
四、金融与实体经济发展失衡的危害
当金融收益率高于实体经济收益率时，许多资本就会离开实体经济流向金融领域，造成资本脱实向虚；同时，在高额利润下，留存于实体经济的资本也会受到严重挤压。而实体经济因资金短缺问题，扩大再生产就无法实现，造成实体经济不景气，而实体经济的不景气与利润率下降又将促使资本从实体经济领域逃向金融领域。如此，金融与实体经济会越发失衡。
在这种失衡发展的状态下，许多人将不再进行生产，在金融市场上进行投机取巧，造成实体经济的萎缩；金融的过度膨胀，又会使得虚拟经济脱离实体经济的现象越来越严重，产生经济泡沫，造成经济虚假繁荣的景象。此时，一旦投机市场发生逆转――金融价格暴跌，虚拟资产泡沫就会破裂，经济出现下滑，引发金融危机，这时企业会因为资金匮乏而削减员工甚至倒闭，对国民经济的健康发展造成恶劣的影响。
五、平衡金融与实体经济发展的建议
（一）深化金融改革，减轻企业负担。一方面加大金融领域改革，鼓励民间资本直接投资或成立中小银行等金融机构，最大限度地帮助民营企业、中小企业解决资金问题。同时，完善企业融资渠道，加大股权融资力度，降低银行贷款比率；另一方面降低企业生产成本和税费负担，增加实体经济利润。
（二）加强金融监管，防范金融脱实向虚。金融监管的加强需要对金融机构和金融市场建立严密的监控体系，并建立健全衍生金融工具交易主体的内部监控制度和监控方法，完善经济预警系统，监测经济的运行状况，通过设立各种经济指标，开放金融市场交易的透明度，完善信息披露制度，以防微杜渐为原则控制金融与实体经济的偏离度，最大限度地抑制和消除发展金融的负面效应，防范金融脱实向虚。
（三）大力发展实体经济，重塑“工匠精神”。一是优化实体经济内部结构，发挥好实体经济强国之本、富民之基的作用；二是注意需求侧转变，特别是对精致产品与健康生活的追求。重塑“工匠精神”，要求实体企业必须通过不断的创新和产品的不断升级，努力把握科技发展机遇，推进产品从数量到质量精细化和精品化的转变，创新出新工艺、创造出新产品并且提高产品质量。并且，新需求更强调产品的个性化和品质需求，这更加需要大力发扬“工匠精神”。
（四）摆正服务位置，注重适度发展。金融要摆正服务实体经济的位置，以助推实体经济的发展为根本目标，无论是从存款产品的创新还是贷款方式的转变，金融的发展都依赖于实体经济需求的支持，也只有以服务实体经济为根本目标，金融创新才具有生命力。另外，我们还应该意识到，实体经济的需求促进了金融的发展，但金融的过度膨胀却会严重制约实体经济的再生产，甚至е屡菽经济、引发金融危机。所以，应该控制金融适度发展，只有这样实体经济才能借助金融资本扩大再生产；同时，金融依托实体经济的快速发展促进自我发展，实现两者的共同繁荣。
主要参考文献：
金融与经济发展篇4
关键词：甘肃；金融发展；经济增长
一、文献综述
现代金融发展理论的主流观点认为，金融对经济发展的影响显著且意义重大。20世纪60年代，雷蒙德·w.戈德史密斯（raymondw.goldsmith，1969）对这方面做了开创性的研究，他在金融系统规模与金融服务供给和服务质量正相关的假定下，用金融中介资产与国民财富的比值表示金融发展水平，应用35个国家1960—1963年的数据进行实证研究表明：金融发展和经济增长存在很强的平行关系，在数据比较充分的发达国家，金融发展平均速度的增长时期同时伴随着经济的快速增长。罗伯特·g.金和罗斯·列文（robertg.kingandrosslevine，1993）针对戈德史密斯研究的不足，研究了77个国家1960—1989年的数据，发现金融发展与经济增长存在统计意义上的显著的正相关关系，即拥有发达金融系统的国家经济增长较快，反之，经济增长较快的国家金融系统通常也较为发达。
20世纪70年代，麦金农和肖（mckinnonandshaw，1973）以发展中国家的金融问题为研究对象，提出了金融深化理论和金融抑制理论，认为在发展中国家存在着严重的金融约束和金融压抑现象。这既削弱了金融体系聚集金融资源的能力，又使金融体系发展陷入停滞甚至倒退的局面。他们认为，发展中国家之所以资金短缺，并不是因为缺乏能用于积累的资金，而是因为金融抑制造成了融资渠道堵塞和资金成本的扭曲，在金融深化的条件下，发展中国家经济建设资金不足的问题可以缓解。金融深化理论和金融抑制理论突出了金融因素在经济发展中的作用，为发展中国家制定货币金融政策，推行金融改革提供了理论依据。
国内在对金融发展和经济增长关系问题理论这方面的研究起步相对较晚，在借鉴国外既有相关理论和方法的基础上，国内学者也进行了大量的实证研究。谈儒勇（1999）采用1993—1998年相关数据，运用普通最小二乘法（ols）对中国金融发展与经济增长关系进行了实证检验，结果表明，金融中介发展和经济增长之间有显著的正相关关系，股票市场发展和经济增长之间存在不显著的负相关关系，金融中介发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。单俏颖（2003）应用协整和格兰杰因果检验等计量方法，分析中国金融发展和经济增长的关系，结果表明，中国在现阶段金融发展与经济增长之间的关系表现为经济增长带动金融发展。
近些年，有关区域金融和经济发展的研究在国内成为研究热点。周立、王子明（2002）采用1978—2002年的数据，对中国各地区（省区层面）金融发展与经济增长关系进行了实证分析，发现各地区金融发展与经济增长密切相关，金融发展差距可以部分解释各地区经济增长差距。王景武（2005）通过研究发现，区域金融发展与经济增长关系之间存在密切关系，东部存在正向因果关系，而西部则为互相抑制。岑树田（2008）选取了1978—2006年的相关数据，对广西金融发展与经济增长的关系进行了实证研究，得出了金融发展与经济增长之间具有紧密关系，广西的金融发展能有效地促进经济增长但广西的经济增长促进金融发展的效应并不明显的结论。鉴于理论界对西部欠发达地区金融与经济的关系方面研究较少，本研究以甘肃省为例，选取1994—2008年的数据，对欠发达地区的金融对经济发展的影响进行实证研究并得出结论，以期为政府制定经济政策提供具有现实意义的决策参考。
二、实证分析
（一）衡量指标
1.金融发展指标。由于国内外大部分研究通常都采用戈德史密斯（1969）提出的金融相关比率（fir）作为衡量金融发展的指标。为了解释甘肃金融发展对经济增长的影响，本文亦采用fir作为金融发展程度的指标，根据戈德史密斯提出的fir计算方法，即fir等于某一时点上现存金融资产总量与国民财富的比值。考虑到本地区经济体所能吸纳的金融资产的能力和数据的可获得性，本文采用（存款+贷款+保费收入+股票市场筹资额）/gdp作为反映金融发展的fir指标。
2.经济增长指标。根据现有研究结果，认为最能充分反映一个地区的经济发展水平的指标就是gdp，因此选取甘肃gdp环比增长率为衡量经济增长指标，具体为本年度gdp与上年度gdp之比，记为gdpr。
（二）样本数据来源及指标特征描述
1.样本数据来源。样本数据来源于《甘肃年鉴》各期、《中国金融统计年鉴》各期、《新中国五十五年统计资料汇编》和甘肃统计信息网，考虑到数据的可得性和统计口径的一致性，选取了1994—2008年相关数据，并按上述定义计算出fir和gdpr作为分析的两个变量，为减少异方差对回归带来的不利影响，分别对fir和gdpr取对数（见表1）：
2.指标特征描述。在实证分析前，先对金融发展指标和经济增长指标的变动趋势特征作一个直观的比较（见图1）：
从上页图1可以看出，甘肃省金融发展指标fir与经济增长指标gdpr二者在数值上基本保持不变，接近一条与横轴平行的直线，这表明甘肃省金融发展和经济增长都保持着稳定的发展速度。从短期来看，金融发展指标与经济增长指标在大部分年限里保持此消彼长的相反的变化趋势；从长期来看，两条线几乎平行，说明二者保持着长期相对稳定的变化趋势。
（三）回归分析
1.单位根检验。由于时间序列数据通常都是非平稳的，直接对两个变量进行回归可能引起虚假回归，因此，有必要对金融发展指标fir和经济增长指标gdpr进行平稳性检验。通常平稳性检验的方法是单位根检验，本文采取adf检验法。
从表2可以看出，金融发展指标fir和经济增长指标gdpr的水平序列都是不平稳的，但经过一阶差分后在各显著水平下都通过了检验，序列平稳，两个变量均为一阶单整，因此符合进行下一步协整检验的前提条件。
2.协整检验。在adf检验的基础上，对金融发展指标fir和经济增长指标gdpr进行协整检验，看两个变量之间是否具有协整关系。根据协整理论，如果一组两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，从而有效避免伪回归问题。检验结果（见表3）：
可以看出，在1%的显著水平下没有通过协整检验，在5%和10%的显著水平下通过了协整检验，协整方程为：
lngdpr=7.46095331962-0.492289021863*lnfir
这说明金融发展指标fir和经济增长指标gdpr之间存在长期稳定的负相关关系。这个结果与上文通过指标特征描述得到的结论是一致的。
3.格兰杰因果检验。格兰杰因果检验是考察一对变量之间因果关系时采用的方法。在这里，分别选择滞后1~4期，对甘肃金融发展指标fir和经济增长指标gdpr进行格兰杰因果检验，检验结果（见表4）：结果表明，在10%的显著水平下，在滞后1、2和4期的情况下，所有原假设发生的概率均大于0.1，是接受原假设的，即金融发展fir与经济增长gdpr之间不存在因果关系；而在滞后3期的情况下，原假设“金融发展fir不是经济增长gdpr的原因”发生的概率为0.0997，略小于0.1，可以认为拒绝原假设，即金融发展指标fir与经济增长指标gdpr之间存在不显著的正向因果关系。
三、结论与讨论
由于经过单位根检验得出金融发展fir与经济增长gdpr均为一阶单整，两个时间序列为非平稳序列，因此不能用传统的计量经济学建模的结构法进行分析，从而运用了协整检验和格兰杰因果检验等非传统计量方法，对甘肃区域金融发展与区域经济增长的关系进行了实证分析，得出以下结论：
1.甘肃省金融发展与经济增长之间存在长期稳定的关系。根据协整检验结果，在5%的显著水平下，金融发展指标fir和经济增长指标gdpr之间存在长期稳定的关系。这说明，在研究期内甘肃省金融资产增长与gdp增长保持了相对稳定变化趋势，并且二者保持一种长期稳定的关系。原因可能是：（1）研究期内金融与经济政策平稳，金融政策的制定和执行随着经济增长而变化，始终使经济增长保持一个相对稳定的发展态势。（2）金融发展和经济增长都保持了相对稳定的增长速度（见p131图1），这对二者之间在这一研究期内保持相对稳定的关系提供了可能。
2.甘肃省金融发展与经济增长存在负的相关关系。导致该结果的原因可能是：（1）由于金融资产的运用效率不高造成资金浪费，金融存在“高投入、低产出”的问题。由于近年来投资工具日益增多和民间金融的大范围产生，以及所选取的指标数据如股票筹资额等存在很多问题，如上市公司质量较低、投机性很强，资金被大股东占用而未能投入到经济体中促进自身发展。（2）货币当局逆周期操作，运用货币信贷政策熨平经济波动，在经济处于高涨时期，货币当局通常减少信贷资金供应量来防止经济过热。（3）存贷之间的差额逐年扩大。在fir指标选取的数据中存贷占有绝大部分比重，而且在欠发达地区，金融业主要以国有商业银行为主，从安全性和盈利性的角度考虑，当上存资金利率高于同期存款利率时，国有商业银行将富裕资金上存至上级行。这实质上是资金的外流，这部分资金并没有回流利用到甘肃的经济体中。
3.甘肃省金融发展与经济增长存在不显著的正向因果关系。通过格兰杰因果关系检验，在10%的显著水平下，分别在1、2和4滞后期的情况下，金融发展指标fir与经济增长指标gdpr不存在因果关系；只有在滞后3期的情况下，金融发展指标fir是经济增长指标gdpr的原因，但这种因果关系并不显著，并不能有力说明金融是经济增长的制约因素。
参考文献：
[1]goldsmith，raymondw.，1969，financialstructureanddevelopment，newhaven，yaleuniversitypress.
[2]king，robertg.andlevine，ross，1993，“financeandgrowth：schumpetermightberight”，thequarterlyjournalofeconomics，108，
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[3]levine，rossandzervos，sara，1998，“stockmarkets，banks，andeconomicgrowth”，americaneconomicreview，88(3)，537-558.
[4]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)：53-61.
[5]单俏颖.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[j].统计与信息论坛，2003，(6)：72-76.
[6]周立.中国地区金融发展与经济增长[m].北京：清华大学出版社，2004.
金融与经济发展篇5
关键词：混业经营；金融发展；经济增长；非稳定面板数据；面板协整
中图分类号：F831，6
文献标识码：A
文章编号：1002―0594(2007)0l一0066―05
收稿日期：2006-05―22
金融发展在经济增长的作用是一个持续讨论的热点问题。金融发展主要通过银行系统及资本市场影响经济增长。诸多研究考察银行发展、资本市场与银行和资本市场发展与经济增长的关系等等，获得颇有成效的成果。但却忽视了一个重要的方面：混业经营。依此逻辑，前者归为分业经营条件下金融发展与经济增长的关系：后者是混业经营条件下金融发展与经济增长的关系。目前我国处在分业经营时期，很难获得合适的数据资料研究混业经营条件下金融发展与经济增长，而理论及实践都需要对混业经营条件下金融发展与经济增长做出评判。为此，本文以亚洲混业经营的国家或者地区即香港、日本、韩国、马来西亚、菲律宾、泰国、新加坡、印度尼西亚为研究对象(后文用亚洲国家或者地区表示)，运用面板单位根与面板协整的方法，通过对混业经营条件下金融发展与经济增长的研究，希望得到对我国银行改革有益启示。
亚洲国家或地区是研究混业经营条件下金融发展与经济增长合适样本。首先是地理位置邻近且文化经济背景有一致性；其次是混业经营。具体来说，1981年，日本颁布新银行法，规定银行可以从事国债、地方政府债券、政府保付债券的买卖。1984年。大藏省批准信托银行可以开办1年以内的信托存款业务。1984年6月，银行正式成为债券市场的中间商。证券公司则向银行的CDs业务渗透。韩国金融机构的业务领域被拓宽，经营自被扩大。商业银行辅助的和的业务被放宽，包括商业票据销售、信用卡业务、可转让大额存单业务以及承兑、贴现和销售贸易票据业务。1987年，泰国允许银行进人保险业，同意其扩大业务范围等。
一、文献综述
理论上金融发展与经济增长关系目前仍然没有比较一致的看法。Berthelemy&Varoudakis(1996)使用银行作为古诺寡头的门槛模型研究发现经济增长率与银行数目、金融系统竞争强度正相关。Greenwood＆Jovanovic(1990)模型考察经济增长与收入分配，金融机构与经济增长的关系，表明金融发展与经济增长正相关最根本的原因是可以更有效率地从事投资活动。Levine(1991)认为金融市场加速经济增长的作用主要有两个方面：首先公司所有权可以自由交换，而不影响生产过程：其次是因为人可以通过资产组合，分散投资风险。然而也有不同的观点，Singh(1997)论证金融中介发展并不能有利于经济增长：首先，在欠发达国家中，股票市场的波动及套利使得市场价格很难达到资源的有效配置；其次，不利的经济冲击可能加剧宏观经济的不稳定性，阻碍长期经济增长：最后，股票市场发展可能损害现有银行系统，以致在欠发达国家并没有带来预期的好处。
理论的争论引发大量实证研究，部分实证研究表明金融发展促进经济增长。King＆Levine(l993a)使用IMF的数据及诸多金融指标研究发现：金融指标与经济增长有正相关关系，强调改善金融中介效率的政策可能是经济增长的先导因素。Becketal(2000)使用GMM和IV估计方法纠正共线性问题，证明较高水平的金融发展导致较高的经济增长率和全要素生产率，而对其他变量，则没有显著的关系。Levine(1998)的实证支持银行系统的内生因素与产出增长率、物质资本积累和生产增长率有显著的正相关关系。然而，同时也有实证研究部分支持金融发展促进经济增长。Atje&Jovanovic(1993)研究发现股票市场对经济增长量和增长率都有正相关关系，然而，银行负债没有。Levine&Zervos(1996)实证发现金融发展与经济增长有正相关关系，但加入银行深度指标后，这种关系消失。
国内关于金融发展与经济增长的研究也没有一致的看法。一些学者发现金融发展与经济增长存在因果关系，有比较显著的正相关关系(赖明勇、阳小晓，2002、万寿桥、李小胜，2004、李江、冯涛，2004、王景武，2005、康继军、张宗益、傅蕴英，2005)；有的研究则部分支持。银行发展是经济增长的一个源泉，相反股票市场发展的各项指标作用不显著(谈儒勇，1999、孙杰，2002、李广众，2002、赵振全、薛丰慧，2004、赵振全、薛丰慧，2004、梁琪、滕建州，2005)。而阳小晓、包群、赖明勇(2004)认为银行发展对资源配置改进的影响并不明显。林毅夫、章奇、刘明兴(2003)研究金融结构与经济增长，研究发现：只有当金融结构和制造业的规模结构相匹配――即在一个以大企业为主的经济中，存在一个市场型的金融结构，才能有效地满足企业的融资需求，从而促进制造业的增长。
综合国内外研究，金融发展与经济增长已经有许多颇有价值的研究，然而，也至少存在下列局限：第一，使用时间序列分析的单位根和协整方法，检验短的时间序列是低效果的(Pedroni，1995。Shiller&Perron，1985，Perron，1989，1991，Pierse&Snell，1995)；第二，强加面板同质于协整方程。最后也是最重要的，以前分析很少涉及到混业经营条件下金融发展与经济增长的关系。为此，本文试图使用面板单位根与面板协整方法有效地解决数据不稳定时所导致伪回归及小样本问题所导致偏差，改善变量内生性及序列相关所导致的伪回归问题，进而获得更为可靠的实证结果，以抛砖引玉。
二、变量定义
本文所有数据库取自世界银行及亚洲发展银行1994-2001年的平衡面板数据。金融发展的度量是一个比较复杂而有富有争议的问题。Bandieraetal(2000)指出测量金融发展理想的指标应该包括管制的放松及金融机构发展两个方面的内容。由于我们样本选择的是混业经营的国家和地区，在管制放松方面基本上是一致的，比如利率的自由化，资本项目可兑换及混业经营等。所以我们重点是测度金融发展水平。
(一)金融发展首先表现为随着收入从低收入国家发展到高收入国家，中央银行的重要性下降，其他金融机构变得更重要首先储蓄银行相对中央银行金融资产比例衡量金融发展(King&Levine，1993a，b、Levineetal，1999)。由于选取的亚洲国家或者地区主要是银行主导型的金融体系，而且储蓄银行金
融资产与中央银行资产存在此消彼长的关系，所以选取储蓄银行金融资产占实际GDP的比例来说明金融发展(简称DMBAG)。其次，类似储蓄银行的重要作用，我们还使用储蓄银行存款占实际GDP的比例来说明金融发展程度，后文简称BANKD。再次，金融部门在实际GDP中的规模是测量金融发展的另一个有用指标。本文使用储蓄银行流动负债占实际GDP中的比例表示，后文简称LIQU。Becketal(1999a)提出并使用此指标表示金融发展水平。上述指标没有区分金融资产是投向公共部门还是私人部门(Becketal，2000)。为此，最后是PRIV表示储蓄银行提供私人信贷占GDP比例。
(二)金融发展的资本市场方面则使用下面指标VALTR表示股票市场发展程度，Beck，Demirguc-Kunt，andLevine(2000)曾使用此指标表示股票市场发展。STR则从流动性角度表示股票市场发展程度，也广泛应用于实证研究(Aslidemirguc-Kunt&RossLevine，1996)，
(三)金融发展的另一个方面表现为私人及家庭方面，这尤其是保险市场可以充分说明私人资金配置情况，可以说明人们资产的多样性，风险规避行为同时混业经营条件下，银行可以为私人办理相关保险业务，这也是混业经营的一个重要特征，为此金融发展也必须说明保险市场发展情况。主要使用linsu即寿险收入渗透程度和nlinsu即非寿险收入渗透程度。
四、实证结果
(一)面板单位根检验根据原值面板单位根检验结果(见表1)，可以得到：原值是不稳定的。具体来看，Levin，Lin&Chut表明：变量除LINSU之外，所有变量是稳定的；Breitungt-stat表明：所有变量除GDP、PRIV之外，都是不稳定的；Imet-alWstat、ADF―FisherChi-square、PP―FisherChi-square原假设：异质面板单位根。Imetalw―stat、ADF―FisherChi-square表明GDP、NLINSU是稳定的，其余变量都是非稳定的；HadriZ-stat的原假设：不存在同质面板单位根。表明所有变量在远远小于1％的显著性水平下是不稳定的。总之，从不同面板单位根检验可以得到：所有变量都是不稳定的。
根据一阶差分值面板单位根检验结果(表1)，可以得到：一阶差分值是稳定的。具体来看，除Hadr：Z-stat外，检验表明：除LINSU之外，所有变量在不同显著性水平下是稳定的；HadriZ-stat表明：除LINSU之外，所有变量在远远小于1％的显著性水平下是不稳定的。然而此检验是基于面板同质，检验效果可能相比面板异质不可信。总之，所有变量一阶差分值都是稳定的。综合原值和一阶差分值面板单位根检验结果可以得到：所有变量均是一阶求积即1(1)序列。所以应该进行面板协整检验，以避免直接使用最小二乘法所导致的伪回归问题。
(二)面板协整检验实证表明混业经营条件下金融发展与经济增长存在面板协整关系，存在长期均衡关系。具体来说，从表2可以得到，在没有截距项和没有时间趋势项时，paneladf-stat、groupadf-stat、panelpp-stat、grouppp-stat都在l％的显著性水平下拒绝原假设，paneladf-stat在10％的显著性水平拒绝原假设，所以存在面板协整关系；在没有截距项和有时间趋势项时，paneladf-stat、groupadf-stat、panelpp-stat、grouppp-stat都在l％的显著性水平下拒绝原假设；在有截距项和有时间趋势项时，paneladf-stat、groupadf-stat、panelpp-stat、grouppp-stat都在1％的显著性水平下拒绝原假设。从表2的稳健性分析来看，可以得到groupadf-stat、panelpp-stat、grouppp-stat、Grouprho-stat都在l％的显著性水平下拒绝原假设。那么金融发展与经济增长关系如何呢?这需要通过面板协整方程估计来加以回答。
(三)完全修正普通最小二乘法(FMOLS)估计个体完全修正普通最小二乘法估计结果见表3，从表3可以得到：(1)银行发展水平DMBAG与经济增长有显著的正相关关系，与很多实证研究保持一致。(2)银行发展水平PRIVG与经济增长有显著的负相关关系，这与很多实证研究不一致。原因在于混业经营下，银行传统信贷已经成为低利润业务。而银行有限的资源使用在低利润的业务，可能相对来说，提高了银行整体成本，从而损害银行效率，资金配置失当，阻碍经济增长。(3)长期来看，通货膨胀与经济增长有显著的负相关关系。(4)保险市场的发展与经济增长关系不是很明确，有的国家表现为正相关关系，有的国家表现为负相关关系。这也从一个侧面说明，部分实证所要求的各国有相同回归系数可能会导致错误的结论。(5)资本市场的发展与经济增长有显著的正相关关系，尤其值得注意的，这种正相关关系不会因为不同的国家而发生改变，也不会因为去掉共同的时间效应而发生改变。而这与国内很多研究是不一致的，可能是因为我国资本市场的特殊性。
面板群的完全修正普通最小二乘法估计结果如表4所示，可以得到：(1)银行发展水平DMBAG、PRIV与经济增长显著的相关没有改变。(2)通货膨胀水平与经济增长的显著关系符号也基本保持一致。(3)保险市场与经济增长有显著的负相关关系，但在去掉共同的时间效应后，回归系数变得非常小，所以保险市场在经济增长中作用微乎其微。(4)股票市场与经济增长仍然有显著的正相关关系。
(四)金融危机冲击影响样本中韩国、马来西亚、菲律宾、泰国、印度尼西亚都经历金融危机。金融危机前后，混业经营下金融发展与经济增长关系仍然可靠吗?通过分别考察(1)金融危机前后所有国家或者地区金融发展与经济增长；(2)韩国、马来西亚、菲律宾、泰国和印度尼西亚的金融发展与经济增长。结果发现基本结论保持不变，同时发现经历危机的国家金融发展指标，除保险市场外，与经济增长显著性更高。
四、结论
非稳定的面板数据分析方法即面板单位根，尤其是面板协整在国内使用还不多见，本文较早地应用于实证研究混业经营条件下金融发展与经济增长的关系。研究表明：(1)金融发展与经济增长等相关宏观经济变量是非稳定的序列，传统协整检验及估计方法不适用于研究金融发展与经济增长关系，尤其是在混业经营条件下。(2)混业经营条件下金融发展与经济增长有面板协整关系，即金融发展与经济增长有长期均衡关系。(3)银行发展水平质量的提高，主要体现在中央银行作用弱化，其他储蓄银行作用强化，这与经济增长存在面板协整关系，有显著正相关关系。然而银行发展水平数量的提高，如文中提供给私人部门的信贷量与经济增长不仅没有促进经济增长，反倒因为银行资金配置失当，阻碍经济增长。(4)混业经营条件下股票市场与经济增长有正相关关系，而且这种关系比较稳健。本文研究只是基于亚洲的分析，结论是否有普遍性，这有待于以后研究。
(黄旭平电子信箱：huangxuping@sina，com)
金融与经济发展篇6
关键词：金融服务；区域经济；机制
作者简介：郭新梅（1969-），女，河南省林州市人，新乡银行股份有限公司经济师，研究方向：金融。
中图分类号：F832.0文献标识码：Adoi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.07.65文章编号：1672-3309（2013）07-149-02
一、我国区域经济发展的现状
从我国区域经济发展的现状看，当前的不平衡问题逐步凸显出来，并且区域经济呈现逐步扩大的局面，需要从多方面进行分析，才能实现区域经济的快速协调发展。从我国经济发展的模式看，主要可以分为四大板块，即东部、西部、中部、东北板块。其中东部经济相对比较发达，同时占全国人口的比例为36%，其创造了全国56%的生产总值，人均生产总值已经达到23890元，已经是全国平均水平的1.8倍。可见，我国区域经济发展过程中面临不均衡的问题。
二、我国区域经济发展中产生不均衡问题的原因
我国区域经济发展过程中存在很多不平衡的问题，但是产生不平衡的原因有很多，当前需要采取有效的措施发现区域经济发展的问题，才能更好的定位区域经济发展。保证区域经济在区位、政策、人才、资本方面发挥优势，实现区域经济的快速发展。在影响区域经济发展的因素中资本又占有主要原因。
（一）区域经济发展不平衡的政策、区位、人才成因
从政策原因角度看，区域经济发展离不开优惠政策的支持，特别是经济政策对区域发展会产生重要的影响，这也是人们看到特区经济快速发展的重要原因。区域经济发展过程中需要抓住政策优势，实现区域经济协调、快速发展。从区位原因角度看，区域经济的发展与区域的地理位置具有重要的关系，东部沿海地区在贸易、金融方面肯定具有较强的优势，因此区域经济的实际位置与其发展具有紧密的联系。人力资源是区域经济发展的重要资源，人类资源的优势能够充分发挥处理，可以更好的提升区域经济的综合发展水平。
（二）区域经济发展过程中资本因素影响
区域经济不能很好的发展与资本投入不足具有紧密的关系。资本的差异性是区域经济形成差距的重要因素。不同的资本形成机制是不同的，区域经济在发展过程中需要全面分析区域金融的差异性，从多方面找到解决金融差异的措施，对提升区域经济发展综合竞争力具有重要的作用。区域经济发展过程中需要解决资本效率问题，只有建立有效的区域经济效率机制，本地区的资本形成能力会更强，资本的大量集聚，对其全面协调发展具有重要的作用。一个区域资本规模不断增长的过程，也是区域经济不断发展的过程。金融机制完善，区域经济环境也会不断改善。资本的集聚模式形成，对建立有效的资本机制具有重要的作用，金融资源如果不能很好的集聚，那么会产生区域经济发展中资本不足的问题，对经济发展会产生重要的影响，严重情况下会导致金融资源的匮乏，对区域经济协调发展会产生不利的影响。
三、区域发展不平衡的解决途径
区域经济发展过程中要全面解决非均衡性问题，保证区域经济得到协调发展。当前需要建立完善的机制，保证区域经济合作各项事务能够得到有效执行。随着社会经济的发展，区域经济一体化模式逐渐形成，对区域经济综合竞争力提升具有重要的作用。区域经济发展与资本聚聚具有重要的作用，区域经济合作发展已经成为各个地区的重要选择，由于不同区域发展过程中受到资本等方面的因素影响，对区域经济发展都会产生重要影响，可以更好地推动区域经济机制创新。
（一）区域金融合作对区域经济发展的成效
金融服务创新对区域形成资本优势具有重要的作用，由于长三角采取金融服务创新模式，导致区域金融之间形成联动机制，对其经济发展产生重要作用。由于长三角地区实施金融服务创新政策比较早，各项管理制度比较成熟，区域金融机构、政府、企业间的联动效应非常显著，对综合发展产生积极的推动作用。区域金融服务创新需要从监管角度实施有效措施，保证区域金融机构能够发挥优势作用，提升区域经济综合发展能力。
1.货币市场。长三角区域经济发展较快，主要是异地贷款发展速度较快，在满足区域经济发展要求的时候，需要采取积极的金融政策。其次是区域内票据贴现发展速度较快。比如以上海为例，其已经形成了完善的票据市场中心，对其金融服务创新水平提高具有重要的影响。区域内金融机构需要在银行间加强合作，形成完善的货币市场，保证金融服务理念符合市场发展的需要。当前货币市场的金融合作十分复杂，需要在商业银行之间建立完善的业务合作机制，保证各项合作模式得到不断优化，提升综合服务水平。
2.资本市场。资本市场的发展是区域经济增长的重要条件，比如上海证券交易所、上海期货交易所为长三角区域经济发展提供重要融资平台，同时能够有效规避各类价格风险，为其经济发展提供了高效率的平台。企业在资本重组和产权交易过程中都需要资本平台支持，从而能够在企业之间建立密切的合作，区域金融互动可以更好的提升金融服务水平，实现经济快速增长。
（二）通过金融服务创新促进区域经济合作协调发展
金融服务创新主要是在金融领域进行要素整合，保证各个要素之间能够重新组合，从而能够实现服务创新，不断推动新的金融产品，对区域经济快速发展会产生积极的作用。金融领域的潜力需要不断激活，才能保证金融创新水平提升。金融业深化改革和发展，对宏观经济目标实现具有重要的作用，当前在金融服务创新的过程中需要建立一个生产函数，通过对其进行动态过程监控，保证区域金融得到协调发展，其主要体现在金融机构创建、金融产品创新、金融内部制度建设等。
1.从金融业务上进行创新。发展异地授信和贷款业务，可以全面提升金融资金的利用效率。我国区域经济发展中融资体系不健全，当前是银行主导型的发展，商业银行贷款是很多企业资金的主要来源。因此金融产品创新对区域经济发展具有重要的作用。通过金融产品创新，可以完善各方面的金融政策，保证金融交易模式更加科学合理。
2.从技术上进行金融服务创新。金融服务创新过程中需要建立完善的信贷咨询系统，对金融信息查询优化可以提高金融服务效率，保证金融效益得到全面体现。金融服务创新过程中需要建立统一金融诚信评级标准，对跨区域实现金融模式创新具有重要的作用，当前需要建立有效的金融服务机制，保证金融资本流动的安全性，同时能够保证金融决策更加科学合理。积极实现技术革新，比如建立完善的ATM、POS、电子贷记账等平台，建立完善的金融信息共享平台，保证信用征信系统能够协调运行。信用制度建设也是金融服务创新的重要内容，对改善金融机构经营环境，对实现银行贷款管理层次提升具有重要作用。
3.金融机构和金融市场的创新。推广和发展社区银行、区域性银行和金融控股公司，发挥其信息优势，在更好的开展业务的同时还可以有效控制业务风险。通过社区银行和区域性银行的产品创新、机制创新和服务创新，可有效解决中小企业特别是拥有高新技术的新兴企业的融资瓶颈问题，能够进一步完善金融组织体系。而金融控股公司具有节约交易成本、分散金融风险的作用，能够更大程度容纳金融创新，并为区域金融业的发展提供广阔的空间。
在政策性金融创新方面，积极促进中国进出口银行和中国农业发展银行在区域内建立分支机构，通过政策性金融创新，逐步建立起具有区域特色的政策性银行融资服务体系。促进区域间银行同业市场发展，保证资金在区域内的快速流动。区域内各地区由于经济发展水平或者产业结构不一致，资金使用状况也存在差异。一些地区存在资金富余的同时，其他地区面临资金短缺。区域内银行同业市场的发展可以使得资金在区域内根据经济体的需求而流动，促进资金的优化配置。
建立区域发展产业基金和资金拆借市场。建立资金拆借市场，资金投向适当向中小企业倾斜，通过促进中小企业的发展来增强区域内经济活力。发展区域金融市场，为区域金融合作提供市场条件。在目前我国东中西部分割明显的背景下，可以考虑建立北京为全国金融中心，深圳、武汉和重庆分别为南方、中部和西部区域金融中心，通过金融中心的凝聚作用来促进区域金融合作发展。具体来讲，主要有三个方面：一是建立区域化资本市场，支持符合条件的企业加快上市，扩大直接融资比例；二是考虑组建区域性票据市场，重点培育经济基础好、发展潜力大的票据贴现窗口，扩大票据流通；三是加快建立跨区域性封闭投资基金，对跨区域利益共享的重点项目进行支持。金融服务创新与金融机制建设是紧密结合在一起，当前需要根据实际情况建立完善的金融服务管理创新机制，推动金融服务模式创新，从不同区域角度出发，建立符合区域经济发展要求的金融创新模式，对整个金融领域改革具有重要的推动作用，金融服务创新与区域经济发展具有紧密联系，当前需要建立符合区域要求的资本市场，推动区域经济不断发展。区域经济的活力与区域金融机制创新具有相互影响的关系，当前需要从资本市场实际情况出发，推动区域经济高效发展。
参考文献：
[1]吴大庆.加快金融服务创新助推区域经济发展[J].企业家天地，2007，（11）.
[2]张静宇.论我国商业银行的金融创新[J].湖北广播电视大学学报，2005，（06）.
[3]阮小平.从企业文化建设谈金融服务创新[J].中国城市金融，2004，（10）.
