【摘要】本文根据1978～2014年我国31个省市的面板数据建立模型，依据国家统计局对我国省市划分区域的统计口径进行划分，采用面板单位根、协整检验方法和面板数据固定效应模型分别对东中西部地区的金融发展对经济增长的促进作用进行了实证分析。模型结果表明：从我国整体而言，金融发展与经济增长存在着长期均衡关系，但是各地区之间金融中介对经济增长的贡献水平存在着较大的差别，这其中东部地区的促进作用最大，中部、西部的贡献水平依次递减。为了缩小区域经济发展差距，我国应进一步深化金融体制改革，将各地区之间的经济差距缩小，建立经济与金融的良性互动机制，使我国经济实现全面协调健康发展。

【关键词】金融发展 经济增长 面板数据 地区差异

随着我国1978年实行改革开放的政策，我国的经济和金融发展取得了举世瞩目的成绩。我国GDP总量从1978年的3645.2亿元增长到2016年的11.2万亿元，稳居世界第二位。伴随经济增长迅猛发展，我国金融业也有了翻天覆地的变化。20世纪80年代，我国金融业百废待兴，金融产品极度匮乏，而现如今我国金融体系完善，资本市场发达，金融及其衍生品种类繁多，政府已经越来越多的运用金融工具来对国家宏观经济及社会资源配置进行调控，金融工具在国民经济中的作用日趋成熟化。与此同时，如何合理的使用金融才能让经济更好的增长称为学者们普遍关注的焦点问题。金融发展是怎样影响我国经济的增长？金融发展状况对促进该地区经济增长是否存在地域性差异？对二者关系的探究不仅具有理论意义，而且可以对不同地区实施不同的政策来促进经济和金融的良性发展。本文结构安排如下：首先引出研究的问题，第二部分国内外文献综述；第三部分是实证分析其中包含模型类型、数据说明、变量指标及实证检验结果；最后是研究结论与启示。

一、文献综述

金融发展与经济增长之间的关系一直是经济学家进行理论和实证研究的热点话题。从上世纪50年代开始，就金融和经济之间存在何种的关系这一问题被学者们广泛研究。国内外专家学者对金融发展推动经济增长的理论做了大量的实证分析研究。

Mckinnon（1973）、Shaw（1973）的研究表明金融深化很好的促进了经济增长；King和Levine（1993）认为经济增长速度在很大程度上受金融发展制约，并提出金融中介的升级更新是经济实现增长的诱因；冉光和等（2006）运用单位根检验、协整检验与误差纠正模型探究两者的关系，实证结果表明金融发展对经济增长存在地域性差异。

Greenwood（1990）在动态模型框架下进行探究，发现经济增长为金融的发展提供资本支持，反过来金融媒介的发展积极发挥着刺激经济良性发展的作用。

同时也有学者的观点是：金融发展对经济增长具有抑制作用挥着两者呈现交互作用。Arestis（1997）研究发现，德国和美国的金融发展对经济增长的影响截然相反，前者结果表明德国的银行业发展对其经济有着积极促进作用，而后者没有表现出金融中介发展对经济的影响。

通过对已有文献的梳理发现，绝大所述文献研究结论表明，金融发展与经济增长有着正相关关系，因此本文使用我国31省市的面板数据，通过实证检验金融发展对经济增长的影响，来验证金融发展对经济增长是否存在正向促进作用。

二、实证分析

（一）变量选取

本文利用1978～2014年我国31个省市自治区的金融发展数据，依据国家统计局对我国东中西部划分的口径标准，选择地区生产总值、存款额和贷款额之和、固定资产投资分别作为各省市经济增长、金融发展和控制变量的代理变量，并选择1978年为基期进行价格平减，取自然对数来降低数据异方差性，分别用LNGDP、LNJR、LNGDZC来表示。

（二）建立并选择计量模型

我国东中西部各地区的变量之间均存在长期均衡关系。因此，建立如下面板计量模型：

公式系数含义：i为省份；t为年份；ε代表随机误差项，符合经典计量经济模型所要求变量之间相互独立、零均值、同方差的假设；βi为各地区金融发展对经济增长的边际贡献水平系数。

（三）平稳性检验

面板数据同时包含时间维度和截面维度时间维度数据，因此面板数据是否具有平稳性对于有效地估计模型起着重要作用。对面板数据的单位根检验可以采用Levin，LinandChu提出的LLC检验方或者Levin和Lin提出ADF面板单位根检验方法。利用ADF检验对所有数据序列的平稳性检验，由结果可知，东中西三地区的△LNGDP、△LNJR、△LNGDZC均为平稳序列，表明所有数据都是一阶单整，即I（1）。

（四）协整检验

协整检验的作用是检验变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。因此，本文将采用Kao协整检验的方法，检验我国东中西部地区的变量数据，判断他们是否存在协整关系。结果显示，在5%的显著性水平下，经济增长LNGDP与金融发展LNJR以及固定资产投资LNGDZC均是协整关系；东部地区存在2个协整关系，中部地区存在1个协整关系，西部存在2个协整关系。

（五）实证结果及分析

本文利用Eviews8.0软件对变量进行回归，结果表示各系数的t统计量在0.05显著性水平下大于临界值，说明方程是可用的。方程的判定系数R2大于0.99，说明回归方程解释变量可以解释被解释变量中至少99%的数据，拟合效果非常不错。总体来说，我国的金融发展与经济增长存在着正相关的关系，每当金融发展增长1%時，东部经济增长增加0.373%、中部经济增长增加0.184%、西部经济增长增加0.088%；我国东中西部地区的金融水平显著影响着各区域经济的增长，但鉴于我国东中西部区域的地理环境条件、人文状况和资源禀赋的不同，使得各地区的金融发展水平对各自的经济增长的影响程度不同。

三、结论及启示

实证结果表明，不论在东部、中部还是西部，金融的发展都正向促进着经济的增长，但就其各地区的金融发展对经济增长的贡献水平而言，各地区之间存在显著差异，可能是因为东部在改革开放的进程中领先于中、西部，其市场化程度和经济发展水平较高，同时体现了我国经济发展存在的不均衡状态。因此大力推进中、西部地区的金融发展水平，保障对中部和西部地区的金融支持力度，实施灵活、有差异的区域金融措施，建立起金融发展与经济增长的良性互动机制，促进全国经济均衡协调发展。

参考文献

[1]MckinnonRI.Moneyand Capitalin Economic Development.Brooking Instition，Washington，DC.1973.

[2]雷蒙德·W·戈德史密斯：《金融结构与金融发展》，上海三联书店1994年版.

[3]GreenwoodJ，JovanovicB.Financialdevelopment，growth，andthedistributionofincome.JournalofPoliticalEconomy，1990，98.

[4]Arestis，P.，Demetriades，P.Financialdevelopmentandeconomicgrowth：assessingtheevidence.EconomicJournal1997（107）.

[5]冉光和，李敬，熊德平，温涛：《中国金融发展与经济增长关系的区域差异——基于东部和西部的面板数据单位根检验、协整检验与误差纠正模型》，《中国软科学》2006年第2期.

作者简介：程靖翔（1990-），男，山西太原人，山西财经大学2015级（数量经济学）学术硕士研究生，研究方向：消费研究。endprint