摘要：文章基于內(nèi)生增長理論，以上海市為例來研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關聯(lián)性。根據(jù)內(nèi)生增長理論確定經(jīng)濟增長模型，而后與金融發(fā)展的指標變量結合對上海近年相關數(shù)據(jù)進行實證研究。研究結果表明，上海金融發(fā)展會在一定程度上影響經(jīng)濟的增長，反之，經(jīng)濟增長也會影響上海的金融發(fā)展，其中在代表金融發(fā)展的金融發(fā)展規(guī)模指標對經(jīng)濟增長影響較為顯著，文章的研究結果可以為上海金融發(fā)展的政策制定提供一定的理論依據(jù)。

關鍵詞：金融發(fā)展；內(nèi)生增長；經(jīng)濟增長；金融發(fā)展規(guī)模

一、引言及文獻回顧

在影響經(jīng)濟增長的諸多因素中，金融是一較為重要的因素。Goldsmith （1969）就曾指出：金融領域最重要的研究課題之一是金融結構和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，金融發(fā)展理論研究的主要內(nèi)容就是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長。在傳統(tǒng)的新古典增長框架下金融對經(jīng)濟增長的作用仍有限。因此，要更為深入地研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系就必須放松新古典的假設突破新古典的理論框架。于是，在內(nèi)生增長理論產(chǎn)生后，經(jīng)濟學家們開始在內(nèi)生增長理論框架中納入金融因素，例如索洛-斯望模型出現(xiàn)后人們開始對索洛殘余進行了慎重的反思并將金融活動納入到經(jīng)濟增長的模型之中。自20世紀90年代以來諸多的研究對金融發(fā)展作用于經(jīng)濟增長的機制做出了比較全面且規(guī)范的解釋。Pagano（1993）建立了一個突性的內(nèi)生增長模型，研究金融自由化后的金融發(fā)展對實際經(jīng)濟增長的影響機制，結果表明在折舊率不變的條件下金融中介和金融因素通過影響資本社會邊際效率、投資的儲蓄比率以及私人儲蓄率三個因素影響實際經(jīng)濟增長；國內(nèi)也有學者在內(nèi)生增長模型的基礎上做了相關研究，韓廷春（2003）對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的內(nèi)生機制進行了研究，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟得到增長的前提是金融部門效率及無形資產(chǎn)水平的增長。

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系一直在研究領域存在爭議，有些學者認為金融發(fā)展會影響經(jīng)濟的增長，也有些學者認為是經(jīng)濟增長影響金融發(fā)展，后來的研究表明金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系可能是互為因果的，例如Patrick（1966）指出金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關系的兩種可能，因應需求與供給領先，也就是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的因果關系可分為兩類，前者認為經(jīng)濟增長導致金融發(fā)展即經(jīng)濟的增長帶來金融機構的發(fā)展變化促進金融市場的建立。后者則是指金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。Goldsimth（1969）、Mckinnon（1973）和shaws（1973）等人，認為金融發(fā)展既對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響又受到經(jīng)濟增長的影響，但是麥金農(nóng)和肖對金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關系的研究基本停留在經(jīng)驗式的主觀判斷上對這種關系的刻畫較為粗糙，而后繼相關的實證分析也得出了差異性的結論。因此，文章基于內(nèi)生增長理論的框架，采用相關年限的數(shù)據(jù)對上海的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的關系進行了實證研究。

文章的結構如下，第一部分是引言及文獻回顧，說明闡述的問題和相關的研究發(fā)展現(xiàn)狀分析；第二部分為文章的理論分析及經(jīng)濟增長模型設定；第三部分進行實證設計，檢驗研究假設；第四部分是經(jīng)濟增長對金融發(fā)展影響的研究分析，最后一部分是結論及啟示。

二、理論分析及經(jīng)濟增長模型設定

為了研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。文章借鑒熊鵬、王飛（2007）使用的AK模型，考察最簡單的內(nèi)生增長模型（AK模型），總產(chǎn)出是總資本存量的線性函數(shù)：yt=AKt，其中yt為總產(chǎn)出，Kt為總資本存量，A為常數(shù)并不表示技術水平。資本分為人力資本和物資資本。人力資本和物資資本可以瞬時調(diào)整，h/k是一個常數(shù)，令h/k=D。相應地生產(chǎn)函數(shù)就可以表述為標準的AK 生產(chǎn)函數(shù)：y=AK

其中，A=AD（1-α） ，α∈[0，1]，由此可以得出：y=AKα h（1-α），再對其兩邊同時求對數(shù)，即得：LnY=LnA+αLnY+（1-α）LnH

為深入的研究問題，還需把技術因素和制度因素加入到模型中，模型的設定為：

LnYt=c0+c2LnKt+c2LnHt+c2LnSt+c4LnT+c5LnFIRt+c5LnFEt+ut（1）

其中，LnYt表示人均產(chǎn)出的自然對數(shù)，LnKt表示人均物資資本的自然對數(shù)，LnHt表示人均人力資本的自然對數(shù)，S表示制度因素，T表示技術進步因素的自然對數(shù)，LnFIRt表示金融發(fā)展規(guī)模指標，LnFEt 表示金融發(fā)展效率指標，LnFIRt 與LnFEt 一起表示金融發(fā)展水平， ut為隨機誤差項。

三、實證設計

（一）數(shù)據(jù)與變量說明

下面對人均產(chǎn)出、人均資本、人力資本、制度因素、技術進步、金融發(fā)展等變量進行說明。（1）人均產(chǎn)出。人均產(chǎn)出是指總產(chǎn)出與人口總量之比。（2）人均資本。人均資本是指總資本存量與人口總量之比。（3）人力資本。人力資本水平表示人們的能力和素質(zhì)。采用教育收益率的方法，用人均受教育年限來間接的衡量人們的能力及素質(zhì)。具體的計算方法為：人力資本水平=（接受不同級教育的人數(shù)×權數(shù)）/不同級受教育的人數(shù)之和。為了能夠?qū)⑵骄芙逃晗捱M行量化計算，我們對于不同文化水平的人賦予了不同的分值，其中未上過學的計為0年，賦予的分值為0，以此類推，小學、初中、高中、?？?、本科、研究生及以上學歷受教育年限分別為6年、9年、12年、15年、16年、19年，賦予其相應的分值為6、9、12、15、16、19。（4）制度變量。采用國有經(jīng)濟在生產(chǎn)總值的比重反映制度因素對經(jīng)濟增長的影響。（5）技術因素。文章對技術進步的度量采用間接度量以研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出相當于上海市生產(chǎn)總值比例來反映技術進步。（6）金融發(fā)展規(guī)模指標，本文用金融相關比率（FIR）即全部金融機構存貸款總額與GDP之比。（7）金融發(fā)展效率指標，金融發(fā)展效率是指金融中介將存款轉化為貸款支持經(jīng)濟增長的效率，是反映資本投入與產(chǎn)出的關系的一個指標，這里選擇儲蓄投資轉化率作為衡量金融發(fā)展效率的指標，即貸款余額與存款余額之比表示。

文章所有的數(shù)據(jù)均來自于1996～2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》及上海統(tǒng)計網(wǎng)站并經(jīng)整理得到，回歸過程中我們使用Eviews3.1軟件進行相應的處理。

（二）結果及檢驗

1. 單位根檢驗。本文采用ADF檢驗法，對各個變量進行平穩(wěn)性分析，由分析過程可知，LNK、LNH、LNFIR及LNFE變量的一階差分為非平穩(wěn)序列，二階差分為平穩(wěn)的序列，LNT的一階差分為平穩(wěn)序列。

2. 協(xié)整檢驗。為了檢查所研究的各組變量是否存在長期穩(wěn)定的關系，文章采用Johansen的協(xié)整檢驗。根據(jù)協(xié)整檢驗的結果分析可以看出，各組變量經(jīng)協(xié)整檢驗均僅有一個長期穩(wěn)定的線性關系，如表1所示。

3. 人均產(chǎn)出的回歸分析。利用1996～2012年上海的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的相關數(shù)據(jù)，對各變量與LNY進行回歸分析，結果為

LnYt=-4.383566+0.239981LnKt+0.924574LnHt+0.694298LnSt+0.862759LnTt+0.218304LnFIRt+0.414263LnFEt（2）

（-0.990649） （1.280682） （1.191429）

（0.794159） （1.569495） （1.198357）

（1.057069）

R-squared= 0.990422 F-statistic =172.3405 Durbin-Watson stat =1.581265

從上述的結果可知各變量的顯著性結果不是很好，很可能存在自相關，因此，我們?nèi)サ粢恍┳兞?，再進行回歸分析，回歸結果為

LnYt=-3.099328+0.237941LnKt+1.661965LnHt+0.328856LnFIRt+ut（3）

（-5.184912） （1.349213） （4.949432）

（2.462384）

R-squared=0.985813 F-statistic =301.1210 Durbin-Watson stat =1.313627

從式（3）的結果可以看出，R-squared以及調(diào)整后的R-squared的值都很高，在剔除技術因素、制度因素、金融的發(fā)展效率因素后，所得結果表明金融的發(fā)展規(guī)模與人力資本因素對上海市的經(jīng)濟增長均有正向的促進作用，而物質(zhì)資本因素影響的結果則不顯著，這可能與上海的發(fā)展進程有關，上海是我國的一線城市，經(jīng)濟發(fā)展程度較高，基本的原始要素刺激經(jīng)濟增長的作用已不明顯。另外，我們還可以看出，金融發(fā)展的規(guī)模對于上海經(jīng)濟增長至關重要，這對于今后上海的政策的調(diào)整具有一定的現(xiàn)實意義。

四、經(jīng)濟增長對金融發(fā)展影響的分析

經(jīng)濟增長反過來又是怎么影響金融發(fā)展規(guī)模的？對上述的AK模型得出的式子：y=AKαh（1-α）繼而進行變形調(diào)整，可得LnFIRt=c0+c1LnYt+ut（4）

對（4）式進行回歸檢驗，結果可得

LnFIRt=c0+c1LnYt+ut（5）

（0.630913） （0.490082）

R-squared=0.784158 F-statistic=54.49535 Durbin-Watson stat=0.550569

從上結果可知，變量的P（0.0000）值小于0.05，結果顯著。表明經(jīng)濟增長也在一定程度上影響著金融發(fā)展的規(guī)模，這與Goldsimth等學者得出結果一致。

五、結論及啟示

文章以金融發(fā)展為出發(fā)點，對1996～2012年上海地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關聯(lián)性進行了研究，經(jīng)過分析可知，上海地區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間有著相互影響的關系。相對于金融發(fā)展規(guī)模因素，金融發(fā)展效率的因素沒有表現(xiàn)出對經(jīng)濟增長有較強的影響。另外由于查找數(shù)據(jù)的局限，文章中的數(shù)據(jù)使用的是1996～2012年的上海數(shù)據(jù)是從上海統(tǒng)計網(wǎng)站得到，相對來說有效數(shù)據(jù)的年限較短，在一定程度上會影響到實證的結果，這也是文章今后需要改進的地方。

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（作者單位：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學）