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經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展范文第1篇

關鍵詞：經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，經(jīng)濟增長，并存，中期經(jīng)濟，發(fā)展趨勢

作者：呂鐘

引言

三年通常為“中期”的界定時間，2014年正處于“十二五”規(guī)劃的第4年，“中期經(jīng)濟”的發(fā)展趨勢將起到承上啟下的關鍵作用。自進入21世紀以來，不完全的倒W型成為我國總體經(jīng)濟增長變化的趨勢，其中主要歷經(jīng)了兩次提升與降低。早在國際金融危機之前，我國經(jīng)濟增長便出現(xiàn)了第一次下降，第一次降低是在六個季度中下跌了8.2個百分點，是從2007年二季度的14.8%，驟然下降到2009年一季度的6.6%，之后，國家出臺了一系列促進我國經(jīng)濟平穩(wěn)回升的舉措。然而相對于第一次下降來說，第二次經(jīng)濟增長下降較為溫和，從2010年一季度的12.1%，下降到2012年三季度的7.4%，十個季度下降4.7個百分點，在2012年5月又陸續(xù)出臺了保穩(wěn)增長的相關政策，但經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力依然不足。從內(nèi)生動因的層面來看，以往的經(jīng)濟波動主要是由變化的短期需求，以及周期性調(diào)整所導致，而第二次經(jīng)濟增長下降，已經(jīng)暗含了潛在的增長率變化以及結構因素的作用。雖然，我國的經(jīng)濟增長放緩是受到世界金融危機造成的外需收縮而導致的，但是，逐漸降低的投資、出口動力更是對我國中期經(jīng)濟發(fā)展造成影響的主因。

中期經(jīng)濟發(fā)展的總體趨勢

（一）從總需求角度分析中期經(jīng)濟發(fā)展趨勢

首先，制造業(yè)和基礎設施的投資需求減弱，投資增速放緩。從2008年金融危機開始，以及“十一五”時期大規(guī)模的鐵路、公路、機場、港口等建設，使得沿海地區(qū)基礎設施逐步趨于飽和，且西部地區(qū)也在逐漸緩解基礎設施短缺的現(xiàn)狀。另外，外需市場的逐步縮小以及國內(nèi)經(jīng)濟增長速度逐漸的緩慢，導致在不同程度上出現(xiàn)了制造業(yè)產(chǎn)能過剩的問題，一旦繼續(xù)擴大投資，不僅導致增加產(chǎn)能過剩問題，更會使企業(yè)債務負荷加劇，逐步削弱企業(yè)投資意愿，且過度加大投資規(guī)模，還會導致通貨膨脹與資源要素供需出現(xiàn)矛盾。

其次，隨著我國居民收入的提高，消費需求增長將趨于平穩(wěn)。擴大居民收入政策的不斷完善，以及各類社會保障覆蓋率與保障水平的提高，促進了我國城鎮(zhèn)化建設的推進，使得居民收入能夠穩(wěn)定增長，消費需求潛力獲得進一步釋放。但是，由于我國總體經(jīng)濟增長局勢的不確定性，在今后的三年間，消費需求將出現(xiàn)增長平穩(wěn)的總趨勢。

最后，出口增幅逐漸放緩，外部需求減弱對經(jīng)濟增長的推動作用。全球因金融危機帶來的增長方式，市場結構以及供需關系的調(diào)整，已由最初的快速增長階段進入到深度調(diào)整轉(zhuǎn)型階段，中期內(nèi)依然無法恢復到危機前的經(jīng)濟增長趨勢，進入了相對低速的增長階段。隨著逐漸削弱的出口需求，市場放緩擴張速度，貿(mào)易保護主義重新抬頭，都將減弱推動我國經(jīng)濟增長的作用。

（二）從總供給角度分析中期經(jīng)濟發(fā)展趨勢

首先，勞動人口比重下降且絕對減少。我國低成本勞動力是傳統(tǒng)經(jīng)濟增長的主要動力。隨著獨生子女一代步入勞動年齡，其父母進入退休階段，我國出現(xiàn)人口拐點，這便意味著我國人口紅利效應逐漸消失，勞動供給增速持續(xù)下降，促進經(jīng)濟增長就必須依靠提高生產(chǎn)率與創(chuàng)新技術。

其次，向下調(diào)整儲蓄率與投資率。人口撫養(yǎng)比提高及政策調(diào)整是儲蓄率變化的決定因素。隨著我國老齡化進程加快，人口撫養(yǎng)比逐漸上升，社會及家庭將持續(xù)增加用于醫(yī)療、養(yǎng)老的支出比例，促使高儲蓄率逐漸向下調(diào)整，并且導致投資率的下降。

再次，技術引進削弱及勞動力再配置。2012年以前，我國主要是以低生產(chǎn)效率的第一產(chǎn)業(yè)，向高生產(chǎn)效率的第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移勞動力，成為勞動生產(chǎn)率提高的主要因素，但是隨著勞動力轉(zhuǎn)移逐漸結束，轉(zhuǎn)移速度以及規(guī)模大幅度下降，并且發(fā)達國家與我國之間逐漸縮短技術差距，技術引進推動效果逐漸削弱。

最后，資源環(huán)境對經(jīng)濟增長的約束持續(xù)加強。我國經(jīng)濟的大幅度增長與大規(guī)模高強度的投入，都與資源環(huán)境儲備密不可分，然而隨著環(huán)境污染加劇，能源消耗殆盡，將對能源環(huán)境進行約束，因此，對我國經(jīng)濟增長形成了強力的外部約束。

中期經(jīng)濟保穩(wěn)增長面臨的挑戰(zhàn)

第一，國際市場需求減弱。隨著世界經(jīng)濟的整體低迷，海外市場擴展速度放緩，發(fā)達國家進口需要逐漸變?nèi)?，世界貿(mào)易保護主義重新抬頭，導致國際市場競爭更為激烈。歐美等發(fā)達國家為振興本國經(jīng)濟促進再工業(yè)化，印度、越南諸國利用低價成本要素，對國際產(chǎn)業(yè)快速轉(zhuǎn)移，利用低價產(chǎn)品占領我國的國際市場空間，使我國面臨著雙重擠壓的市場競爭格局。

第二，財政金融風險增大。經(jīng)濟增長速度已經(jīng)放緩，公民收入、財政收入以及企業(yè)利潤均將回落。我國在擴展債務以及信用規(guī)模促進經(jīng)濟增長的同時，也無意識地加大了財政金融潛在風險，隨著逐漸增長的地方債務，中央財政收入以及放緩的土地收益，金融債務風險平臺逐漸顯現(xiàn)。

第三，逐漸突出產(chǎn)能過剩矛盾。近年來，迅速擴張的制造業(yè)不僅滿足了我國經(jīng)濟增長，城鎮(zhèn)化以及工業(yè)化的發(fā)展需求，更是依賴于增加的出口，以帶來發(fā)展的平衡。隨著國際市場擴展放緩，國內(nèi)經(jīng)濟增長逐漸下降，產(chǎn)能過剩矛盾將進一步突出。

第四，生產(chǎn)要素成本增加。經(jīng)濟增長出現(xiàn)階段性變化，隨之而來的是我國傳統(tǒng)推動經(jīng)濟增長的生產(chǎn)要素發(fā)生供求關系變化，使生產(chǎn)要素價格持續(xù)上升，原本的低成本優(yōu)勢逐漸衰減，現(xiàn)階段，我國的經(jīng)濟增長已經(jīng)越來越難被持續(xù)增加的大規(guī)模投資所支撐。

第五，企業(yè)創(chuàng)新能力不足。世界產(chǎn)業(yè)核心逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)閿?shù)字化、智能化的制造業(yè)，我國企業(yè)創(chuàng)新能力不足的問題逐漸顯現(xiàn)。很多工業(yè)企業(yè)的研發(fā)規(guī)模與研發(fā)水平較低，由于企業(yè)對低端加工組裝過于依賴，缺乏品牌與技術的創(chuàng)新，逐漸與市場競爭環(huán)境脫軌，若不加速推動產(chǎn)業(yè)技術提高以及研發(fā)能力，現(xiàn)有的許多生產(chǎn)能力以及技術將面臨著淘汰的局面。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟增長并存的中期經(jīng)濟發(fā)展策略

階段性經(jīng)濟增長變化趨勢下，我國經(jīng)濟增長迫切需要新動力，探索新對策，將調(diào)整結構、穩(wěn)定增長、促進改革相結合，才能推動我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，解決我國中期經(jīng)濟保穩(wěn)增長所面臨的挑戰(zhàn)。

（一）擴城鎮(zhèn)增內(nèi)需，應對國際需求減弱

目前我國進入新經(jīng)濟增長階段，需要擴大消費以及內(nèi)需。我國政府應積極推進人口市民化的轉(zhuǎn)移，改變消費結構與消費傾向，大幅度提高對工業(yè)品的需求以及購買能力，形成擴大國內(nèi)消費需求的有效作用。因此，要將農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口有秩序地市民化，促進土地管理制度的深入改革，建立完善的農(nóng)村產(chǎn)權登記，對戶籍制度進行變革，循序漸進構建社會保障體系以及公共服務制度，力求覆蓋到所有符合條件的常住人口。還應提高城鎮(zhèn)可持續(xù)發(fā)展能力，對城鎮(zhèn)的人口規(guī)模進行合理規(guī)劃，嚴禁亂占耕地，對土地、能源、水資源等建立起節(jié)約利用機制，建立起環(huán)境友好，資源節(jié)約的新型城鎮(zhèn)。以促進小城鎮(zhèn)與小城市的加速發(fā)展，對中小城市加大融資、財政等政策的支持，加強中小城市的公共服務、產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加就業(yè)，人口聚集等功能，推動農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口能夠就近變?yōu)槌擎?zhèn)人口。

進一步發(fā)展城鄉(xiāng)一體化，打破傳統(tǒng)思維的束縛，將城市與農(nóng)村經(jīng)濟問題綜合成整體進行規(guī)劃，促進城鄉(xiāng)一體化進程加快。并形成大都市圈與城市群，形成開放性國際化都市體系，使基礎條件好、發(fā)展?jié)摿Υ蟮某鞘腥嚎焖侔l(fā)展，進一步提高其吸納轉(zhuǎn)移農(nóng)村人口的能力，以挖掘城市潛在的消費需求，應對我國中期經(jīng)濟增長面臨的雙重擠壓市場格局。

（二）釋放改革紅利，減弱財政金融風險

促進行政體制改革加快，將核心落在簡政放權工作上，減少審批事項，將社會與市場能夠承擔的職責交還，使政府管理重心逐步由審批環(huán)節(jié)變?yōu)榉毡O(jiān)管環(huán)節(jié)。積極推動改革大型國有企業(yè)的步伐，使其發(fā)揮出提升綜合國力、產(chǎn)業(yè)升級、國際競爭的價值。加強產(chǎn)權保護，確保各種所有制均能享受平等競爭與法律保障。政府需要深化財稅體制的變革，使財政預算體系規(guī)范、公開、完整，建立覆蓋所有國有企業(yè)的收益分享與資本經(jīng)營預算制度，使改革金融體系的步伐更快，推動健全的利率市場，完善人民幣匯率體系，促進市場供求在匯率中發(fā)揮基礎性作用，放寬金融準入門檻，建立現(xiàn)代化金融體系，以加快釋放改革紅利，減弱金融財政的投資風險。

（三）結合供需管理，抑制生產(chǎn)能力過剩

政府應推行積極的財政政策，以改善民生、擴大內(nèi)需，提高調(diào)整結構與促進經(jīng)濟增長的支持力，合理控制地方政府債務水平，使債務規(guī)模能夠受到中期收支平衡的約束。進而推動產(chǎn)業(yè)重組兼并，產(chǎn)能過剩是企業(yè)進行結構調(diào)整與重組兼并的有利時期，需要在市場化為導向的基礎上，將低附加值，高排放、高耗能的產(chǎn)能進行淘汰，進行產(chǎn)業(yè)重組以促進技術進步。并加大企業(yè)走出國門的支持力度，支持建材、鋼鐵等原材料生產(chǎn)企業(yè)走出國門，建立生產(chǎn)基地，將直接進口資源變?yōu)榫偷厥褂?，促進制造業(yè)向服務質(zhì)量好，精深加工化轉(zhuǎn)型，以解決我國供需失衡的問題，抑制進一步凸顯的產(chǎn)能過剩矛盾。

（四）提高質(zhì)量效益，適應生產(chǎn)要素上漲

從宏觀經(jīng)濟層面來看，提高質(zhì)量從根本上說，就是促進國民經(jīng)濟投入產(chǎn)出率的提高，增強全要素生產(chǎn)率，更好地配置資源，加強經(jīng)濟的可持續(xù)增長，而提高效益主要體現(xiàn)在公民收入和勞動報酬的增加，以及提高企業(yè)的財政收入與利潤。企業(yè)想要做到提質(zhì)增效，就需要提高要素生產(chǎn)率，加強科技對經(jīng)濟增長的貢獻率。隨著勞動力轉(zhuǎn)移的趨近飽和，必須以加大科技與人力資本的投入進行應對，才能提高質(zhì)量效益，適應生產(chǎn)要素的上漲。并要加強資源的利用率，提高資源環(huán)境與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)性，“十二五”以來，我國雖然在建設生態(tài)環(huán)境，以及節(jié)能減排中取得了良好成果，但能源消耗以及單位產(chǎn)出資源仍舊偏高，還普遍存在較為嚴重的環(huán)境污染問題。因此，必須提高資源利用率，以資源環(huán)境的壓力作為產(chǎn)業(yè)進步、技術升級以及轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的動力，化解我國經(jīng)濟增長與大規(guī)模投資之間的窘境。

（五）加強科技創(chuàng)新，變革企業(yè)研發(fā)態(tài)勢

經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展范文第2篇

關鍵詞:金融發(fā)展;經(jīng)濟增長;VAR模型

中圖分類號:F8

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)08-0030-01

1 問題的提出

改革開放以來,天津市的經(jīng)濟保持了又好又快的發(fā)展態(tài)勢,產(chǎn)業(yè)結構進一步調(diào)整,自主創(chuàng)新能力有所增強,三次產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。截止到2008年,全市實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)6354.38億元,三次產(chǎn)業(yè)結構為1.9:60.1:38.0,這些成績與天津市的金融發(fā)展是分不開的。金融發(fā)展已成為現(xiàn)代經(jīng)濟運行的核心,是調(diào)控整個社會的資金融通的總樞紐,在動員儲蓄、管理風險、便利交易和促進企業(yè)創(chuàng)新等方面的積極作用有助于經(jīng)濟增長。但天津金融業(yè)也存在一些不足:金融企業(yè)聚集度不夠,銀行在融資體系中處于壟斷地位,直接融資渠道不暢,金融創(chuàng)新能力不強,金融生態(tài)環(huán)境較差等。天津市的金融發(fā)展到底對經(jīng)濟增長起到了多大的作用,是如何起作用的。本文站在省域的角度,利用1990~2007年的數(shù)據(jù),通過格蘭杰因果檢驗、建立VAR模型和方差分解分析,對天津市的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系進行分析,為天津市經(jīng)濟不斷高速增長和提高地區(qū)競爭力提供嶄新的思路。

2 指標的選取

2.1 經(jīng)濟增長指標的選擇

與其他實證分析一樣,選取人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟增長的指標變量,用RGDP表示。本文選取天津1990-2007年的人均GDP,為了消除時間序列的異方差影響,對原始數(shù)據(jù)序列取對數(shù)。

2.2 金融發(fā)展的指標

本文依據(jù)戈德史密斯提出的金融相關比率――某一時點上現(xiàn)存的金融資產(chǎn)總額與國民財富之比,用金融相關比率來衡量金融發(fā)展。由于中國股票、證券市場發(fā)展時間太短,且無法將其按照地區(qū)進行合理分割,所以計算金融相關比率的時候主要考慮金融機構存貸款數(shù)據(jù),因此,這樣的計算方法是合理的。具體為:

金融相關比率FIR=(St+It)/GDP,其中St代表地區(qū)全部金融機構各項存款余額,It代表地區(qū)全部金融機構各項貸款余額。

3 天津地區(qū)的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長促進作用的實證分析

3.1 ADF檢驗

根據(jù)上述ADF單位根檢驗結果,得出結論:LN_RGDP、DLN_RGDP、DDLN_RGDP、LN_FIR在5%的顯著性水平下是顯著的;DLN_FIR、DDLN_FIR在1%的顯著性水下是顯著的。

3.2 格蘭杰因果檢驗

通過ADF單位根檢驗的平穩(wěn)序列可以進行格蘭杰因果關系檢驗,在這部分檢驗兩組變量間的格蘭杰因果關系。第一組是LN_RGDP與LN_FIR,代表經(jīng)濟總量與金融發(fā)展總體水平,表示存量之間的關系;第二組是DLN_RGDP與DLN_FIR,代表經(jīng)濟增長率與金融發(fā)展增量,表示增量之間的關系。

結合表中的結果我們可以得知:(1)存量之間,滯后1期時,LN_FIR是LN_RGDP的格蘭杰原因;當滯后2期時,LN_FIR與LN_RGDP之間出現(xiàn)雙向因果關系,即金融發(fā)展總體水平促進經(jīng)濟總量,反過來經(jīng)濟總量也促進金融發(fā)展的總體水平;滯后3期時,在10%的顯著性水平下,LN_RGDP是LN_FIR的格蘭杰原因,是單向因果關系。(2)增量之間,滯后1期時,DLN_FIR是DLN_RGDP的格蘭杰原因,即金融發(fā)展增量促進經(jīng)濟增量;之后的滯后2期、3期金融發(fā)展的增量與經(jīng)濟的增量不存在因果關系?？梢岳斫鉃榻?jīng)濟增量與金融發(fā)展增量之間不是直接促進作用,而是存在間接的存進作用。

3.3 建立VAR模型

上述分析得到結論是:天津地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的存量存在相互促進的因果關系,而增量之間存在單向的因果關系。因此,下面針對天津地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟之間的存量建立兩變量的VAR模型進行分析,其估計結果如下:

響顯著,在滯后1期時彈性達到46.7%,之后的滯后2期也達到10.2%,充分體現(xiàn)了天津市金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的強大拉動作用,這種拉動作用主要體現(xiàn)在短期內(nèi);GDP對金融發(fā)展的影響也顯著,在滯后1期彈性為-7.7%,之后的滯后2期也達到12.6%,也在一定程度上體現(xiàn)了天津經(jīng)濟增長對金融發(fā)展也起到了反作用,這種作用也主要體現(xiàn)在長期內(nèi)。通過觀察模型估計后的AR根圖表,估計模型所有根的模的倒數(shù)都小于1,即在單位圓內(nèi),VAR(2)模型穩(wěn)定。

3.4 方差分解分析

VAR模型的方差分解表示的是當系統(tǒng)的某個變量受到了一個單位的沖擊以后,系統(tǒng)以變量的誤差方差比的形式反映變量之間的交互作用程度。本文利用方差分解技術分析了金融相關比率對人均GDP的貢獻率,方差分解的結果見下表。

從方差分解分析表中可以看出,結果在第四年以后基本穩(wěn)定。從長期來看,人均GDP的變化中約78.7%由其自身決定,說明經(jīng)濟增長具有較強的自我發(fā)展、自我擴張的內(nèi)在強化能力;金融發(fā)展水平變化的沖擊能解釋人均GDP變化的21.3%。

4 結論

根據(jù)前文的實證分析,可以得到以下結論:

(1)通過格蘭杰因果檢驗表明,天津地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在雙向因果關系。這可以說明天津地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展促進金融發(fā)展,同時金融發(fā)展也促進經(jīng)濟增長,進入了良性循環(huán)。因此,大力發(fā)展天津地區(qū)的金融業(yè)可以確保經(jīng)濟增長的可持續(xù)性。

(2)通過建立VAR模型和方差分析等一系列動態(tài)計量分析得出,金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用主要表現(xiàn)在短期內(nèi)而且作用十分明顯,長期會穩(wěn)定在一定的水平上;經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的影響,短期內(nèi)會產(chǎn)生抑制經(jīng)濟增長的作用,而長期會產(chǎn)生正的且保持穩(wěn)定的促進作用。

(3)天津市金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用是從存量調(diào)整進行的;是有滯后期的,但作用可以持續(xù)較長時間。

參考文獻

[1]談儒勇.中國的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].經(jīng)濟研究,1999,(10).

[2]李廣眾,陳平.金融中介發(fā)展與經(jīng)濟增長:多變量VAR系統(tǒng)研究[J].管理世界,2002,(3).

[3]周立,王子鳴.中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長實證分析:1978-2000[J].金融研究,2002,(10).

[4]王景武.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長:基于中國區(qū)域金融發(fā)展的實證分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2005,(10).

經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展范文第3篇

[關鍵詞]福建省 金融發(fā)展 經(jīng)濟增長 分位數(shù)回歸

1.概述

國內(nèi)外經(jīng)濟學家對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系進行了頗具深度的探討，通過理論分析和實證研究得到了豐富的成果。近些年來，為了促進經(jīng)濟快速健康發(fā)展，不少發(fā)展中國家把金融發(fā)展作為推動經(jīng)濟增長的重要引擎。1973年，麥金農(nóng)和肖分別提出“金融抑制”和“金融深化”。麥金農(nóng)認為，發(fā)展中國家為了早日實現(xiàn)工業(yè)化的目標，企圖低成本地利用國內(nèi)外金融資源，于是對內(nèi)壓低存貸款利率，對外高估本國利率，從而導致金融市場喪失了調(diào)節(jié)資金供求關系的能力。因此，要實現(xiàn)金融發(fā)展，必須消除金融抑制。肖從金融深化的角度得出了類似的結論，他認為，金融深化能夠通過儲蓄效應、投資效應、收入效應、就業(yè)效應和分配效應促進一個國家的經(jīng)濟發(fā)展?！敖鹑谝种啤焙汀敖鹑谏罨崩碚搹娬{(diào)市場的形成和完善，并沒有強調(diào)金融結構問題，但對發(fā)展中國家來說，由于金融發(fā)展水平低，金融深化也隱含著金融結構的進步。

20世紀90年代以來，內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的發(fā)展，指出金融中介和金融市場的內(nèi)生性，以及金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關系。King（1993）的實證研究結果表明，金融機構和經(jīng)濟增長之間存在較強的相關關系，而且金融發(fā)展可以比經(jīng)濟發(fā)展更快。Levine（1997）從功能的角度闡釋了經(jīng)濟增長中金融發(fā)展的作用，金融中介為風險管理和流動性提供了機會，憑借著有吸引力的風險分擔特性，激發(fā)了金融市場和工具的發(fā)展。Greenwood（1997）通過建立金融市場的內(nèi)生形成模型發(fā)現(xiàn)了金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的雙向因果關系，指出金融市場和金融中介的運行成本或參與成本導致了金融市場和金融中介的內(nèi)生形成。Levine和Zervos（1998）把一些反映股票市場發(fā)展狀況的指標添加到回歸模型中從而擴展了King和Levine（1993）對金融中介和經(jīng)濟增長關系的分析，根據(jù)47個國家1976年-1993年的數(shù)據(jù)進行實證后得出結論：股票市場流動性和銀行發(fā)展不僅都與同時期的經(jīng)濟增長存在很強的正相關關系，而且能很好地預測經(jīng)濟增長前景。

與國外浩如煙海的研究文獻相比，國內(nèi)對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系問題的研究起步較晚。但是，隨著我國國民經(jīng)濟的持續(xù)快速發(fā)展和金融體系改革的不斷深化，金融部門對經(jīng)濟增長作用如何日益引起國內(nèi)學者的廣泛關注。他們發(fā)表了大量理論分析和實證研究的文章，對中國未來金融和經(jīng)濟政策的制定和完善進行了卓有成效的探索。

談儒勇（1999）利用季度數(shù)據(jù)對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系進行了實證分析，對中國整體金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究做出開創(chuàng)性貢獻。韓廷春（2002）把金融發(fā)展作為一個因素引入內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，并利用中國的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，其結論表明生產(chǎn)過程中的人力資本和R&D水平越高，非國有經(jīng)濟投資額占總投資額比例越大，則投資效率越高，從而促進經(jīng)濟增長越快。王景武（2005）利用誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗對我國區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系進行了計量分析，得到的結論是東部地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在正向因果關系，而西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間關系則存在相互抑制關系。

事實上，由于中國經(jīng)濟發(fā)展的非均衡性，區(qū)域金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間關系的分析，具有更加現(xiàn)實的意義。本文以基于福建省的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用條件分位數(shù)回歸方法進行區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的計量分析，采用的計量經(jīng)濟學軟件是Eviews。

2.福建省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長：條件分位數(shù)回歸

線性分位數(shù)回歸理論由Koenker和Bassett（1978）最早提出，是估計一組回歸變鰱與被解釋變量的分位數(shù)之間線性關系的建模方法。分位數(shù)回歸通過對古典條件均值模型為基礎的最小二乘法進行延伸，用多個分位函數(shù)來估計整體模型。相比普通最小二乘回歸只能描述自變量對于因變量局部變化的影響而言，分位數(shù)回歸能更精確地描述自變量對于因變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，不僅分析被解釋變量的條件期望（均值），還能夠分析解釋變量對被解釋變量的中位數(shù)、分位數(shù)等的影響。不同分位數(shù)下的回歸系數(shù)估計量常常不同，即解釋變量對不同水平被解釋變量的影響不同。而且，分位數(shù)回歸對誤差項并不要求很強的假設條件，因此對于非正態(tài)分布而言，分位數(shù)回歸系數(shù)估計量則更加穩(wěn)健。

在經(jīng)濟增長的實證研究文獻中，人們常常運用生產(chǎn)函數(shù)作為基本估計框架。這里也將它用于分析區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長關系的實證研究，假定總量生產(chǎn)函數(shù)（t期）的形式，把總產(chǎn)出抽象為金融發(fā)展水平與控制變量的函數(shù)，控制變量是除金融發(fā)展水平以外的其它主要影響因素，可以用函數(shù)表示：

Yt=f（fiancet，controlt）

其中，Yt是總產(chǎn)出，一般用GDP表示，financet代表金融發(fā)展水平，controlt代表控制變量。為了根據(jù)可得數(shù)據(jù)研究福建省的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，這里被解釋變量取國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟增長，用GDP表示；解釋變量是金融發(fā)展水平和控制變量。金融發(fā)展水平采用金融相關比率指標，即FIR，等于金融機構存貸款總額與GDP的比值。控制變量是指那些能夠影響經(jīng)濟增長的資源稟賦差異的變量，目的是用來控制其它可能導致經(jīng)濟增長差異的因素。（1）實物資本投入，用固定資產(chǎn)投資占GDP的比值反映物質(zhì)資本的投入水平，用INFIXP表示。（2）人力資本投入，一般用中小學畢業(yè)升學率或者政府財政支出中的教育支出近似反映各地區(qū)人力資本水平?？紤]到財政金融的緊密聯(lián)系，這里設置了政府財政支出總額占GDP的比值綜合近似反映人力資本水平，以及財政金融的緊密聯(lián)系，用LGEXPP表示。（3）經(jīng)濟開放程度，考慮到外國直接投資額與金融的緊密聯(lián)系，這里設置了外國直接投資額（或者實際利用外資）總額占GDP的比值綜合近似反映經(jīng)濟開放程度，以及外國直接投資與金融的緊密聯(lián)系，用FDIAUP表示。

根據(jù)以上的分析，為了進行彈性研究，對被解釋變量和解釋變量都取自然對數(shù)，則計量分析模型的基本形式為：LnGDP=po+pILnFIR+p2LnINFIXP+D3Ln LGEXPP+

B4Ln FDIAUP+μ

為了對比研究結果，以下將采用條件均值回歸和條件中位數(shù)回歸進行計量分析，它們的結果分別見表1和表2。

由于條件均值回歸和條件中位數(shù)回歸采用的計算方法不同，得到的擬合優(yōu)度值存在明顯差異。一般來說，如果采用相同的數(shù)據(jù)，偽擬合優(yōu)度值（Pseudo R-squared）明顯小于擬合優(yōu)度值（R-squared），調(diào)整的偽擬合優(yōu)度值（Adjusted PseudoR-squared）明顯小于調(diào)整的擬合優(yōu)度值（Adjusted R-squared）。從表1和表2可以看出，偽擬合優(yōu)度值是0.841360，擬合優(yōu)度值是0.960442；調(diào)整的偽擬合優(yōu)度值是0.817858；調(diào)整的擬合優(yōu)度值是0.954582。

另外，比較兩種方法估計得到的解釋變量的系數(shù)，存在明顯的小同。三個解釋變量（INFIXP、LGEXPP、FDIAUP）系數(shù)的條件均值回歸估計值的絕對值大于條件中位數(shù)回歸估計值的絕對值，一個解釋變量（FIR）系數(shù)的條件均值回歸估計值的絕對值小于條件中位數(shù)回歸估計值的絕對值。四個解釋變量系數(shù)對應的條件均值回歸估計值與條件中位數(shù)回歸估計值的符號相同。

為了深入探究金融發(fā)展和其它控制變量對經(jīng)濟增長的影響在經(jīng)濟增長不同水平下的差異，接下來對經(jīng)濟增長的多個分位數(shù)水平進行條件分位數(shù)回歸估計。

表3是取自20分位數(shù)回歸的5個分位數(shù)的結果，可以看出，在經(jīng)濟增長的不同分位數(shù)水平上，金融發(fā)展和其他控制變量對經(jīng)濟增K的作用大小存在差異。在解釋變量LnGDP不同的分位數(shù)水平，解釋變量LnFIR和Ln INFIXP的系數(shù)都是正數(shù)，而解釋變量Ln LGEXPP和Ln FDIAUP的系數(shù)都是負數(shù)。從絕對值方面比較，解釋變量LnFIR和LnLGEXPP的系數(shù)較大，LnlNFIXP的系數(shù)次之，LnFDIAUP的系數(shù)最小。

從圖1可以看出，隨著經(jīng)濟增長分位數(shù)水平的變化，每個解釋變量對經(jīng)濟增長的影響大小隨之改變。當被解釋變量LnGDP的分位數(shù)水平從0.2逐步增加到0.8，解釋變量系數(shù)的點估計（中間有圓點的折線）和區(qū)間估計（上下沒有圓點的折線）也隨之變化。從系數(shù)點估計的變化特點來看，截距項在0附近波動。解釋變量LnFIR的系數(shù)沒有明顯的變化趨勢，主要在3.5附近波動；解釋變量Ln INFIXP的系數(shù)在兩端有比較明顯的下降趨勢，中間從LnGDP的0.4到0.6分位數(shù)基本保持穩(wěn)定；解釋變量Ln LGEXPP和LnFDIAUP的系數(shù)在兩端有比較明顯的上升趨勢，中間從LnGDP的0.4到0.6分位數(shù)基本保持穩(wěn)定。

經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展范文第4篇

關鍵詞：金融發(fā)展;經(jīng)濟增長;區(qū)域差異;金融相關比率

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

在現(xiàn)代經(jīng)濟增長中，金融在資源配置、風險管理、信息提供等方面發(fā)揮著核心作用，金融發(fā)展構成了現(xiàn)代市場經(jīng)濟發(fā)展的最主要方面。金融作為經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力，不僅要直接反映經(jīng)濟的區(qū)域性特點，而且經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域性很大程度上要借助于金融的區(qū)域化運行得以實現(xiàn)。因此，探求區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的作用機理，及時總結發(fā)達地區(qū)的金融發(fā)展經(jīng)驗進而指導落后地區(qū)，調(diào)整我國區(qū)域金融結構，制定適合區(qū)域金融發(fā)展的戰(zhàn)略，充分利用各地的資源或資金優(yōu)勢，對于促進我國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。筆者把我國分東南部沿海和西部地區(qū)兩個區(qū)域來研究區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，試圖尋求適合各個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的金融結構和金融政策，提高我國金融整體競爭力，使金融在最大程度上促進各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)我國區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

二、區(qū)域金融發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟增長

區(qū)域經(jīng)濟是特定地區(qū)國民經(jīng)濟整體的總稱，是大國經(jīng)濟發(fā)展非均衡的表現(xiàn)。由于獨特的自然、社會和經(jīng)濟條件，導致各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、結構和布局的差異；區(qū)域金融，是指一個國家金融結構與運行在空間上的分布狀態(tài)。由于金融資源的供給與需求在空間分布上的不平衡，金融運行必然具有區(qū)域性的不平衡特點。區(qū)域金融有其自身特點，表現(xiàn)為區(qū)域金融的時空性、層次性、吸引與輻射性、環(huán)境差異性等屬性。區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有雙向作用關系。

（一）區(qū)域金融發(fā)展促進區(qū)域經(jīng)濟增長

區(qū)域金融發(fā)展形態(tài)是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在稟賦之一。區(qū)域金融發(fā)展的程度，制約著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展模式選擇，以及區(qū)際合作與競爭的方式。并且，區(qū)域金融所能提供的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的支持力度，在一定程度上決定了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間。（1）區(qū)域金融發(fā)展有利于增加區(qū)域資本的投入。區(qū)域金融發(fā)展能夠增加儲蓄規(guī)模，金融系統(tǒng)越發(fā)達，金融機制和金融工具提供的選擇機會就越多，資本積累的速度就會加快，同時區(qū)域金融發(fā)展優(yōu)化了資源配置效率，促進了資本產(chǎn)出效率的提高。（2）區(qū)域金融發(fā)展能夠推動科技進步，提高要素生產(chǎn)率。金融發(fā)展客觀上推動了經(jīng)濟貨幣化、金融化進程，不僅為金融產(chǎn)業(yè)乃至整個社會的技術創(chuàng)新提供更強的資金支持，也推動了科技成果迅速傳播、普及，加速向生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化。

（二）區(qū)域經(jīng)濟增長促進區(qū)域金融發(fā)展

區(qū)域金融差異形成的根源在于區(qū)域經(jīng)濟增長差異，區(qū)域經(jīng)濟增長對區(qū)域金融發(fā)展有推動和制約作用。（1）區(qū)域的經(jīng)濟運行狀況決定區(qū)域金融運行及其效率。經(jīng)濟規(guī)模的擴大不但會引起金融資源供給與需求規(guī)模的相應增長，而且還會直接影響到金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。從理論上講，經(jīng)濟效率決定金融效率，區(qū)域經(jīng)濟效率的提高在保證國民經(jīng)濟穩(wěn)定增長的同時，會改善金融交易者的交易地位，使金融市場的投資者和融資者的滿意程度均不同程度地提高，從而提高金融效率。同時，區(qū)域經(jīng)濟結構的變化可以引起金融資源需求結構的變化和改善國民收入分配狀況，從而引起融資結構和金融資源供給結構的變化，進而影響金融效率。（2）市場化進程的區(qū)域差異導致金融資源的跨區(qū)流動。在市場經(jīng)濟條件下，金融資源隨著貨幣信用體系的發(fā)展，獨立生成為一種特殊的資源，并在經(jīng)濟資源分配中發(fā)揮著引導作用。區(qū)域市場化進程的差異，直接造成金融資源的供求在空間上的非均衡分布。

三、金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系區(qū)域差異的實證計算

遵循科學性、合理性、可能性等原則，選取人均gdp環(huán)比增長率（y）衡量經(jīng)濟增長，用金融相關比率[1]（f）（全部金融機構存貸款之和與gdp之比）反映金融發(fā)展，同時引入控制變量：投資指標（i）（用各地區(qū)的人均固定資產(chǎn)投資表示）、對外貿(mào)易指標（x）（用人均進出口總額表示）和通貨膨脹率（p）（用商品零售物價指數(shù)表示）。

選取1978-2005年東南部沿海地區(qū)（包括南部沿海地區(qū)的廣東、福建、海南和東部沿海地區(qū)上海、江蘇、浙江）和西部地區(qū)（包括西南地區(qū)的廣西、云南、貴州、四川、重慶和西北地區(qū)的甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆）的省際數(shù)據(jù)，為使各變量之間具有可比性，以1978年為基年將上述指標指數(shù)化。

（一）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

變量間協(xié)整的前提是各變量同階單整，進行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗前必須進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。由于經(jīng)濟增長(y)、金融發(fā)展(f)、投資(i)、對外貿(mào)易（x）有時間趨勢，所以對這三個變量單位根檢驗時選用隨機效應的面板數(shù)據(jù)模型；而通貨膨脹率(p)沒有時間趨勢，故選用僅有固定效應的面板數(shù)據(jù)模型。采用llc單位根檢驗[2]、ips單位根檢驗[3]和mw單位根檢驗[4]進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，計算結果（表1、表2）表明兩大區(qū)域的經(jīng)濟增長(y)、金融發(fā)展(f)、投資(i)、通貨膨脹率(p)均表現(xiàn)為一階單整i(1)，因此變量間存在協(xié)整關系的可能。

 

注：*表示在1%的檢驗水平上具有顯著性，**表示在5%的檢驗水平上具有顯著性。檢驗滯后階數(shù)根據(jù)赤池信息準則來選擇。

（二）面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析及長期因果關系的檢驗

運用engle and granger(1987)提出的兩步檢驗法[5]進行協(xié)整分析，并面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的方法判斷經(jīng)濟增長(y)與金融發(fā)展(f)之間的長期因果關系。檢驗結果（表3）說明：東南部沿海地區(qū)金融發(fā)展(f)與經(jīng)濟增長(y)之間長期內(nèi)互為因果；西部地區(qū)金融發(fā)展(f)是經(jīng)濟增長(y)的長期原因，但經(jīng)濟增長(y)不是金融發(fā)展(f)的長期原因。

利用最小二乘回歸，東南部沿海地區(qū)可以得到兩個協(xié)整方程式（1）和（2），西部地區(qū)得到一個協(xié)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，金融發(fā)展（f）的回歸系數(shù)分別為：0.7643、0.6357，說明東南部沿海地區(qū)的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用比西部地區(qū)顯著。但由于時間跨度較小，需要運用誤差糾正模型對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的短期因果關系分析來進一步檢驗這三個協(xié)整方程的可靠性。

（三）面板數(shù)據(jù)誤差糾正模型及短期因果關系檢驗

運用誤差糾正模型（簡稱emc）對東南部沿海地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相互間的短期因果關系進行檢驗（滯后項m定為2），最小二乘估計結果見表4、5。由于ecmi項回歸系數(shù)分別為0.0379和1.8941， 顯著不為0，誤差糾正機制發(fā)生，即東南部沿海地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的長期因果關系進一步得到證實。同時，ft-1和ft-2回歸系數(shù)均在5%水平上顯著，yt-1和yt-1回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，其它變量回歸系數(shù)也大多在5%水平上顯著，故東南部沿海地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在短期因果關系。 

同樣的方法檢驗西部地區(qū)金融發(fā)展是否是經(jīng)濟增長的短期原因，估計結果見表6。 項回歸系數(shù)為0.1243，其概率值為0.0018，顯著不為0，誤差糾正機制發(fā)生，西部地區(qū)金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的長期原因進一步得到證實。而其它變量除了pt-1的回歸系數(shù)在5%的水平上均不顯著，所以西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的短期因果關系不成立。

計算結果顯示，中國東南部沿海地區(qū)和西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系存在相關關系且具有明顯的區(qū)域差異性：東南部沿海地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間既具有明顯的雙向長期因果關系又具有雙向短期因果關系；西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有金融發(fā)展引導經(jīng)濟增長的單向長期因果關系，而無明顯的短期因果關系。

造成上面結果的原因[6]可能是：金融改革滯后，東部地區(qū)與西部地區(qū)形成事實的“二元金融體制”，

東南部沿海地區(qū)的市場金融程度占支配地位，而西部地區(qū)的計劃金融成分占主導地位。這主要是由于東南部沿海地區(qū)金融機構組成結構豐富，除四大國有商業(yè)銀行外，大部分新興商業(yè)銀行分支機構及絕大多

數(shù)外資銀行機構都設在該地區(qū)，由此構成東南部沿海地區(qū)多元化的金融機構體系。所以，東南部沿海地區(qū)的金融市場化程度和經(jīng)濟發(fā)展水平均高于西部，經(jīng)濟與金融之間的關系比較密切，無論是長期還是短期，經(jīng)濟增長與金融發(fā)展之間均存在互動關系；而西部地區(qū)金融體系仍以國有商業(yè)銀行為主體，金融業(yè)仍處在較封閉的壟斷狀態(tài)，金融開放性和競爭性差，金融創(chuàng)新能力弱。另外，由于西部地區(qū)生產(chǎn)技術比較落后，人力資源匱乏，基礎設施薄弱，企業(yè)規(guī)模較小，吸納生產(chǎn)性投資的能力差。雖然從長期來看，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長有促進作用，但短期的效果卻不明顯。尤其值得注意的是，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長沒能帶動金融發(fā)展，導致西部資金向東部倒流。

四、政策建議

（一）實施差別化金融政策，推進我國金融區(qū)域化發(fā)展

1．實施差異性的金融貨幣政策。國家在貨幣供應量的調(diào)控及利率、信貸等相關金融政策的制定及執(zhí)行時必須正視東西部差異，做到差別對待。由人民銀行總行按主要區(qū)域確定不同的存款準備金率，刺激欠發(fā)達地區(qū)活躍金融和增加投資；實行差別的再貸款政策，在再貸款的規(guī)模、期限和利率上向西部地區(qū)傾斜；實施差別的再貼現(xiàn)政策，可以在再貼現(xiàn)的規(guī)模和條件上給予支行一定的區(qū)域決策權，引導金融機構和社會資金投向。

2．東南部沿海發(fā)達地區(qū)金融發(fā)展的對策。首先，建立金融合作區(qū)。充分發(fā)揮上海國際金融中心的輻射作用，在各地產(chǎn)業(yè)政策和區(qū)域規(guī)劃的指導下，在金融管理部門的綜合協(xié)調(diào)和監(jiān)管下，政策金融、商業(yè)金融、合作金融合理分工，使東南部沿海地區(qū)盡早形成市場化金融運作方式，形成資金流通最暢、資金使用效率最高、金融機構合作最廣的區(qū)域性金融體系。其次，鼓勵金融創(chuàng)新。創(chuàng)新是促進金融結構優(yōu)化，推動金融發(fā)展的基本動力。監(jiān)管部門應更新監(jiān)管理念，既要通過適度監(jiān)管防范創(chuàng)新風險，又要注意保護和激勵微觀金融主體的創(chuàng)新熱情。只要創(chuàng)新合法合規(guī)，有利于金融發(fā)展，監(jiān)管部門就應鼓勵和支持。第三，促進和引導民間投資。民間資本投資對于拉動整個國民經(jīng)濟、消費、投資與就業(yè)起到了巨大的作用。今后一段時間，民間資本的投資將繼續(xù)發(fā)展，并呈現(xiàn)出新的態(tài)勢與特點。加大金融等服務業(yè)領域的開放，讓民營投資主體發(fā)揮重要作用是東南部沿海地區(qū)金融融資方式的一大趨勢。最后，應進一步鼓勵民營資本借助資本市場，通過參股控股、兼并收購等多種資本經(jīng)營方式進入金融業(yè)，大力發(fā)展民間金融，組建地方中小銀行，發(fā)揮民營金融機構的地緣優(yōu)勢與增長活力，降低對當?shù)刂行∑髽I(yè)貸款的交易成本，不斷提升民營中小企業(yè)的融資能力。

3．西部欠發(fā)達地區(qū)金融發(fā)展的對策。促進西部經(jīng)濟發(fā)展，解決資金不足的問題，就要調(diào)整西部金融戰(zhàn)略，在“效率優(yōu)先，兼顧公平”的原則基礎上，以區(qū)域金融發(fā)展支持經(jīng)濟發(fā)展。首先，成立西部地區(qū)開發(fā)銀行，以更為靈活的政策推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。西部區(qū)域性銀行的建立有助于區(qū)域內(nèi)部金融資源的整合，并在一定程度上保證資金運用的傾向性，避免資金的流失。其次，發(fā)行地方政府債券，增強地方政府干預地方經(jīng)濟的能力。西部政府債券不僅可以減輕國家財政的壓力，增加地方政府的經(jīng)濟自主權，同時有利于資金在西部區(qū)域內(nèi)的合理流動和分配。第三，發(fā)展非國有金融機構和中小金融機構，引導股份制、外資銀行在欠發(fā)達地區(qū)設立分支機構，形成以國有金融機構為基礎，多種金融機構并存的多層次、多元化的競爭有序的金融組織體系。最后，推進金融機構改革，提高金融機構服務水平，同時改善西部地區(qū)金融生態(tài)，培育良好的市場環(huán)境，留住和吸引更多的金融資源，為充分發(fā)揮市場配置金融資源起到基礎性的作用。

（二）深化金融體制改革，促進經(jīng)濟金融協(xié)調(diào)發(fā)展

深化經(jīng)濟金融體制改革，實現(xiàn)金融結構合理化，構建東、西部經(jīng)濟金融協(xié)調(diào)發(fā)展的政策機制、投融資機制、市場機制和協(xié)調(diào)發(fā)展機制。

1．優(yōu)化金融地域結構，促進城鄉(xiāng)金融協(xié)調(diào)發(fā)展。中國金融具有明顯的二元結構，城鄉(xiāng)金融發(fā)展極不協(xié)調(diào)且呈逐步加劇之勢。因此，校正城鄉(xiāng)金融的結構性偏差，逐步改善中國金融的二元結構特征，理所當然應成為優(yōu)化金融結構的重點。如組建農(nóng)村商業(yè)銀行、允許現(xiàn)有的股份制銀行設立縣域分支機構、擴大農(nóng)發(fā)行的業(yè)務范圍、建立政策性金融的財政補償機制、理順郵政儲蓄存款機制、發(fā)展農(nóng)村互助擔保組織等。同時，政府應從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟戰(zhàn)略性調(diào)整的大局出發(fā)，從國家金融改革和金融發(fā)展的總體目標出發(fā)，盡快制定全面的農(nóng)村金融改革發(fā)展戰(zhàn)略和具體的實施規(guī)劃。應重塑農(nóng)村金融體系，對政策性金融、商業(yè)性金融和合作性金融重新進行功能定位，實現(xiàn)在目標一致前提下的各類金融的協(xié)調(diào)配合和功能互補。

2．優(yōu)化社會融資方式結構，促進間接融資和直接融資協(xié)調(diào)發(fā)展。實現(xiàn)中國金融體制轉(zhuǎn)換，使市場更好地在金融資源配置中發(fā)揮基礎性作用，擴大直接融資比重。應加快企業(yè)債券市場的發(fā)展，改變資本市場結構失衡的現(xiàn)狀。建立規(guī)范的場外交易市場，為眾多不具備中小企業(yè)板上市標準的中小企業(yè)提供廣闊的融資平臺。

3．優(yōu)化金融開放結構，促進金融對內(nèi)開放和對外開放協(xié)調(diào)發(fā)展。金融開放是金融發(fā)展的助推劑，擴大金融開放是中國金融改革與發(fā)展的必然選擇。金融開放包括對內(nèi)開放和對外開放兩個層面，在擴大金融對外開放的同時積極推進金融的對內(nèi)開放。金融對內(nèi)開放包括兩方面內(nèi)容：一是給內(nèi)資和外資相同的“國民待遇”。對外資開放的領域和業(yè)務，也應該對內(nèi)資開放。二是給國內(nèi)各種經(jīng)濟成分以相同的“國民待遇”。應消除行業(yè)壟斷和歧視性的準入政策，為非國有資本特別是民間資本進入金融領域提供公平競爭的平臺。盡快設立民營銀行，健全和完善商業(yè)銀行體系的所有制結構。應放松金融業(yè)務管制，鼓勵金融機構之間的業(yè)務競爭，允許金融機構在建立風險控制機制的前提下進行業(yè)務拓展和業(yè)務交叉，以便為將來實現(xiàn)金融業(yè)的混業(yè)經(jīng)營創(chuàng)造條件；應弱化政府在金融領域的價格管制，加快利率管理體制改革，使金融機構享有充分的利率確定權和金融產(chǎn)品定價權。

參考文獻：

[1] 雷蒙德•戈德史密斯.金融結構與金融發(fā)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．

經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展范文第5篇

近年來，我國金融業(yè)迅猛發(fā)展。金融發(fā)展不僅表現(xiàn)在量的增加上，也表現(xiàn)為除銀行之外的其他金融機構的迅速擴張。從2003年到2013年，我國的銀行業(yè)金融機構、保險業(yè)、基金業(yè)、證券公司等的資產(chǎn)規(guī)模都快速擴大。我國金融發(fā)展的強勁勢頭，一方面可能是由于“需求遵從”造成的，即經(jīng)濟的快速增長產(chǎn)生了對金融服務和金融機構擴張的強烈需求，從而促進了金融的發(fā)展，也就是說，金融發(fā)展是經(jīng)濟發(fā)展的需要和結果（Robinson，1952；Stem，1989）；另一方面，金融發(fā)展也可能是政府引導的結果，而之所以如此是因為政府相信金融發(fā)展有“供給主導”作用，即金融發(fā)展會促進經(jīng)濟增長。那么，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長（尤其是經(jīng)濟增長質(zhì)量）之間究竟關系如何？金融發(fā)展是否真的能促進經(jīng)濟增長？在我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，大力促進金融行業(yè)發(fā)展的背景下，回答上述問題，具有重要的實踐意義。本文利用2006年～2013年的省際面板數(shù)據(jù)，通過構建經(jīng)濟增長質(zhì)量綜合指標，分析了我國金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展的影響。

本文其余部分安排如下：第二部分是文獻回顧，主要介紹相關的研究；第三部分是指標構建和數(shù)據(jù)說明；第四部分是實證分析；最后一部分是結論。 二、 文獻綜述

本文主要研究金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響，因此相關的文獻回顧就從這方面展開。

1. 金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長的影響。關于金融發(fā)展如何影響經(jīng)濟，以Goldsmith（1969）、Tun Wain（1972）、 Sinai和Stoker（1972）等為代表的結構主義者認為，金融發(fā)展會直接增加儲蓄（以金融資產(chǎn)的形式）從而促進資本形成和經(jīng)濟增長；而Mckinnon（1973）、Shaw（1973）等金融抑制論者認為，政府對金融的過度管制抑制了儲蓄的增長并最終導致資源配置的低效率，因此主張廢除金融管制，實現(xiàn)金融自由化。無論金融發(fā)展是通過哪種方式影響經(jīng)濟增長，只要我國金融發(fā)展的“供給主導”方式確實存在，那政府就有必要依靠制度性安排去引導和促進金融的發(fā)展；反之，則沒有必要去構建復雜的金融中介體系。鑒于此，我們有必要分析我國的金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展的作用。

2. 指標的選取。已有的研究，基本上肯定了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的積極作用（馬軼群、史安娜，2012）。但所選指標差異比較大，而指標選擇是研究的基礎，不同的指標可能會影響研究結果，甚至得出相反結論。因此，有必要對已有文獻中用到的指標進行梳理。

關于經(jīng)濟增長指標的選擇，常見的做法有兩種：第一，選擇一個或幾個指標來反映經(jīng)濟增長：如GDP增長率、人均GDP、人均資本形成等（陳剛等，2006；趙勇、雷達，2010；王志強、孫剛，2003）；第二，關注經(jīng)濟增長質(zhì)量，構建能反映經(jīng)濟增長質(zhì)量的綜合指標（肖紅葉、李臘生，1998；劉樹成，2007；馬軼群、史安娜，2012）。

使用的金融發(fā)展指標也可以分為兩類：第一，選擇一個或幾個不同類型的金融發(fā)展指標，如經(jīng)濟貨幣化指標、金融相關比、貸款總量/存款總量、非國有經(jīng)濟貸款/總貸款、銀行貸款總額/GDP、存貸款總額/GDP、中央政府信貸干預等，用其中的一個或幾個指標分別進行研究（姜春，2008；方文全，2011；崔艷娟、孫剛，2011；M.Kabir Hassana et al.，2011；陸靜，2012；Jin Zhang et al.，2012；Khalil Mhadhbi，2014）；第二，構建一個表示金融發(fā)展的綜合指標（Beck、Demirguc & Levine，2001；李連發(fā)、辛曉岱，2009；樊綱等，2003；鄧向榮、楊彩麗，2011；張成思、李雪君，2012）。

關于經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的已有研究，存在以下不足：首先，隨著人們對經(jīng)濟增長質(zhì)量問題的關注，研究金融發(fā)展對“純粹的”經(jīng)濟增長的促進作用顯然有些不夠全面；其次，指標的選擇不盡合理，存在一定的隨意性。特別是，使用單一指標的做法（即使選擇幾個單一指標分別研究）只不能對金融發(fā)展整體進行度量；第三，現(xiàn)有的關于我國經(jīng)濟增長和金融發(fā)展的研究，較多采用國家層面數(shù)據(jù)，或是對某一地區(qū)進行研究，用省際面板數(shù)據(jù)來進行橫向比較的研究相對比較少。

與已有研究相比，本文的不同之處在于：一是運用主成分分析法計算各基礎指標的權重，從而得到經(jīng)濟發(fā)展指標和金融發(fā)展指標的數(shù)值更加合理；二是建立VAR模型分析了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長以及它的三個子指標（經(jīng)濟量的增長、經(jīng)濟結構的改進優(yōu)化、經(jīng)濟質(zhì)量的改善提高）的影響；三是考慮到各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度不同時，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的差異，體現(xiàn)了樣本之間異質(zhì)性。 三、 指標構建和數(shù)據(jù)計算

1. 指標構建。

（1）經(jīng)濟增長質(zhì)量指標。隨著人們對經(jīng)濟增長質(zhì)量問題的關注，經(jīng)濟增長早已不是單純的擴大經(jīng)濟規(guī)模，更重要的是提高經(jīng)濟和社會生活質(zhì)量。因此，我們把經(jīng)濟增長分成三個部分，第一，經(jīng)濟量的增長，它構成了經(jīng)濟發(fā)展的物質(zhì)基礎；第二，經(jīng)濟結構的改進和優(yōu)化，即對國民經(jīng)濟進行全方位的整合，對產(chǎn)業(yè)、消費、人口等各領域進行調(diào)整，從而促進經(jīng)濟結構的合理化，保證經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展；第三，經(jīng)濟質(zhì)量的改善和提高，這主要包括經(jīng)濟效益的提高、衛(wèi)生健康狀況的改善、自然環(huán)境和生態(tài)平衡等方面。

根據(jù)經(jīng)濟增長的這一定義，我們試圖構建一個能全面反映經(jīng)濟增長質(zhì)量的綜合指標，該指標既包括經(jīng)濟量的增長，還包括經(jīng)濟結構的改進優(yōu)化以及經(jīng)濟質(zhì)量的改善提高。指標構建情況如表1所示。

（2）金融發(fā)展指標。有關金融發(fā)展指標的數(shù)據(jù)，我們參照鄧向榮、楊彩麗（2011）的做法，把金融發(fā)展綜合指標分為總量指標、結構指標、效率指標這三個方面，再選擇適合的基礎指標對這三個子指標進行細分，具體見表2。

2. 指標計算。在多元統(tǒng)計分析中，考慮到各變量之間計量單位和數(shù)量級的不同，因此不能直接進行比較分析。因此，我們對各指標進行標準化處理以消除量綱的影響。在計算時，要區(qū)分“正指標”和“逆指標”，標準化的過程見公式（1）和（2）。

接下來，我們通過對各基礎指標賦權重來計算衡量經(jīng)濟增長質(zhì)量和金融發(fā)展程度的綜合指標的數(shù)值。在計算指標重時，我們采取主成分分析法來避免主觀隨機因素的干擾。在計算出各基礎指標的權重之后，我們就可以得到最終的經(jīng)濟增長和金融發(fā)展綜合指標數(shù)。所有的過程都在stata12.1中完成。 四、 實證分析

1. VAR模型。為研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用，我們建立VAR模型。經(jīng)過檢驗，VAR模型是穩(wěn)定的，且最優(yōu)滯后期為2。圖1是經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的脈沖響應圖。面對金融發(fā)展的沖擊，經(jīng)濟增長在前兩個時期的反應很小，但從第2個時期開始快速上升，并在第7期達到最大，之后緩慢下降并逐漸趨于平穩(wěn)。這說明，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用存在短期時滯。圖2給出了經(jīng)濟增長的方差分解結果。在前2個時期，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻很小，但從第3個時期開始，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的擾動呈現(xiàn)出逐漸上升的趨勢，并在20期以后基本趨于穩(wěn)定。這說明，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用雖不能立刻顯現(xiàn)，但一小段時期之后，會越來越明顯。

2. 回歸分析。不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平差異比較大，而經(jīng)濟增長和金融發(fā)展之間的關系可能會因此而受到影響。按照經(jīng)濟增長水平的不同，本文將各地區(qū)劃分成經(jīng)濟發(fā)展水平高、中等、低三組。按照經(jīng)濟發(fā)展水平不同對各地區(qū)的分組情況見表3。分組情況基本符合我們對各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的主觀印象。不同分組的經(jīng)濟發(fā)展統(tǒng)計性描述結果見表4。各組樣本的平均值都落在了我們劃定的范圍內(nèi)，可以判定，本文的分組基本合理。

接下來，在不同的分組內(nèi)，我們以金融發(fā)展為自變量，對經(jīng)濟增長以及它的三個子變量（經(jīng)濟量的增長、經(jīng)濟結構的改進優(yōu)化、經(jīng)濟質(zhì)量的改善提高）進行回歸分析。回歸結果如表5所示。

首先，對經(jīng)濟增長質(zhì)量（綜合指標）進行回歸分析，結果表明：回歸結果與某地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關。在經(jīng)濟增長程度低的地區(qū)，經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的回歸系數(shù)是負的；在經(jīng)濟增長程度中等的地區(qū)，回歸結果為正且顯著；而在經(jīng)濟增長程度高的地區(qū)，該回歸系數(shù)為正，并且大于經(jīng)濟增長程度中等地區(qū)的回歸系數(shù)，其顯著性也更強。

然后，對經(jīng)濟發(fā)展的三個子變量（經(jīng)濟量的增長、經(jīng)濟結構的改進優(yōu)化、經(jīng)濟質(zhì)量的改善提高）進行回歸分析，結果表明：隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，經(jīng)濟量的增長對金融發(fā)展的回歸系數(shù)變得更大也更顯著，經(jīng)濟結構的改進優(yōu)化和經(jīng)濟質(zhì)量的改善提高對金融發(fā)展的回歸系數(shù)由原來的負數(shù)變成顯著的正數(shù)。具體而言，在經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)，金融發(fā)展除了能對經(jīng)濟量的增長產(chǎn)生正向作用外，對經(jīng)濟結構的改進優(yōu)化和經(jīng)濟質(zhì)量的改善提高都有負作用；在經(jīng)濟發(fā)展水平中等的地區(qū)，經(jīng)濟量的增長、經(jīng)濟結構的改進優(yōu)、以及經(jīng)濟質(zhì)量的改善提高對金融發(fā)展的回歸系數(shù)，盡管不顯著，但都是正數(shù)；而在經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展的三個子指標對金融發(fā)展的回歸系數(shù)不僅是正的，而且也都顯著，并且數(shù)值也都變大。

這就說明，金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展的影響，與某地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度密切相關。 五、 結論