经济增长与经济发展

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经济增长与经济发展范文第1篇

关键词：经济转型，经济增长，并存，中期经济，发展趋势

作者：吕钟

引言

三年通常为“中期”的界定时间，2014年正处于“十二五”规划的第4年，“中期经济”的发展趋势将起到承上启下的关键作用。自进入21世纪以来，不完全的倒W型成为我国总体经济增长变化的趋势，其中主要历经了两次提升与降低。早在国际金融危机之前，我国经济增长便出现了第一次下降，第一次降低是在六个季度中下跌了8.2个百分点，是从2007年二季度的14.8%，骤然下降到2009年一季度的6.6%，之后，国家出台了一系列促进我国经济平稳回升的举措。然而相对于第一次下降来说，第二次经济增长下降较为温和，从2010年一季度的12.1%，下降到2012年三季度的7.4%，十个季度下降4.7个百分点，在2012年5月又陆续出台了保稳增长的相关政策，但经济增长的内生动力依然不足。从内生动因的层面来看，以往的经济波动主要是由变化的短期需求，以及周期性调整所导致，而第二次经济增长下降，已经暗含了潜在的增长率变化以及结构因素的作用。虽然，我国的经济增长放缓是受到世界金融危机造成的外需收缩而导致的，但是，逐渐降低的投资、出口动力更是对我国中期经济发展造成影响的主因。

中期经济发展的总体趋势

（一）从总需求角度分析中期经济发展趋势

首先，制造业和基础设施的投资需求减弱，投资增速放缓。从2008年金融危机开始，以及“十一五”时期大规模的铁路、公路、机场、港口等建设，使得沿海地区基础设施逐步趋于饱和，且西部地区也在逐渐缓解基础设施短缺的现状。另外，外需市场的逐步缩小以及国内经济增长速度逐渐的缓慢，导致在不同程度上出现了制造业产能过剩的问题，一旦继续扩大投资，不仅导致增加产能过剩问题，更会使企业债务负荷加剧，逐步削弱企业投资意愿，且过度加大投资规模，还会导致通货膨胀与资源要素供需出现矛盾。

其次，随着我国居民收入的提高，消费需求增长将趋于平稳。扩大居民收入政策的不断完善，以及各类社会保障覆盖率与保障水平的提高，促进了我国城镇化建设的推进，使得居民收入能够稳定增长，消费需求潜力获得进一步释放。但是，由于我国总体经济增长局势的不确定性，在今后的三年间，消费需求将出现增长平稳的总趋势。

最后，出口增幅逐渐放缓，外部需求减弱对经济增长的推动作用。全球因金融危机带来的增长方式，市场结构以及供需关系的调整，已由最初的快速增长阶段进入到深度调整转型阶段，中期内依然无法恢复到危机前的经济增长趋势，进入了相对低速的增长阶段。随着逐渐削弱的出口需求，市场放缓扩张速度，贸易保护主义重新抬头，都将减弱推动我国经济增长的作用。

（二）从总供给角度分析中期经济发展趋势

首先，劳动人口比重下降且绝对减少。我国低成本劳动力是传统经济增长的主要动力。随着独生子女一代步入劳动年龄，其父母进入退休阶段，我国出现人口拐点，这便意味着我国人口红利效应逐渐消失，劳动供给增速持续下降，促进经济增长就必须依靠提高生产率与创新技术。

其次，向下调整储蓄率与投资率。人口抚养比提高及政策调整是储蓄率变化的决定因素。随着我国老龄化进程加快，人口抚养比逐渐上升，社会及家庭将持续增加用于医疗、养老的支出比例，促使高储蓄率逐渐向下调整，并且导致投资率的下降。

再次，技术引进削弱及劳动力再配置。2012年以前，我国主要是以低生产效率的第一产业，向高生产效率的第二、三产业转移劳动力，成为劳动生产率提高的主要因素，但是随着劳动力转移逐渐结束，转移速度以及规模大幅度下降，并且发达国家与我国之间逐渐缩短技术差距，技术引进推动效果逐渐削弱。

最后，资源环境对经济增长的约束持续加强。我国经济的大幅度增长与大规模高强度的投入，都与资源环境储备密不可分，然而随着环境污染加剧，能源消耗殆尽，将对能源环境进行约束，因此，对我国经济增长形成了强力的外部约束。

中期经济保稳增长面临的挑战

第一，国际市场需求减弱。随着世界经济的整体低迷，海外市场扩展速度放缓，发达国家进口需要逐渐变弱，世界贸易保护主义重新抬头，导致国际市场竞争更为激烈。欧美等发达国家为振兴本国经济促进再工业化，印度、越南诸国利用低价成本要素，对国际产业快速转移，利用低价产品占领我国的国际市场空间，使我国面临着双重挤压的市场竞争格局。

第二，财政金融风险增大。经济增长速度已经放缓，公民收入、财政收入以及企业利润均将回落。我国在扩展债务以及信用规模促进经济增长的同时，也无意识地加大了财政金融潜在风险，随着逐渐增长的地方债务，中央财政收入以及放缓的土地收益，金融债务风险平台逐渐显现。

第三，逐渐突出产能过剩矛盾。近年来，迅速扩张的制造业不仅满足了我国经济增长，城镇化以及工业化的发展需求，更是依赖于增加的出口，以带来发展的平衡。随着国际市场扩展放缓，国内经济增长逐渐下降，产能过剩矛盾将进一步突出。

第四，生产要素成本增加。经济增长出现阶段性变化，随之而来的是我国传统推动经济增长的生产要素发生供求关系变化，使生产要素价格持续上升，原本的低成本优势逐渐衰减，现阶段，我国的经济增长已经越来越难被持续增加的大规模投资所支撑。

第五，企业创新能力不足。世界产业核心逐渐转变为数字化、智能化的制造业，我国企业创新能力不足的问题逐渐显现。很多工业企业的研发规模与研发水平较低，由于企业对低端加工组装过于依赖，缺乏品牌与技术的创新，逐渐与市场竞争环境脱轨，若不加速推动产业技术提高以及研发能力，现有的许多生产能力以及技术将面临着淘汰的局面。经济转型与经济增长并存的中期经济发展策略

阶段性经济增长变化趋势下，我国经济增长迫切需要新动力，探索新对策，将调整结构、稳定增长、促进改革相结合，才能推动我国经济转型，解决我国中期经济保稳增长所面临的挑战。

（一）扩城镇增内需，应对国际需求减弱

目前我国进入新经济增长阶段，需要扩大消费以及内需。我国政府应积极推进人口市民化的转移，改变消费结构与消费倾向，大幅度提高对工业品的需求以及购买能力，形成扩大国内消费需求的有效作用。因此，要将农村转移人口有秩序地市民化，促进土地管理制度的深入改革，建立完善的农村产权登记，对户籍制度进行变革，循序渐进构建社会保障体系以及公共服务制度，力求覆盖到所有符合条件的常住人口。还应提高城镇可持续发展能力，对城镇的人口规模进行合理规划，严禁乱占耕地，对土地、能源、水资源等建立起节约利用机制，建立起环境友好，资源节约的新型城镇。以促进小城镇与小城市的加速发展，对中小城市加大融资、财政等政策的支持，加强中小城市的公共服务、产业发展，增加就业，人口聚集等功能，推动农业转移人口能够就近变为城镇人口。

进一步发展城乡一体化，打破传统思维的束缚，将城市与农村经济问题综合成整体进行规划，促进城乡一体化进程加快。并形成大都市圈与城市群，形成开放性国际化都市体系，使基础条件好、发展潜力大的城市群快速发展，进一步提高其吸纳转移农村人口的能力，以挖掘城市潜在的消费需求，应对我国中期经济增长面临的双重挤压市场格局。

（二）释放改革红利，减弱财政金融风险

促进行政体制改革加快，将核心落在简政放权工作上，减少审批事项，将社会与市场能够承担的职责交还，使政府管理重心逐步由审批环节变为服务监管环节。积极推动改革大型国有企业的步伐，使其发挥出提升综合国力、产业升级、国际竞争的价值。加强产权保护，确保各种所有制均能享受平等竞争与法律保障。政府需要深化财税体制的变革，使财政预算体系规范、公开、完整，建立覆盖所有国有企业的收益分享与资本经营预算制度，使改革金融体系的步伐更快，推动健全的利率市场，完善人民币汇率体系，促进市场供求在汇率中发挥基础性作用，放宽金融准入门槛，建立现代化金融体系，以加快释放改革红利，减弱金融财政的投资风险。

（三）结合供需管理，抑制生产能力过剩

政府应推行积极的财政政策，以改善民生、扩大内需，提高调整结构与促进经济增长的支持力，合理控制地方政府债务水平，使债务规模能够受到中期收支平衡的约束。进而推动产业重组兼并，产能过剩是企业进行结构调整与重组兼并的有利时期，需要在市场化为导向的基础上，将低附加值，高排放、高耗能的产能进行淘汰，进行产业重组以促进技术进步。并加大企业走出国门的支持力度，支持建材、钢铁等原材料生产企业走出国门，建立生产基地，将直接进口资源变为就地使用，促进制造业向服务质量好，精深加工化转型，以解决我国供需失衡的问题，抑制进一步凸显的产能过剩矛盾。

（四）提高质量效益，适应生产要素上涨

从宏观经济层面来看，提高质量从根本上说，就是促进国民经济投入产出率的提高，增强全要素生产率，更好地配置资源，加强经济的可持续增长，而提高效益主要体现在公民收入和劳动报酬的增加，以及提高企业的财政收入与利润。企业想要做到提质增效，就需要提高要素生产率，加强科技对经济增长的贡献率。随着劳动力转移的趋近饱和，必须以加大科技与人力资本的投入进行应对，才能提高质量效益，适应生产要素的上涨。并要加强资源的利用率，提高资源环境与经济增长的协调性，“十二五”以来，我国虽然在建设生态环境，以及节能减排中取得了良好成果，但能源消耗以及单位产出资源仍旧偏高，还普遍存在较为严重的环境污染问题。因此，必须提高资源利用率，以资源环境的压力作为产业进步、技术升级以及转变发展方式的动力，化解我国经济增长与大规模投资之间的窘境。

（五）加强科技创新，变革企业研发态势

经济增长与经济发展范文第2篇

关键词:金融发展;经济增长;VAR模型

中图分类号:F8

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)08-0030-01

1 问题的提出

改革开放以来,天津市的经济保持了又好又快的发展态势,产业结构进一步调整,自主创新能力有所增强,三次产业协调发展。截止到2008年,全市实现地区生产总值(GDP)6354.38亿元,三次产业结构为1.9:60.1:38.0,这些成绩与天津市的金融发展是分不开的。金融发展已成为现代经济运行的核心,是调控整个社会的资金融通的总枢纽,在动员储蓄、管理风险、便利交易和促进企业创新等方面的积极作用有助于经济增长。但天津金融业也存在一些不足:金融企业聚集度不够,银行在融资体系中处于垄断地位,直接融资渠道不畅,金融创新能力不强,金融生态环境较差等。天津市的金融发展到底对经济增长起到了多大的作用,是如何起作用的。本文站在省域的角度,利用1990~2007年的数据,通过格兰杰因果检验、建立VAR模型和方差分解分析,对天津市的金融发展与经济增长之间的关系进行分析,为天津市经济不断高速增长和提高地区竞争力提供崭新的思路。

2 指标的选取

2.1 经济增长指标的选择

与其他实证分析一样,选取人均地区国内生产总值作为衡量经济增长的指标变量,用RGDP表示。本文选取天津1990-2007年的人均GDP,为了消除时间序列的异方差影响,对原始数据序列取对数。

2.2 金融发展的指标

本文依据戈德史密斯提出的金融相关比率――某一时点上现存的金融资产总额与国民财富之比,用金融相关比率来衡量金融发展。由于中国股票、证券市场发展时间太短,且无法将其按照地区进行合理分割,所以计算金融相关比率的时候主要考虑金融机构存贷款数据,因此,这样的计算方法是合理的。具体为:

金融相关比率FIR=(St+It)/GDP,其中St代表地区全部金融机构各项存款余额,It代表地区全部金融机构各项贷款余额。

3 天津地区的金融发展对经济增长促进作用的实证分析

3.1 ADF检验

根据上述ADF单位根检验结果,得出结论:LN_RGDP、DLN_RGDP、DDLN_RGDP、LN_FIR在5%的显著性水平下是显著的;DLN_FIR、DDLN_FIR在1%的显著性水下是显著的。

3.2 格兰杰因果检验

通过ADF单位根检验的平稳序列可以进行格兰杰因果关系检验,在这部分检验两组变量间的格兰杰因果关系。第一组是LN_RGDP与LN_FIR,代表经济总量与金融发展总体水平,表示存量之间的关系;第二组是DLN_RGDP与DLN_FIR,代表经济增长率与金融发展增量,表示增量之间的关系。

结合表中的结果我们可以得知:(1)存量之间,滞后1期时,LN_FIR是LN_RGDP的格兰杰原因;当滞后2期时,LN_FIR与LN_RGDP之间出现双向因果关系,即金融发展总体水平促进经济总量,反过来经济总量也促进金融发展的总体水平;滞后3期时,在10%的显著性水平下,LN_RGDP是LN_FIR的格兰杰原因,是单向因果关系。(2)增量之间,滞后1期时,DLN_FIR是DLN_RGDP的格兰杰原因,即金融发展增量促进经济增量;之后的滞后2期、3期金融发展的增量与经济的增量不存在因果关系。可以理解为经济增量与金融发展增量之间不是直接促进作用,而是存在间接的存进作用。

3.3 建立VAR模型

上述分析得到结论是:天津地区的金融发展与经济增长之间的存量存在相互促进的因果关系,而增量之间存在单向的因果关系。因此,下面针对天津地区的金融发展与经济之间的存量建立两变量的VAR模型进行分析,其估计结果如下:

响显著,在滞后1期时弹性达到46.7%,之后的滞后2期也达到10.2%,充分体现了天津市金融发展对经济增长的强大拉动作用,这种拉动作用主要体现在短期内;GDP对金融发展的影响也显著,在滞后1期弹性为-7.7%,之后的滞后2期也达到12.6%,也在一定程度上体现了天津经济增长对金融发展也起到了反作用,这种作用也主要体现在长期内。通过观察模型估计后的AR根图表,估计模型所有根的模的倒数都小于1,即在单位圆内,VAR(2)模型稳定。

3.4 方差分解分析

VAR模型的方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后,系统以变量的误差方差比的形式反映变量之间的交互作用程度。本文利用方差分解技术分析了金融相关比率对人均GDP的贡献率,方差分解的结果见下表。

从方差分解分析表中可以看出,结果在第四年以后基本稳定。从长期来看,人均GDP的变化中约78.7%由其自身决定,说明经济增长具有较强的自我发展、自我扩张的内在强化能力;金融发展水平变化的冲击能解释人均GDP变化的21.3%。

4 结论

根据前文的实证分析,可以得到以下结论:

(1)通过格兰杰因果检验表明,天津地区的金融发展与经济增长存在双向因果关系。这可以说明天津地区的经济发展促进金融发展,同时金融发展也促进经济增长,进入了良性循环。因此,大力发展天津地区的金融业可以确保经济增长的可持续性。

(2)通过建立VAR模型和方差分析等一系列动态计量分析得出,金融发展对经济增长的促进作用主要表现在短期内而且作用十分明显,长期会稳定在一定的水平上;经济增长对金融发展的影响,短期内会产生抑制经济增长的作用,而长期会产生正的且保持稳定的促进作用。

(3)天津市金融发展对经济增长的拉动作用是从存量调整进行的;是有滞后期的,但作用可以持续较长时间。

参考文献

[1]谈儒勇.中国的金融发展与经济增长关系的实证研究[J].经济研究,1999,(10).

[2]李广众,陈平.金融中介发展与经济增长:多变量VAR系统研究[J].管理世界,2002,(3).

[3]周立,王子鸣.中国各地区金融发展与经济增长实证分析:1978-2000[J].金融研究,2002,(10).

[4]王景武.金融发展与经济增长:基于中国区域金融发展的实证分析[J].财贸经济,2005,(10).

经济增长与经济发展范文第3篇

[关键词]福建省 金融发展 经济增长 分位数回归

1.概述

国内外经济学家对金融发展与经济增长之间的关系进行了颇具深度的探讨，通过理论分析和实证研究得到了丰富的成果。近些年来，为了促进经济快速健康发展，不少发展中国家把金融发展作为推动经济增长的重要引擎。1973年，麦金农和肖分别提出“金融抑制”和“金融深化”。麦金农认为，发展中国家为了早日实现工业化的目标，企图低成本地利用国内外金融资源，于是对内压低存贷款利率，对外高估本国利率，从而导致金融市场丧失了调节资金供求关系的能力。因此，要实现金融发展，必须消除金融抑制。肖从金融深化的角度得出了类似的结论，他认为，金融深化能够通过储蓄效应、投资效应、收入效应、就业效应和分配效应促进一个国家的经济发展。“金融抑制”和“金融深化”理论强调市场的形成和完善，并没有强调金融结构问题，但对发展中国家来说，由于金融发展水平低，金融深化也隐含着金融结构的进步。

20世纪90年代以来，内生经济增长理论的发展，指出金融中介和金融市场的内生性，以及金融发展和经济增长之间的关系。King（1993）的实证研究结果表明，金融机构和经济增长之间存在较强的相关关系，而且金融发展可以比经济发展更快。Levine（1997）从功能的角度阐释了经济增长中金融发展的作用，金融中介为风险管理和流动性提供了机会，凭借着有吸引力的风险分担特性，激发了金融市场和工具的发展。Greenwood（1997）通过建立金融市场的内生形成模型发现了金融发展和经济增长之间的双向因果关系，指出金融市场和金融中介的运行成本或参与成本导致了金融市场和金融中介的内生形成。Levine和Zervos（1998）把一些反映股票市场发展状况的指标添加到回归模型中从而扩展了King和Levine（1993）对金融中介和经济增长关系的分析，根据47个国家1976年-1993年的数据进行实证后得出结论：股票市场流动性和银行发展不仅都与同时期的经济增长存在很强的正相关关系，而且能很好地预测经济增长前景。

与国外浩如烟海的研究文献相比，国内对中国金融发展与经济增长关系问题的研究起步较晚。但是，随着我国国民经济的持续快速发展和金融体系改革的不断深化，金融部门对经济增长作用如何日益引起国内学者的广泛关注。他们发表了大量理论分析和实证研究的文章，对中国未来金融和经济政策的制定和完善进行了卓有成效的探索。

谈儒勇（1999）利用季度数据对金融发展与经济增长之间的关系进行了实证分析，对中国整体金融发展与经济增长关系研究做出开创性贡献。韩廷春（2002）把金融发展作为一个因素引入内生经济增长模型，并利用中国的数据进行实证检验，其结论表明生产过程中的人力资本和R&D水平越高，非国有经济投资额占总投资额比例越大，则投资效率越高，从而促进经济增长越快。王景武（2005）利用误差修正模型和格兰杰因果检验对我国区域金融发展与经济增长关系进行了计量分析，得到的结论是东部地区的金融发展与经济增长之间存在正向因果关系，而西部地区金融发展与经济增长之间关系则存在相互抑制关系。

事实上，由于中国经济发展的非均衡性，区域金融发展和经济增长之间关系的分析，具有更加现实的意义。本文以基于福建省的年度统计数据，运用条件分位数回归方法进行区域金融发展与经济增长关系的计量分析，采用的计量经济学软件是Eviews。

2.福建省金融发展与经济增长：条件分位数回归

线性分位数回归理论由Koenker和Bassett（1978）最早提出，是估计一组回归变鲢与被解释变量的分位数之间线性关系的建模方法。分位数回归通过对古典条件均值模型为基础的最小二乘法进行延伸，用多个分位函数来估计整体模型。相比普通最小二乘回归只能描述自变量对于因变量局部变化的影响而言，分位数回归能更精确地描述自变量对于因变量的变化范围以及条件分布形状的影响，不仅分析被解释变量的条件期望（均值），还能够分析解释变量对被解释变量的中位数、分位数等的影响。不同分位数下的回归系数估计量常常不同，即解释变量对不同水平被解释变量的影响不同。而且，分位数回归对误差项并不要求很强的假设条件，因此对于非正态分布而言，分位数回归系数估计量则更加稳健。

在经济增长的实证研究文献中，人们常常运用生产函数作为基本估计框架。这里也将它用于分析区域金融发展与区域经济增长关系的实证研究，假定总量生产函数（t期）的形式，把总产出抽象为金融发展水平与控制变量的函数，控制变量是除金融发展水平以外的其它主要影响因素，可以用函数表示：

Yt=f（fiancet，controlt）

其中，Yt是总产出，一般用GDP表示，financet代表金融发展水平，controlt代表控制变量。为了根据可得数据研究福建省的金融发展与经济增长之间的关系，这里被解释变量取国内生产总值反映经济增长，用GDP表示；解释变量是金融发展水平和控制变量。金融发展水平采用金融相关比率指标，即FIR，等于金融机构存贷款总额与GDP的比值。控制变量是指那些能够影响经济增长的资源禀赋差异的变量，目的是用来控制其它可能导致经济增长差异的因素。（1）实物资本投入，用固定资产投资占GDP的比值反映物质资本的投入水平，用INFIXP表示。（2）人力资本投入，一般用中小学毕业升学率或者政府财政支出中的教育支出近似反映各地区人力资本水平。考虑到财政金融的紧密联系，这里设置了政府财政支出总额占GDP的比值综合近似反映人力资本水平，以及财政金融的紧密联系，用LGEXPP表示。（3）经济开放程度，考虑到外国直接投资额与金融的紧密联系，这里设置了外国直接投资额（或者实际利用外资）总额占GDP的比值综合近似反映经济开放程度，以及外国直接投资与金融的紧密联系，用FDIAUP表示。

根据以上的分析，为了进行弹性研究，对被解释变量和解释变量都取自然对数，则计量分析模型的基本形式为：LnGDP=po+pILnFIR+p2LnINFIXP+D3Ln LGEXPP+

B4Ln FDIAUP+μ

为了对比研究结果，以下将采用条件均值回归和条件中位数回归进行计量分析，它们的结果分别见表1和表2。

由于条件均值回归和条件中位数回归采用的计算方法不同，得到的拟合优度值存在明显差异。一般来说，如果采用相同的数据，伪拟合优度值（Pseudo R-squared）明显小于拟合优度值（R-squared），调整的伪拟合优度值（Adjusted PseudoR-squared）明显小于调整的拟合优度值（Adjusted R-squared）。从表1和表2可以看出，伪拟合优度值是0.841360，拟合优度值是0.960442；调整的伪拟合优度值是0.817858；调整的拟合优度值是0.954582。

另外，比较两种方法估计得到的解释变量的系数，存在明显的小同。三个解释变量（INFIXP、LGEXPP、FDIAUP）系数的条件均值回归估计值的绝对值大于条件中位数回归估计值的绝对值，一个解释变量（FIR）系数的条件均值回归估计值的绝对值小于条件中位数回归估计值的绝对值。四个解释变量系数对应的条件均值回归估计值与条件中位数回归估计值的符号相同。

为了深入探究金融发展和其它控制变量对经济增长的影响在经济增长不同水平下的差异，接下来对经济增长的多个分位数水平进行条件分位数回归估计。

表3是取自20分位数回归的5个分位数的结果，可以看出，在经济增长的不同分位数水平上，金融发展和其他控制变量对经济增K的作用大小存在差异。在解释变量LnGDP不同的分位数水平，解释变量LnFIR和Ln INFIXP的系数都是正数，而解释变量Ln LGEXPP和Ln FDIAUP的系数都是负数。从绝对值方面比较，解释变量LnFIR和LnLGEXPP的系数较大，LnlNFIXP的系数次之，LnFDIAUP的系数最小。

从图1可以看出，随着经济增长分位数水平的变化，每个解释变量对经济增长的影响大小随之改变。当被解释变量LnGDP的分位数水平从0.2逐步增加到0.8，解释变量系数的点估计（中间有圆点的折线）和区间估计（上下没有圆点的折线）也随之变化。从系数点估计的变化特点来看，截距项在0附近波动。解释变量LnFIR的系数没有明显的变化趋势，主要在3.5附近波动；解释变量Ln INFIXP的系数在两端有比较明显的下降趋势，中间从LnGDP的0.4到0.6分位数基本保持稳定；解释变量Ln LGEXPP和LnFDIAUP的系数在两端有比较明显的上升趋势，中间从LnGDP的0.4到0.6分位数基本保持稳定。

经济增长与经济发展范文第4篇

关键词：金融发展;经济增长;区域差异;金融相关比率

abstract:with a qualitative analysis on the relationship between regional finance development and regional economic growth, and the panel data unit root test, co-integration test and error corrected model, the paper observes the different mutual function relations between the financial development and economic growth in the stratification plane. it finds out the disparity of between regional economic growth and the financial development function. it proposes that in different regionsthe financial industry development should be given different treatment.

key words:financial development;economic growth;regional difference;fir

一、引言

在现代经济增长中，金融在资源配置、风险管理、信息提供等方面发挥着核心作用，金融发展构成了现代市场经济发展的最主要方面。金融作为经济发展的重要推动力，不仅要直接反映经济的区域性特点，而且经济发展的区域性很大程度上要借助于金融的区域化运行得以实现。因此，探求区域金融发展与区域经济增长之间的作用机理，及时总结发达地区的金融发展经验进而指导落后地区，调整我国区域金融结构，制定适合区域金融发展的战略，充分利用各地的资源或资金优势，对于促进我国区域经济协调发展具有重要的理论价值与现实意义。笔者把我国分东南部沿海和西部地区两个区域来研究区域金融发展与经济增长的关系，试图寻求适合各个区域经济发展的金融结构和金融政策，提高我国金融整体竞争力，使金融在最大程度上促进各区域经济发展，实现我国区域经济的协调发展。

二、区域金融发展和区域经济增长

区域经济是特定地区国民经济整体的总称，是大国经济发展非均衡的表现。由于独特的自然、社会和经济条件，导致各地区经济发展水平、结构和布局的差异；区域金融，是指一个国家金融结构与运行在空间上的分布状态。由于金融资源的供给与需求在空间分布上的不平衡，金融运行必然具有区域性的不平衡特点。区域金融有其自身特点，表现为区域金融的时空性、层次性、吸引与辐射性、环境差异性等属性。区域金融发展与区域经济发展具有双向作用关系。

（一）区域金融发展促进区域经济增长

区域金融发展形态是区域经济发展的内在禀赋之一。区域金融发展的程度，制约着区域经济发展模式选择，以及区际合作与竞争的方式。并且，区域金融所能提供的区域经济发展的支持力度，在一定程度上决定了区域经济发展的空间。（1）区域金融发展有利于增加区域资本的投入。区域金融发展能够增加储蓄规模，金融系统越发达，金融机制和金融工具提供的选择机会就越多，资本积累的速度就会加快，同时区域金融发展优化了资源配置效率，促进了资本产出效率的提高。（2）区域金融发展能够推动科技进步，提高要素生产率。金融发展客观上推动了经济货币化、金融化进程，不仅为金融产业乃至整个社会的技术创新提供更强的资金支持，也推动了科技成果迅速传播、普及，加速向生产力的转化。

（二）区域经济增长促进区域金融发展

区域金融差异形成的根源在于区域经济增长差异，区域经济增长对区域金融发展有推动和制约作用。（1）区域的经济运行状况决定区域金融运行及其效率。经济规模的扩大不但会引起金融资源供给与需求规模的相应增长，而且还会直接影响到金融产业的发展。从理论上讲，经济效率决定金融效率，区域经济效率的提高在保证国民经济稳定增长的同时，会改善金融交易者的交易地位，使金融市场的投资者和融资者的满意程度均不同程度地提高，从而提高金融效率。同时，区域经济结构的变化可以引起金融资源需求结构的变化和改善国民收入分配状况，从而引起融资结构和金融资源供给结构的变化，进而影响金融效率。（2）市场化进程的区域差异导致金融资源的跨区流动。在市场经济条件下，金融资源随着货币信用体系的发展，独立生成为一种特殊的资源，并在经济资源分配中发挥着引导作用。区域市场化进程的差异，直接造成金融资源的供求在空间上的非均衡分布。

三、金融发展与经济增长关系区域差异的实证计算

遵循科学性、合理性、可能性等原则，选取人均gdp环比增长率（y）衡量经济增长，用金融相关比率[1]（f）（全部金融机构存贷款之和与gdp之比）反映金融发展，同时引入控制变量：投资指标（i）（用各地区的人均固定资产投资表示）、对外贸易指标（x）（用人均进出口总额表示）和通货膨胀率（p）（用商品零售物价指数表示）。

选取1978-2005年东南部沿海地区（包括南部沿海地区的广东、福建、海南和东部沿海地区上海、江苏、浙江）和西部地区（包括西南地区的广西、云南、贵州、四川、重庆和西北地区的甘肃、青海、宁夏、西藏、新疆）的省际数据，为使各变量之间具有可比性，以1978年为基年将上述指标指数化。

（一）面板数据单位根检验

变量间协整的前提是各变量同阶单整，进行面板数据协整检验前必须进行面板数据单位根检验。由于经济增长(y)、金融发展(f)、投资(i)、对外贸易（x）有时间趋势，所以对这三个变量单位根检验时选用随机效应的面板数据模型；而通货膨胀率(p)没有时间趋势，故选用仅有固定效应的面板数据模型。采用llc单位根检验[2]、ips单位根检验[3]和mw单位根检验[4]进行面板数据单位根检验，计算结果（表1、表2）表明两大区域的经济增长(y)、金融发展(f)、投资(i)、通货膨胀率(p)均表现为一阶单整i(1)，因此变量间存在协整关系的可能。

 

注：*表示在1%的检验水平上具有显著性，**表示在5%的检验水平上具有显著性。检验滞后阶数根据赤池信息准则来选择。

（二）面板数据协整分析及长期因果关系的检验

运用engle and granger(1987)提出的两步检验法[5]进行协整分析，并面板数据单位根检验的方法判断经济增长(y)与金融发展(f)之间的长期因果关系。检验结果（表3）说明：东南部沿海地区金融发展(f)与经济增长(y)之间长期内互为因果；西部地区金融发展(f)是经济增长(y)的长期原因，但经济增长(y)不是金融发展(f)的长期原因。

利用最小二乘回归，东南部沿海地区可以得到两个协整方程式（1）和（2），西部地区得到一个协整方程式（3）：

yi=0.7643f+0.3379i+0.4785x+0.3024p+ci（1）

fi=0.4571y+0.3379i+0.6124x-0.2208p+ci(2)

yi=0.6357f+0.1259i+0.3649x+0.2859x+0.2859p+ci(3)

由式（1）和（3）可以看出，金融发展（f）的回归系数分别为：0.7643、0.6357，说明东南部沿海地区的金融发展对经济增长的作用比西部地区显著。但由于时间跨度较小，需要运用误差纠正模型对金融发展与经济增长的短期因果关系分析来进一步检验这三个协整方程的可靠性。

（三）面板数据误差纠正模型及短期因果关系检验

运用误差纠正模型（简称emc）对东南部沿海地区金融发展与经济增长相互间的短期因果关系进行检验（滞后项m定为2），最小二乘估计结果见表4、5。由于ecmi项回归系数分别为0.0379和1.8941， 显著不为0，误差纠正机制发生，即东南部沿海地区金融发展与经济增长之间的长期因果关系进一步得到证实。同时，ft-1和ft-2回归系数均在5%水平上显著，yt-1和yt-1回归系数均在1%水平上显著，其它变量回归系数也大多在5%水平上显著，故东南部沿海地区金融发展与经济增长之间存在短期因果关系。 

同样的方法检验西部地区金融发展是否是经济增长的短期原因，估计结果见表6。 项回归系数为0.1243，其概率值为0.0018，显著不为0，误差纠正机制发生，西部地区金融发展是经济增长的长期原因进一步得到证实。而其它变量除了pt-1的回归系数在5%的水平上均不显著，所以西部地区金融发展与经济增长间的短期因果关系不成立。

计算结果显示，中国东南部沿海地区和西部地区金融发展与经济增长关系存在相关关系且具有明显的区域差异性：东南部沿海地区金融发展与经济增长之间既具有明显的双向长期因果关系又具有双向短期因果关系；西部地区金融发展与经济增长之间具有金融发展引导经济增长的单向长期因果关系，而无明显的短期因果关系。

造成上面结果的原因[6]可能是：金融改革滞后，东部地区与西部地区形成事实的“二元金融体制”，

东南部沿海地区的市场金融程度占支配地位，而西部地区的计划金融成分占主导地位。这主要是由于东南部沿海地区金融机构组成结构丰富，除四大国有商业银行外，大部分新兴商业银行分支机构及绝大多

数外资银行机构都设在该地区，由此构成东南部沿海地区多元化的金融机构体系。所以，东南部沿海地区的金融市场化程度和经济发展水平均高于西部，经济与金融之间的关系比较密切，无论是长期还是短期，经济增长与金融发展之间均存在互动关系；而西部地区金融体系仍以国有商业银行为主体，金融业仍处在较封闭的垄断状态，金融开放性和竞争性差，金融创新能力弱。另外，由于西部地区生产技术比较落后，人力资源匮乏，基础设施薄弱，企业规模较小，吸纳生产性投资的能力差。虽然从长期来看，金融发展对经济增长有促进作用，但短期的效果却不明显。尤其值得注意的是，西部地区的经济增长没能带动金融发展，导致西部资金向东部倒流。

四、政策建议

（一）实施差别化金融政策，推进我国金融区域化发展

1．实施差异性的金融货币政策。国家在货币供应量的调控及利率、信贷等相关金融政策的制定及执行时必须正视东西部差异，做到差别对待。由人民银行总行按主要区域确定不同的存款准备金率，刺激欠发达地区活跃金融和增加投资；实行差别的再贷款政策，在再贷款的规模、期限和利率上向西部地区倾斜；实施差别的再贴现政策，可以在再贴现的规模和条件上给予支行一定的区域决策权，引导金融机构和社会资金投向。

2．东南部沿海发达地区金融发展的对策。首先，建立金融合作区。充分发挥上海国际金融中心的辐射作用，在各地产业政策和区域规划的指导下，在金融管理部门的综合协调和监管下，政策金融、商业金融、合作金融合理分工，使东南部沿海地区尽早形成市场化金融运作方式，形成资金流通最畅、资金使用效率最高、金融机构合作最广的区域性金融体系。其次，鼓励金融创新。创新是促进金融结构优化，推动金融发展的基本动力。监管部门应更新监管理念，既要通过适度监管防范创新风险，又要注意保护和激励微观金融主体的创新热情。只要创新合法合规，有利于金融发展，监管部门就应鼓励和支持。第三，促进和引导民间投资。民间资本投资对于拉动整个国民经济、消费、投资与就业起到了巨大的作用。今后一段时间，民间资本的投资将继续发展，并呈现出新的态势与特点。加大金融等服务业领域的开放，让民营投资主体发挥重要作用是东南部沿海地区金融融资方式的一大趋势。最后，应进一步鼓励民营资本借助资本市场，通过参股控股、兼并收购等多种资本经营方式进入金融业，大力发展民间金融，组建地方中小银行，发挥民营金融机构的地缘优势与增长活力，降低对当地中小企业贷款的交易成本，不断提升民营中小企业的融资能力。

3．西部欠发达地区金融发展的对策。促进西部经济发展，解决资金不足的问题，就要调整西部金融战略，在“效率优先，兼顾公平”的原则基础上，以区域金融发展支持经济发展。首先，成立西部地区开发银行，以更为灵活的政策推动地区经济发展。西部区域性银行的建立有助于区域内部金融资源的整合，并在一定程度上保证资金运用的倾向性，避免资金的流失。其次，发行地方政府债券，增强地方政府干预地方经济的能力。西部政府债券不仅可以减轻国家财政的压力，增加地方政府的经济自主权，同时有利于资金在西部区域内的合理流动和分配。第三，发展非国有金融机构和中小金融机构，引导股份制、外资银行在欠发达地区设立分支机构，形成以国有金融机构为基础，多种金融机构并存的多层次、多元化的竞争有序的金融组织体系。最后，推进金融机构改革，提高金融机构服务水平，同时改善西部地区金融生态，培育良好的市场环境，留住和吸引更多的金融资源，为充分发挥市场配置金融资源起到基础性的作用。

（二）深化金融体制改革，促进经济金融协调发展

深化经济金融体制改革，实现金融结构合理化，构建东、西部经济金融协调发展的政策机制、投融资机制、市场机制和协调发展机制。

1．优化金融地域结构，促进城乡金融协调发展。中国金融具有明显的二元结构，城乡金融发展极不协调且呈逐步加剧之势。因此，校正城乡金融的结构性偏差，逐步改善中国金融的二元结构特征，理所当然应成为优化金融结构的重点。如组建农村商业银行、允许现有的股份制银行设立县域分支机构、扩大农发行的业务范围、建立政策性金融的财政补偿机制、理顺邮政储蓄存款机制、发展农村互助担保组织等。同时，政府应从农业产业化发展和农村经济战略性调整的大局出发，从国家金融改革和金融发展的总体目标出发，尽快制定全面的农村金融改革发展战略和具体的实施规划。应重塑农村金融体系，对政策性金融、商业性金融和合作性金融重新进行功能定位，实现在目标一致前提下的各类金融的协调配合和功能互补。

2．优化社会融资方式结构，促进间接融资和直接融资协调发展。实现中国金融体制转换，使市场更好地在金融资源配置中发挥基础性作用，扩大直接融资比重。应加快企业债券市场的发展，改变资本市场结构失衡的现状。建立规范的场外交易市场，为众多不具备中小企业板上市标准的中小企业提供广阔的融资平台。

3．优化金融开放结构，促进金融对内开放和对外开放协调发展。金融开放是金融发展的助推剂，扩大金融开放是中国金融改革与发展的必然选择。金融开放包括对内开放和对外开放两个层面，在扩大金融对外开放的同时积极推进金融的对内开放。金融对内开放包括两方面内容：一是给内资和外资相同的“国民待遇”。对外资开放的领域和业务，也应该对内资开放。二是给国内各种经济成分以相同的“国民待遇”。应消除行业垄断和歧视性的准入政策，为非国有资本特别是民间资本进入金融领域提供公平竞争的平台。尽快设立民营银行，健全和完善商业银行体系的所有制结构。应放松金融业务管制，鼓励金融机构之间的业务竞争，允许金融机构在建立风险控制机制的前提下进行业务拓展和业务交叉，以便为将来实现金融业的混业经营创造条件；应弱化政府在金融领域的价格管制，加快利率管理体制改革，使金融机构享有充分的利率确定权和金融产品定价权。

参考文献：

[1] 雷蒙德•戈德史密斯.金融结构与金融发展[m].上海：上海人民出版社，1994．

[2] im，s.k.，pesaran，h.m.，shin，y..testing for unit roots in heterogeneous panel[z].department of applied econometrics，university of cambridge，1997．

[3] im，s.k.，pesaran，h.m.，shin，y. . testing for unit roots in heterogeneous panels[j].journal of econometrics ，2003 (115) :53-74．

[4] maddala，g.s.，wu，s. . a comparative study of unit root tests with panel data and a new simple test[j].oxford bulletin of economics and statistics，1999(61)：631-652．

经济增长与经济发展范文第5篇

近年来，我国金融业迅猛发展。金融发展不仅表现在量的增加上，也表现为除银行之外的其他金融机构的迅速扩张。从2003年到2013年，我国的银行业金融机构、保险业、基金业、证券公司等的资产规模都快速扩大。我国金融发展的强劲势头，一方面可能是由于“需求遵从”造成的，即经济的快速增长产生了对金融服务和金融机构扩张的强烈需求，从而促进了金融的发展，也就是说，金融发展是经济发展的需要和结果（Robinson，1952；Stem，1989）；另一方面，金融发展也可能是政府引导的结果，而之所以如此是因为政府相信金融发展有“供给主导”作用，即金融发展会促进经济增长。那么，金融发展与经济增长（尤其是经济增长质量）之间究竟关系如何？金融发展是否真的能促进经济增长？在我国转变经济发展方式，大力促进金融行业发展的背景下，回答上述问题，具有重要的实践意义。本文利用2006年～2013年的省际面板数据，通过构建经济增长质量综合指标，分析了我国金融发展对经济发展的影响。

本文其余部分安排如下：第二部分是文献回顾，主要介绍相关的研究；第三部分是指标构建和数据说明；第四部分是实证分析；最后一部分是结论。 二、 文献综述

本文主要研究金融发展对于经济增长质量的影响，因此相关的文献回顾就从这方面展开。

1. 金融发展对于经济增长的影响。关于金融发展如何影响经济，以Goldsmith（1969）、Tun Wain（1972）、 Sinai和Stoker（1972）等为代表的结构主义者认为，金融发展会直接增加储蓄（以金融资产的形式）从而促进资本形成和经济增长；而Mckinnon（1973）、Shaw（1973）等金融抑制论者认为，政府对金融的过度管制抑制了储蓄的增长并最终导致资源配置的低效率，因此主张废除金融管制，实现金融自由化。无论金融发展是通过哪种方式影响经济增长，只要我国金融发展的“供给主导”方式确实存在，那政府就有必要依靠制度性安排去引导和促进金融的发展；反之，则没有必要去构建复杂的金融中介体系。鉴于此，我们有必要分析我国的金融发展对经济发展的作用。

2. 指标的选取。已有的研究，基本上肯定了金融发展对经济增长的积极作用（马轶群、史安娜，2012）。但所选指标差异比较大，而指标选择是研究的基础，不同的指标可能会影响研究结果，甚至得出相反结论。因此，有必要对已有文献中用到的指标进行梳理。

关于经济增长指标的选择，常见的做法有两种：第一，选择一个或几个指标来反映经济增长：如GDP增长率、人均GDP、人均资本形成等（陈刚等，2006；赵勇、雷达，2010；王志强、孙刚，2003）；第二，关注经济增长质量，构建能反映经济增长质量的综合指标（肖红叶、李腊生，1998；刘树成，2007；马轶群、史安娜，2012）。

使用的金融发展指标也可以分为两类：第一，选择一个或几个不同类型的金融发展指标，如经济货币化指标、金融相关比、贷款总量/存款总量、非国有经济贷款/总贷款、银行贷款总额/GDP、存贷款总额/GDP、中央政府信贷干预等，用其中的一个或几个指标分别进行研究（姜春，2008；方文全，2011；崔艳娟、孙刚，2011；M.Kabir Hassana et al.，2011；陆静，2012；Jin Zhang et al.，2012；Khalil Mhadhbi，2014）；第二，构建一个表示金融发展的综合指标（Beck、Demirguc & Levine，2001；李连发、辛晓岱，2009；樊纲等，2003；邓向荣、杨彩丽，2011；张成思、李雪君，2012）。

关于经济增长与金融发展的已有研究，存在以下不足：首先，随着人们对经济增长质量问题的关注，研究金融发展对“纯粹的”经济增长的促进作用显然有些不够全面；其次，指标的选择不尽合理，存在一定的随意性。特别是，使用单一指标的做法（即使选择几个单一指标分别研究）只不能对金融发展整体进行度量；第三，现有的关于我国经济增长和金融发展的研究，较多采用国家层面数据，或是对某一地区进行研究，用省际面板数据来进行横向比较的研究相对比较少。

与已有研究相比，本文的不同之处在于：一是运用主成分分析法计算各基础指标的权重，从而得到经济发展指标和金融发展指标的数值更加合理；二是建立VAR模型分析了金融发展对经济增长以及它的三个子指标（经济量的增长、经济结构的改进优化、经济质量的改善提高）的影响；三是考虑到各地区经济发展程度不同时，金融发展对经济增长影响的差异，体现了样本之间异质性。 三、 指标构建和数据计算

1. 指标构建。

（1）经济增长质量指标。随着人们对经济增长质量问题的关注，经济增长早已不是单纯的扩大经济规模，更重要的是提高经济和社会生活质量。因此，我们把经济增长分成三个部分，第一，经济量的增长，它构成了经济发展的物质基础；第二，经济结构的改进和优化，即对国民经济进行全方位的整合，对产业、消费、人口等各领域进行调整，从而促进经济结构的合理化，保证经济的持续健康发展；第三，经济质量的改善和提高，这主要包括经济效益的提高、卫生健康状况的改善、自然环境和生态平衡等方面。

根据经济增长的这一定义，我们试图构建一个能全面反映经济增长质量的综合指标，该指标既包括经济量的增长，还包括经济结构的改进优化以及经济质量的改善提高。指标构建情况如表1所示。

（2）金融发展指标。有关金融发展指标的数据，我们参照邓向荣、杨彩丽（2011）的做法，把金融发展综合指标分为总量指标、结构指标、效率指标这三个方面，再选择适合的基础指标对这三个子指标进行细分，具体见表2。

2. 指标计算。在多元统计分析中，考虑到各变量之间计量单位和数量级的不同，因此不能直接进行比较分析。因此，我们对各指标进行标准化处理以消除量纲的影响。在计算时，要区分“正指标”和“逆指标”，标准化的过程见公式（1）和（2）。

接下来，我们通过对各基础指标赋权重来计算衡量经济增长质量和金融发展程度的综合指标的数值。在计算指标重时，我们采取主成分分析法来避免主观随机因素的干扰。在计算出各基础指标的权重之后，我们就可以得到最终的经济增长和金融发展综合指标数。所有的过程都在stata12.1中完成。 四、 实证分析

1. VAR模型。为研究金融发展对经济增长的作用，我们建立VAR模型。经过检验，VAR模型是稳定的，且最优滞后期为2。图1是经济增长对金融发展的脉冲响应图。面对金融发展的冲击，经济增长在前两个时期的反应很小，但从第2个时期开始快速上升，并在第7期达到最大，之后缓慢下降并逐渐趋于平稳。这说明，金融发展对经济增长的作用存在短期时滞。图2给出了经济增长的方差分解结果。在前2个时期，金融发展对经济增长的贡献很小，但从第3个时期开始，金融发展对经济增长的扰动呈现出逐渐上升的趋势，并在20期以后基本趋于稳定。这说明，金融发展对经济增长的作用虽不能立刻显现，但一小段时期之后，会越来越明显。

2. 回归分析。不同地区的经济发展水平差异比较大，而经济增长和金融发展之间的关系可能会因此而受到影响。按照经济增长水平的不同，本文将各地区划分成经济发展水平高、中等、低三组。按照经济发展水平不同对各地区的分组情况见表3。分组情况基本符合我们对各地区经济发展水平的主观印象。不同分组的经济发展统计性描述结果见表4。各组样本的平均值都落在了我们划定的范围内，可以判定，本文的分组基本合理。

接下来，在不同的分组内，我们以金融发展为自变量，对经济增长以及它的三个子变量（经济量的增长、经济结构的改进优化、经济质量的改善提高）进行回归分析。回归结果如表5所示。

首先，对经济增长质量（综合指标）进行回归分析，结果表明：回归结果与某地区的经济发展水平密切相关。在经济增长程度低的地区，经济增长对金融发展的回归系数是负的；在经济增长程度中等的地区，回归结果为正且显著；而在经济增长程度高的地区，该回归系数为正，并且大于经济增长程度中等地区的回归系数，其显著性也更强。

然后，对经济发展的三个子变量（经济量的增长、经济结构的改进优化、经济质量的改善提高）进行回归分析，结果表明：随着经济发展水平的提高，经济量的增长对金融发展的回归系数变得更大也更显著，经济结构的改进优化和经济质量的改善提高对金融发展的回归系数由原来的负数变成显著的正数。具体而言，在经济发展水平低的地区，金融发展除了能对经济量的增长产生正向作用外，对经济结构的改进优化和经济质量的改善提高都有负作用；在经济发展水平中等的地区，经济量的增长、经济结构的改进优、以及经济质量的改善提高对金融发展的回归系数，尽管不显著，但都是正数；而在经济发展水平高的地区，经济发展的三个子指标对金融发展的回归系数不仅是正的，而且也都显著，并且数值也都变大。

这就说明，金融发展对经济发展的影响，与某地区的经济发展程度密切相关。 五、 结论