[摘 要] 從政策層面看，透視我國(guó)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系有著極其重要的的現(xiàn)實(shí)意義。在已有的研究成果的基礎(chǔ)上，本文從結(jié)構(gòu)主義的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型出發(fā)，采用普通最小二乘的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，對(duì)中國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行重新檢驗(yàn)，得出結(jié)論：金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著促進(jìn)作用，并有進(jìn)一步發(fā)展空間。

[關(guān)鍵詞] 金融發(fā)展 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 實(shí)證研究

從戈德史密斯(1969)關(guān)于金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推進(jìn)作用的統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)以來(lái)，關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)性問(wèn)題的研究在理論和實(shí)證上都有了很大進(jìn)展。關(guān)于我國(guó)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)聯(lián)性問(wèn)題，國(guó)內(nèi)學(xué)者已有過(guò)一些研究結(jié)論。學(xué)術(shù)界對(duì)我國(guó)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的認(rèn)識(shí)并不一致。金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系具有重要的政策含義，這一點(diǎn)對(duì)于發(fā)展中國(guó)家尤其重要:如果是金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，發(fā)展中國(guó)家就應(yīng)該優(yōu)先考慮改革其金融體系，進(jìn)而通過(guò)優(yōu)先發(fā)展金融來(lái)促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);如果是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)金融發(fā)展，則應(yīng)該將重心放在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面。在改革開放以來(lái)我國(guó)年均近9%的速度增長(zhǎng)過(guò)程中，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是怎樣的關(guān)系?供給導(dǎo)致還是需求拉上?正是基于這樣的疑問(wèn)，從實(shí)證上更深人地對(duì)金融的作用加以識(shí)別并從中透視出我國(guó)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系是極其重要的。談儒勇認(rèn)為中國(guó)股票市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在不顯著的負(fù)相關(guān)。龐曉波和趙玉龍考察了1980年～2000年的動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果性較弱，這意味著我國(guó)金融發(fā)展未能跟上經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，因此改善金融服務(wù)，提高金融效率將會(huì)推進(jìn)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。以上研究多基于上世紀(jì)八九十年代的數(shù)據(jù)得出了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)明顯的因果關(guān)系，或相關(guān)性較弱的結(jié)論。本文截取1990年～2006年的相關(guān)數(shù)據(jù)，從結(jié)構(gòu)主義的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型出發(fā)，采用普通最小二乘的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證分析。

一、模型與方法

在結(jié)構(gòu)主義的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中，通常包括一些輔助性解釋變量，如經(jīng)濟(jì)制度、對(duì)外開放、金融發(fā)展等。本文將金融發(fā)展作為一個(gè)獨(dú)立影響因素引入，根據(jù)總量生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)造模型如下:

其中，y為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率，k為國(guó)內(nèi)資本存量的增長(zhǎng)率， I為勞動(dòng)力的增長(zhǎng)率，h為人力資本，finance為金融發(fā)展： t表示各年。α為模型中遺漏的體現(xiàn)個(gè)體差異的變量的影響，假定其不隨時(shí)間變化:ε是誤差項(xiàng)。由于模型既包括了時(shí)序數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)，直接用普通最小二乘法估計(jì)模型，可能會(huì)存在自相關(guān)性和異方差性，所以本文將檢驗(yàn)其自相關(guān)性，異方差性及多重共線性，并采用廣義最小二乘法(GLS)解決問(wèn)題。

二、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

最能充分反應(yīng)一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能力的指標(biāo)就是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率。本文采用實(shí)際人均GDP增長(zhǎng)率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，取值為扣除價(jià)格影響因素的實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的環(huán)比增長(zhǎng)率。國(guó)際上通常采用戈氏利麥?zhǔn)蟽煞N指標(biāo)來(lái)衡量金融發(fā)展水平。戈氏和麥?zhǔn)蟽煞N指標(biāo)都是從總體上去衡量一國(guó)的金融發(fā)展程度的。在此引用之，將貨幣存量(M2)與國(guó)民生產(chǎn)總值的比作為衡量中國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展程度的指標(biāo)。本文模型中用到的其他指標(biāo)包括資本存量、勞動(dòng)力的增長(zhǎng)率、人力資本。勞動(dòng)力的增長(zhǎng)率用從業(yè)人數(shù)的年增長(zhǎng)率來(lái)表示。人力資本是人們花費(fèi)在教育、健康、訓(xùn)練、移民和信息等方面的開支所形成的資本。在本文的實(shí)證分析中，出于數(shù)據(jù)的可靠性和方便性，以中央財(cái)政支出中文教衛(wèi)體事業(yè)費(fèi)占總財(cái)政支出的比重來(lái)表示。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中，還有一個(gè)不可忽視的因素是技術(shù)水平，而初始的技術(shù)水平是一個(gè)難以度量的變量。事實(shí)上無(wú)論技術(shù)開發(fā)與推廣是否花費(fèi)較高的成本，從較長(zhǎng)的一段時(shí)間來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步率是大致相同的。而對(duì)技術(shù)進(jìn)步的種種假設(shè)或限制在PanelData模型中只是表現(xiàn)為不同地區(qū)的回歸方程的截距項(xiàng)或斜率的差異。在本文中分解為截距項(xiàng)和誤差項(xiàng)。本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（1990年～2005）及2006年統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

三、實(shí)證分析

用最小二乘法作回歸，并分別檢驗(yàn)異方差性，自相關(guān)性及多重共線性

1.直接OLS

yt=-49.86377+0.134999kt+43.92106It+190.3635ht+

14.37911financet

t=(-2.843168)(0.745759)(1.417603)(2.296129)(3.870960)

R2=0.593394R2=0.457859DW=1.490262F=4.378152

F檢驗(yàn)。F=4.378152，樣本容量n=17，解釋變量k=4，n-k-1=12。F值與臨界值Fα（k，n-k-1）比較。給定顯著性水平α=0.05，

F＞F0.05（4，12），說(shuō)明模型總體是顯著的。

t檢驗(yàn)。給定顯著性水平α=0.05，查自由度為12的t分布表，得臨界值tα/2(12)=2.1788.解釋變量K、I、H、FINANCE的t值分別為0.745759、1.417603、2.296129、3.870960，與臨界值比較說(shuō)明人力資本H和金融發(fā)展FINANCE對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Y的影響顯著。

2.異方差性檢驗(yàn)

懷特檢驗(yàn)：

nR2=15.61452，nR2漸進(jìn)地服從自由度為14的χ2分布。給定顯著性水平α=0.05，χ0.052（14）=23.685。nR2＜χ2α（14），故隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差。

ARCH檢驗(yàn)。

R2=0.172852，n=17，p=2，(n-p)R2=2.59278.(n-p)R2服從自由度為2的χ2分布。給定顯著性水平α=0.05，(n-p)R2＜χ0.052（2），表明模型中不存在異方差性。

3.自相關(guān)性檢驗(yàn)

D-W檢驗(yàn)。由OLS的輸出結(jié)果得DW=1.490262，給定顯著性水平α=0.05，查D-W統(tǒng)計(jì)表，n=17，k=4，得下限臨界值dL=0.90和上限臨界值dU=1.71，得dL＜DW＜dU，表明不能確定存在自相關(guān)。

4.多重共線性檢驗(yàn)

相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法。相關(guān)系數(shù)矩陣如下：由相關(guān)系數(shù)矩陣得，K與H之間的相關(guān)系數(shù)為0.840490， K與FINANCE的相關(guān)系數(shù)為-0.797082，H與FINANCE的相關(guān)系數(shù)為-0.827708，表明這幾個(gè)解釋變量之間的相關(guān)性較高。

修正。由直接最小二乘的結(jié)果看出，K的參數(shù)t值并不顯著，又與H，F(xiàn)INANCE存在多重共線性，故考慮刪除解釋變量K。刪除解釋變量后的回歸結(jié)果為：

yt= -53.84270+ 56.12190It+ 228.8488ht+ 13.70346financet

t=( -3.279260) (2.170400) (3.588675)(3.870595)

R2=0.574549R2=0.476369 DW=1.43071134669 F= 5.851947

刪除解釋變量K后，模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均有較大改善。

五、對(duì)實(shí)證分析的理論解釋及政策建議

90年代以后，特別是中后期，中國(guó)逐步擺脫了短缺經(jīng)濟(jì)，由賣方市場(chǎng)轉(zhuǎn)向買方市場(chǎng)，由供給導(dǎo)向型向需求拉動(dòng)轉(zhuǎn)變。從以上擬合結(jié)果我們可以得到如下一些主要的結(jié)論:

1.從回歸結(jié)果看，金融發(fā)展對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極作用，且推動(dòng)作用十分顯著，表現(xiàn)為t檢驗(yàn)的結(jié)果較高（3.870595）。此時(shí)的金融發(fā)展日益凸顯出其對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)與促進(jìn)。

2.金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正的影響，但是，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用還沒(méi)有完全發(fā)揮其應(yīng)有的水平。從這個(gè)意義上說(shuō)，中國(guó)仍然需要繼續(xù)加大金融改革的力度，消除所有制歧視，使國(guó)有經(jīng)濟(jì)和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)在融資過(guò)程中處于平等地位，使非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的投資需要得到充分地滿足，從而，最大地發(fā)揮非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的巨大潛力和對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的巨大推動(dòng)力。

3.作為解釋變量的國(guó)內(nèi)資本存量的增長(zhǎng)率k對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用并不顯著，將其刪除后，模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)有較大改善。中國(guó)也應(yīng)對(duì)此采取相應(yīng)對(duì)策，以避免影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，甚至引發(fā)金融危機(jī)。

參考文獻(xiàn):

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[2]龐曉波趙玉龍:我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的弱相關(guān)性及其啟示[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2003 (9): 47～51

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