金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系-現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論派學(xué)說的計量考證

PAGEPAGE18金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系—現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論派學(xué)說的計量考證[摘要]本文通過理論上分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的作用機制，利用經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實際數(shù)據(jù)對二者相關(guān)性進(jìn)行實證檢驗，并依據(jù)分析結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析。計量結(jié)果顯示，金融發(fā)展對我國的經(jīng)濟(jì)增長具有積極的推動作用，但力度有限；我國的金融發(fā)展滯后于經(jīng)濟(jì)增長，加快金融深化和金融體系改革有助于推動經(jīng)濟(jì)增長。[關(guān)鍵詞]金融發(fā)展金融深化經(jīng)濟(jì)增長

一理論基礎(chǔ)：對現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)派理論的初步認(rèn)識。1關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系在理論和實證研究上一直存在著爭議。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間沒有因果關(guān)系，貨幣金融變量對實體經(jīng)濟(jì)中只充當(dāng)“面紗”角色，經(jīng)濟(jì)增長完全由實物部門決定；現(xiàn)代的經(jīng)濟(jì)學(xué)派更是認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在各種可能的關(guān)系，既有金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的觀點，也有經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為金融發(fā)展阻礙經(jīng)濟(jì)增長.2.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)派的大部分研究結(jié)論都支持金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的觀點，但是對于金融發(fā)展如何影響經(jīng)濟(jì)增長卻存在許多爭論。這些分歧大致可以分為兩大派別，即金融結(jié)構(gòu)論和金融壓抑論。以goldsmith(1969)為代表的金融結(jié)構(gòu)論者認(rèn)為金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起積極的促進(jìn)作用。因為良好的金融系統(tǒng)和金融體制利于資本的積累和資源源的優(yōu)化配置，便于資金的融通儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化，從而對經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用。其中部分經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的一個必要條件。r.g.king&r.levine(1993)的研究結(jié)果均對這一觀點提供了經(jīng)驗支持，并從反面證實了落后的金融發(fā)展水平嚴(yán)重障礙了經(jīng)濟(jì)增長。rajan&zingales(1996)、kunt&maksimovic(1996)運用各國大量的行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果都顯示金融發(fā)展水平與結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的速度產(chǎn)生了實質(zhì)性的影響。而另一方面，以mckinnon（1973）與shaw（1973）為代表的金融壓抑論認(rèn)為，對于欠發(fā)達(dá)國家，實際利率和實際匯率的金融自由化是推動經(jīng)濟(jì)增長的重要途徑，而低于均衡的實際利率與高估的國內(nèi)貨幣等形式的金融壓抑阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長。gelb(1989)和fry(1988)的對發(fā)展中國家實證分析也發(fā)現(xiàn)，實際利率較高的國家的經(jīng)濟(jì)增長平均高于實際利率較低或為負(fù)值的國家。二．因素選擇與模型設(shè)定關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的決定因素，古典主義經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，國民財富的增長取決于兩個基本條件：一是專業(yè)分工促進(jìn)勞動生產(chǎn)率的提高；二是勞動力數(shù)量與資本規(guī)模的增加。而現(xiàn)代的經(jīng)濟(jì)觀點也認(rèn)為，一國長期的經(jīng)濟(jì)增長取決于儲蓄和投資，投資數(shù)量及投資效率是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長的關(guān)鍵因素。持續(xù)高速的經(jīng)濟(jì)增長需要高水平的儲蓄與投資，高儲蓄率、高投資率以及儲蓄向投資的有效轉(zhuǎn)化無疑是經(jīng)濟(jì)高速增長的重要原因。另一重要的原因就是勞動力、資本等生產(chǎn)要素的產(chǎn)出效率。由以上分析得出，長期的經(jīng)濟(jì)增長一方面取決于由經(jīng)濟(jì)體中的儲蓄和投資水平，另一方面取決于勞動力和資本等生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率，也即資本的投資效率。借鑒harrod－domar經(jīng)濟(jì)增長模型，將經(jīng)濟(jì)增長的決定因素分解為：其中,y,I,s分別表示儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的效率、國民收入、投資和儲蓄。上式表示經(jīng)濟(jì)增長由一國經(jīng)濟(jì)中的儲蓄率、儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化率以及資本的產(chǎn)出比率決定，而這三個經(jīng)濟(jì)變量都受金融發(fā)展水平的影響。金融系統(tǒng)便利了儲蓄流動、資源配置、風(fēng)險管理、公司控制及產(chǎn)品交換，最終通過“資本積累”和“技術(shù)創(chuàng)新”這兩條途徑影響經(jīng)濟(jì)增長。金融發(fā)展（包括金融工具發(fā)展、金融市場發(fā)展及金融制度的發(fā)展）降低了信息與交易費用，使得那些最具潛力的投資者能夠得到足夠的資金進(jìn)行技術(shù)革新和產(chǎn)品生產(chǎn)，從而提高了儲蓄率、儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化率以及投資的生產(chǎn)效率，進(jìn)而影響到了儲蓄水平、投資決策、技術(shù)創(chuàng)新及長期增長速度。金融市場的規(guī)模、金融部門的效率以及宏觀經(jīng)濟(jì)金融政策都會對儲蓄和投資產(chǎn)生影響，所以，金融系統(tǒng)通過作用于以上三個經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)增長，只要影響到上述三變量的任何因素最終都會影響到經(jīng)濟(jì)增長?；谝陨戏治?，我們將從以下三方面選擇代表性指標(biāo)：（1）儲蓄率和投資的影響因素。在此，我們選用實際利率水平以及固定資產(chǎn)投資與GDP的比率分別作為儲蓄和投資的代表指標(biāo)。

（2）儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化效率。決定儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的效率主要取決于一國的金融發(fā)展水平和金融系統(tǒng)的效率。國內(nèi)外一些學(xué)者的常研究指出資本市場的發(fā)育程度和效率會影響到儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化，鑒于我國資本市場中股票市場的主導(dǎo)地位，用股票市場的直接融資余額與社會金融資產(chǎn)總量的比率衡量資本市場內(nèi)的規(guī)模。

（3）資本產(chǎn)出效率的影響。影響產(chǎn)出效率的一個重要因素就是技術(shù)進(jìn)步因素，度量指標(biāo)在此用無形資本（人力資本和研發(fā)資本）與有形資本的比率表示．（4）另外，M2作為金融發(fā)展指標(biāo)也被考慮其中。以GDP增長率作為被解釋變量，以上述指標(biāo)作為解釋變量，從而建立如下多元線性回歸模型，考慮到貨幣政策的時滯，用R(-1)表示滯后一期的實際利率，也即前期的實際利率對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長具有相關(guān)性：G=0+1M+2R(-1)+3I+4H+5F+G:表示國民生產(chǎn)總值；H：表示技術(shù)進(jìn)步因素，為無形資本（包括人力資本和R&D資本）與金融資產(chǎn)存量的比率；M：表示金融深化指標(biāo)M2/GDP，為貨幣供給M2與GDP的比率；R：為實際利率，即名義利率減去通貨膨脹率；I:表示投資指標(biāo)，為社會固定資產(chǎn)投資額占GDP的比重；F:表示融資結(jié)構(gòu)，即資本市場的發(fā)展水平（直接融資余額與社會金融總量余額的比率）。這些金融發(fā)展的指標(biāo)直接或間接地影響著長期的經(jīng)濟(jì)增長和資本積累。三統(tǒng)計數(shù)據(jù)：gdp增長率及實際利率年份gdp增長率g（％）m2/gdpm（％）實際利率r（％）固定資產(chǎn)投資/gdpi（％）人力資本和r&d資本/資本存量h（％）直接融資/金融資產(chǎn)總量f(％)19797.6036.101.7817.3212.910.0019807.8040.80-0.9620.1614.680.0019815.2046.003.0019.7616.781.6819829.1048.903.7723.2418.981.75198310.9051.804.2624.1022.381.41198415.2057.802.9625.5625.031.08198513.5060.90-2.0828.3727.271.4819868.8069.301.2030.5924.321.52198711.6073.80-0.1031.7021.652.39198811.3072.00-10.8231.8421.543.1119894.1075.10-6.6826.0820.302.8419903.8086.706.5424.3521.504.7819919.2097.705.1125.8823.399.59199214.20106.002.1630.3323.4712.10199313.50100.70-3.6637.7421.8512.90199412.60100.40-10.7236.4520.9413.20199510.50103.90-3.8234.2318.9614.0019969.60112.103.1133.7517.9814.5019978.80122.206.3433.4917.3117.2019987.80133.407.6436.2616.5519.6019997.10146.105.9336.3815.8321.7020008.00150.503.4836.8015.2027.3220017.30164.902.7838.7715.0026.08所有數(shù)據(jù)來自利用的數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及EIUCountryData網(wǎng)站，《計量經(jīng)濟(jì)學(xué)教材》以及校園網(wǎng)上已有的統(tǒng)計課程論文，計算整理而得．其中部分?jǐn)?shù)據(jù)選取的依據(jù)是：（1）變量H為人力資本與R&D資本之和與資本存量的比率。資本存量用社會金融資產(chǎn)總量表示，人力資本等于國家教育投資，R&D資本則用研究開發(fā)支出表示。（2）R為實際利率，等于名義利率減去通貨膨脹率。名義利率為當(dāng)期長期國債的利率。（3）F為融資結(jié)構(gòu)，等于直接融資與金融資產(chǎn)總值之比，直接融資以股票融資額與債券發(fā)行額作為近似值，間接融資以金融機構(gòu)各項存款作為近似值，金融資產(chǎn)總值則是直接融資與間接融資之和。四統(tǒng)計檢驗：對模型直接回歸結(jié)果為：DependentVariable:GMethod:LeastSquaresDate:06/11/05Time:20:27Sample(adjusted):19802001Includedobservations:22afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-4.5350823.305121-1.3721380.1890M-0.1875780.049816-3.7654510.0017R(-1)0.1752170.0767002.2844570.0363I0.4361620.1255583.4737870.0031H0.6185400.1551153.9876280.0011F0.5822490.2284512.5486830.0215R-squared0.787767Meandependentvar9.540909AdjustedR-squared0.721444S.D.dependentvar3.137888S.E.ofregression1.656126Akaikeinfocriterion4.073840Sumsquaredresid43.88407Schwarzcriterion4.371397Loglikelihood-38.81225F-statistic11.87778Durbin-Watsonstat2.168376Prob(F-statistic)0.000064各解釋變量在０．０５的顯著水平下對被解釋變量的影響都是顯著的．模型如下：G=0+1M+2R(-1)+3I+4H+5F+（1）granger因果關(guān)系檢驗：我們選擇模型中的金融變量，看它們是否能解釋GDP增長。PairwiseGrangerCausalityTestsDate:06/14/05Time:10:41Sample:19792001Lags:1NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityMdoesnotGrangerCauseG220.136070.71630GdoesnotGrangerCauseM9.101790.00709R(-1)doesnotGrangerCauseG228.776710.00800GdoesnotGrangerCauseR(-1)10.25210.00469FdoesnotGrangerCauseG220.189190.66849GdoesnotGrangerCauseF5.049250.03671結(jié)果顯示，在一階條件下,只有R(-1)可以認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長的原因，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用并不明顯，反而經(jīng)濟(jì)的增長到促進(jìn)著金融發(fā)展。那么金融發(fā)展是否對經(jīng)濟(jì)增長沒有作用呢？對于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系爭論，綜合的觀點認(rèn)為金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長互為因果關(guān)系（Patrick，1966）。需求跟隨型和供給引導(dǎo)型的金融發(fā)展在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段扮演不同的角色，供給引導(dǎo)型的金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長的初期處于主導(dǎo)地位，一旦經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入成熟階段，需求跟隨型的金融發(fā)展將成為主流。Gupta（1984）和Jung（1986）分別使用Granger因果檢驗法，對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的實證檢驗證實了這一理論的相關(guān)性。后來提出的“門檻效應(yīng)”進(jìn)一步完善了這種觀點。Greenwood&Jovanovic（1990）以及Levine（1992）的研究指出金融中介體系的組建存在較高的固定成本，導(dǎo)致金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的“門坎效應(yīng)”。由于門坎效應(yīng)的存在，只有在其經(jīng)濟(jì)規(guī)模達(dá)到某一水平之后才能發(fā)展特定的金融體系，這時金融發(fā)展才會體現(xiàn)出對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。所以，低水平的經(jīng)濟(jì)發(fā)展使金融體系的發(fā)展受到限制，這又反過來阻礙了投資資源的優(yōu)化配置，從而限制了經(jīng)濟(jì)的增長；而較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會帶來金融體系的充分發(fā)展，后者又為進(jìn)一步的經(jīng)濟(jì)增長提供條件；因此只有在發(fā)達(dá)國家，才會出現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長相互促進(jìn)的良性循環(huán)。門坎效應(yīng)的理論可以很好解釋了發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的金融發(fā)展水平的差別。許多國內(nèi)外學(xué)者也對我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了分析。談儒勇（1999）的研究結(jié)論認(rèn)為，國內(nèi)的銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，而股市發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長至多是弱效應(yīng)。韓廷春（2001）的實證分析結(jié)論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步與制度創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長的最為關(guān)鍵因素，而金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用極其有限。（2）單位根檢驗：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic0.254405Probability0.980232Obs*R-squared4.132379Probability0.941178TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/11/05Time:20:32Sample:19802001Includedobservations:22VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C6.38782339.262050.1626970.8737M0.0152880.3486590.0438480.9658M^2-0.0002460.001676-0.1469150.8859R(-1)-0.0486990.202906-0.2400070.8147R(-1)^2-0.0074300.028812-0.2578850.8013I1.0378852.5231390.4113470.6887I^2-0.0195960.042721-0.4586910.6554H-1.9648123.163497-0.6210890.5472H^20.0520260.0737620.7053220.4953F0.1410190.7045060.2001680.8450F^20.0030870.0230690.1338080.8960R-squared0.187835Meandependentvar1.994730AdjustedR-squared-0.550496S.D.dependentvar2.362356S.E.ofregression2.941580Akaikeinfocriterion5.302624Sumsquaredresid95.18183Schwarzcriterion5.848145Loglikelihood-47.32886F-statistic0.254405Durbin-Watsonstat2.870247Prob(F-statistic)0.980232resid:殘差項ADF值在1%,5%,10%顯著水平下都通過了檢驗，認(rèn)為殘差不存在單位根，模型具有長期平穩(wěn)的趨勢。然后對各變量分別進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果都可以認(rèn)為是平穩(wěn)的。（詳見附錄）（3）異方差檢驗P值太大，T值全部小于2，模型顯然存在異方差，用加權(quán)最小二乘法修正后回歸：DependentVariable:GMethod:LeastSquaresDate:06/11/05Time:20:35Sample(adjusted):19802001Includedobservations:22afteradjustingendpointsWeightingseries:WVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-5.6354471.642874-3.4302380.0034M-0.1651080.015510-10.645120.0000R(-1)0.1654020.0374134.4209490.0004I0.4943980.03679013.438510.0000H0.5394670.04265112.648260.0000F0.4621560.0523538.8277430.0000WeightedStatisticsR-squared0.999996Meandependentvar12.04961AdjustedR-squared0.999995S.D.dependentvar48.72036S.E.ofregression0.107533Akaikeinfocriterion-1.395045Sumsquaredresid0.185012Schwarzcriterion-1.097488Loglikelihood21.34549F-statistic292.6637Durbin-Watsonstat1.557020Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.776624Meandependentvar9.540909AdjustedR-squared0.706819S.D.dependentvar3.137888S.E.ofregression1.699048Sumsquaredresid46.18823Durbin-Watsonstat2.010282(4)自相關(guān)檢驗：模型整體擬和較好，只是在0.05的顯著水平下dl＝０.８９５<DW＝１.５６５<du＝１.９２０,無法判斷是否存在自相關(guān)，此點不盡如人意．繪制散點圖如下：（5）檢驗多重共線：簡單系數(shù)矩陣如下：FHIMRF1.000000-0.4186430.8072610.9703150.238354H-0.4186431.000000-0.014970-0.284422-0.238736I0.807261-0.0149701.0000000.851160-0.131859M0.970315-0.2844220.8511601.0000000.228064R0.238354-0.238736-0.1318590.2280641.000000直觀的觀察到M與F，I與F的相關(guān)系數(shù)很大，可能存在多重共線，運用逐步回歸法．第一輪，選出maxRba^2＝0.999915,該解釋變量是R(-1)；繼續(xù)逐步回歸，maxRba^2=0.999935,該解釋變量為H；繼續(xù)逐步回歸，maxRba^2=0.999961,對應(yīng)的解釋變量為I;再逐步回歸，maxRba^2=0.999973,對應(yīng)的變量是M;最后回歸一次，Rba^2=0.999995,對應(yīng)的解釋變量為F．因此模型沒有多余變量．調(diào)整后模型最終為：G=-5.635-0.165M+0.165R(-1)+0.494I+0.539H+0.462F+五模型直觀的經(jīng)濟(jì)解釋：從模型分析結(jié)果我們可以看到，在改革以來的整個經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，技術(shù)因素和投資與經(jīng)濟(jì)增長是同方向變動，二者通過影響投資的數(shù)量和投資的產(chǎn)出效率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這與理論分析是相一致的；直接融資比重對經(jīng)濟(jì)增長也是正相關(guān)關(guān)系，可見資本市場的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長起著積極的促進(jìn)作用；實際利率與滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正的相關(guān)關(guān)系，這與前面的理論認(rèn)為實際利率較高的發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長也較快相一致。值得注意的是，傳統(tǒng)的金融發(fā)展指標(biāo)M2/GDP對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)面的影響，而且影響程度較高，國內(nèi)一些學(xué)者（談儒勇，1999；韓廷春，2001）研究得出這主要是由于貨幣政策的反向操作造成的，所以單從金融深化程度還很難分辨出金融發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)增長的長期趨勢。從影響程度來看，傳統(tǒng)的實體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)如技術(shù)、投資和對我國的經(jīng)濟(jì)增長具有較強的影響作用，而金融發(fā)展指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長卻呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明我國的金融發(fā)展和改革滯后于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，金融深化和金融改革須進(jìn)一步推進(jìn)。六深入探究經(jīng)濟(jì)原因：1、金融深化指標(biāo)呈現(xiàn)負(fù)面影響金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)相關(guān)關(guān)系主要是貨幣政策的逆周期操作的結(jié)果（談儒勇，1999）。按照凱恩斯貨幣政策理論，為了熨平經(jīng)濟(jì)周期的波動，貨幣當(dāng)局往往在經(jīng)濟(jì)的高漲時期減少貨幣供應(yīng)量M2，而此時的GDP較高，所以金融發(fā)展的水平指標(biāo)M2/GDP相對降低；而在經(jīng)濟(jì)的衰退期（經(jīng)濟(jì)增長率較低或為負(fù)值），則通常增加貨幣供應(yīng)量M2，而此時的GDP又較低。2、資本市場對經(jīng)濟(jì)增長影響相對甚微分析顯示，中國的資本市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了相對微弱的積極影響，這說明股票市場以及債券市場的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是極其有限的，這一結(jié)果與R.Harris（1997）年的研究結(jié)果是一致的，即在欠發(fā)達(dá)國家，股票市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)至多是非常弱的；而在發(fā)達(dá)國家，股票市場的活動水平對于人均GDP的增長率具有較強的解釋能力。中國的資本市場與經(jīng)濟(jì)增長的微弱正相關(guān)關(guān)系是由諸多方面原因造成的。首先，中國的股市只有12年的發(fā)展時間，相對于西方發(fā)達(dá)國家的股票市場來說還很不成熟，且由于門檻效應(yīng)，資本市場的作用還不能發(fā)揮的很好。因此，我國資本市場的發(fā)展和規(guī)范程度有待進(jìn)一步提高；其次，股票的發(fā)行市場和二級市場還有許多方面不規(guī)范，相關(guān)政策缺乏一致性、連貫性及透明度；上市公司將籌措來的資金不是完全用在指定項目上。以上種種原因致使目前的股票市場對中國經(jīng)濟(jì)增長影響甚微。結(jié)語：理論分析與計量結(jié)果顯示，金融發(fā)展對我國的經(jīng)濟(jì)增長具有積極的推動作用，但力度有限?？傮w來看，我國的金融發(fā)展滯后于經(jīng)濟(jì)增長，落后的金融體制已經(jīng)束縛了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。目前我國應(yīng)加緊推進(jìn)金融體制改革，以使金融體制更好地滿足企業(yè)擴(kuò)張所帶來的日益增長的融資需求。要改善目前的落后的金融發(fā)展局面，我們建議一方面努力拓寬企業(yè)的融資渠道，讓企業(yè)更多的利用資本市場進(jìn)行直接融資，改善融資機制，消除“所有制歧視”，為中小企業(yè)創(chuàng)造良好的投融資環(huán)境；另一方面加速資本市場的發(fā)展和規(guī)范，發(fā)掘債券市場的潛力，為直接融資提供更大空間，并且積極推進(jìn)非國有銀行和中小銀行的發(fā)展，促成金融機構(gòu)的合理競爭。有理由相信，加快金融深化和金融體系改革必將有助于推動經(jīng)濟(jì)增長。參考文獻(xiàn)：1.談儒勇：《中國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》1999(10)53-61.。2.賓國強：《實際利率、金融深化與中國的經(jīng)濟(jì)增長》[J]，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》1999(3)32-38.

3.韓廷春：《金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：基于中國的實證分析》[J]，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2001(3)31-40.

4.武劍：《貨幣政策與經(jīng)濟(jì)增長》[M]，上海：上海三聯(lián)出版社2000年版.

5.羅納德.麥金農(nóng)：《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣與資本》（中譯本）[M]，上海；上海三聯(lián)書店1997年版.6.《貨幣金融學(xué)》.米什基7．高鴻業(yè)：《西方經(jīng)濟(jì)學(xué)》，人民大學(xué)出版社8、Patrick,H.T.,1966,FinancialDevelopmentandEconomicGrowthinUndevelopedCountries,EconomicDevelopmentandCulturalChange34,174-189.附錄由于正文部分篇幅有限，我們將建立模型中遇到的困難，解決辦法以及逐步回歸法的具體過程收錄到附錄部分建立模型中遇到的困難和解決：原建立的模型為：G=0+1M+2R+3I+4H+5F+DependentVariable:GMethod:LeastSquaresDate:06/11/05Time:12:30Sample:19792001Includedobservations:23VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1.3460663.446951-0.3905090.7010M-0.2254780.059742-3.7741660.0015R0.0436090.1098550.3969680.6963I0.3910430.1850782.1128560.0497H0.6227530.1668583.7322240.0017F0.7687080.2543873.0218090.0077R-squared0.690071Meandependentvar9.456522AdjustedR-squared0.598915S.D.dependentvar3.092340S.E.ofregression1.958419Akaikeinfocriterion4.401610Sumsquaredresid65.20185Schwarzcriterion4.697826Loglikelihood-44.61851F-statistic7.570243Durbin-Watsonstat2.042179Prob(F-statistic)0.000667由模型可以看到r作為儲蓄率代表并不具有顯著性，從經(jīng)濟(jì)意義上講與現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)派的理論相違背．異方差檢驗：懷特檢驗結(jié)果如下WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic0.597373Probability0.788863Obs*R-squared7.644257Probability0.663540TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/11/05Time:12:32Sample:19792001Includedobservations:23VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C7.75607634.013930.2280260.8235M0.3345730.3943620.8483900.4128M^2-0.0011100.001961-0.5660600.5818R-0.1404780.259353-0.5416480.5980R^2-0.0342280.033568-1.0196510.3280I-2.0712852.934942-0.7057330.4938I^20.0269720.0497480.5421840.5976H1.3724873.4090950.4025960.6943H^2-0.0259300.079673-0.3254510.7504F-0.7358200.851429-0.8642180.4044F^20.0209410.0296660.7058840.4937R-squared0.332359Meandependentvar2.834863AdjustedR-squared-0.224009S.D.dependentvar3.462708S.E.ofregression3.830965Akaikeinfocriterion5.830045Sumsquaredresid176.1155Schwarzcriterion6.373107Loglikelihood-56.04551F-statistic0.597373Durbin-Watsonstat3.142629Prob(F-statistic)0.788863可以看到模型中的t值<2,且p=0.788863，說明犯拒真錯誤的概率很大，于是認(rèn)為模型存在異方差。下面用加權(quán)最小二乘法對異方差進(jìn)行修正：DependentVariable:GMethod:LeastSquaresDate:06/11/05Time:12:39Sample:19792001Includedobservations:23Weightingseries:WVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.1406971.860481-0.0756240.9406R0.0303540.0223741.3566900.1926I0.3278510.0381808.5869120.0000M-0.1795990.024550-7.3155320.0000H0.5332690.0649428.2114420.0000F0.5332700.1328514.5289010.0003WeightedStatisticsR-squared0.999321Meandependentvar9.799429AdjustedR-squared0.999121S.D.dependentvar12.39070S.E.ofregression0.367327Akaikeinfocriterion1.054330Sumsquaredresid2.293796Schwarzcriterion1.350546Loglikelihood-6.124794F-statistic272.0596Durbin-Watsonstat1.920433Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.672014Meandependentvar9.456522AdjustedR-squared0.575547S.D.dependentvar3.092340S.E.ofregression2.014661Sumsquaredresid69.00062Durbin-Watsonstat1.852671修正后的模型為：G=-0.1407-0.1795M+0.0304R+0.3278I+0.5332H+0.5333F+在以前的回歸結(jié)果尚有顯著的改善。．自相關(guān)檢驗：模型的D-W=1.920433，k-1=5，du=1.920，du<D-W<4-du,因此模型不存在自相關(guān)．多重共線性檢驗。部分金融變量的簡單系數(shù)矩陣如下：MRFM1.0000000.2280640.970315R0.2280641.0000000.238354F0.9703150.2383541.000000我們看到利率R與其他指標(biāo)之間的相關(guān)度較弱，表明利率對金融發(fā)展的影響并不顯著；而先前利率的t值在０．０５的顯著水平下表明它對經(jīng)濟(jì)增長的影響也不顯著，這些與現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)派的觀點是違背的．進(jìn)一步找尋這之間的原因，這里面可能包含滯后問題．我們發(fā)現(xiàn)貨幣政策有時滯，使模型中當(dāng)期的R并不具顯著性．因此正文重將R滯后一期。DependentVariable:GMethod:LeastSquaresDate:06/11/05Time:21:02Sample(adjusted):19802001Includedobservations:22afteradjustingendpointsWeightingseries:WVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C13.667192.4670325.5399320.0000M-0.0107760.024577-0.4384600.6658WeightedStatisticsR-squared0.999660Meandependentvar12.04961AdjustedR-squared0.999643S.D.dependentvar48.72036S.E.ofregression0.920404Akaikeinfocriterion2.758500Sumsquaredresid16.94288Schwarzcriterion2.857686Loglikelihood-28.34350F-statistic0.192247Durbin-Watsonstat1.168166Prob(F-statistic)0.665753UnweightedStatisticsR-squared-1.026298Meandependentvar9.540909AdjustedR-squared-1.127613S.D.dependentvar3.137888S.E.ofregression4.577030Sumsquaredresid418.9841Durbin-Watsonstat0.461549逐步回歸法：方程１目錄1.項目概述 11.1項目背景 11.2建設(shè)目標(biāo) 11.2.1建設(shè)高性能、高安全的園區(qū)基礎(chǔ)網(wǎng)絡(luò)平臺 21.2.2建設(shè)符合業(yè)務(wù)目標(biāo)的信息安全縱身防御體系 31.2.3建立符合等保三級的信息安全管理體系 32.技術(shù)需求 43.方案設(shè)計 43.1總體框架設(shè)計 43.1.1網(wǎng)絡(luò)外聯(lián)區(qū) 53.1.2核心交換區(qū) 53.1.3媒介融合業(yè)務(wù)區(qū) 53.2安全防護(hù)設(shè)計 63.2.1外聯(lián)區(qū)防護(hù) 63.2.2DMZ區(qū) 73.2.3核心業(yè)務(wù)區(qū)安全： 83.2.3業(yè)務(wù)網(wǎng)的邊界防護(hù) 83.2.4安全管理域 93.2.5統(tǒng)一的身份認(rèn)證 93.3數(shù)據(jù)安全設(shè)計 113.3.1分布式存儲 113.3.2共享式存儲 113.4安全監(jiān)控管理系統(tǒng)設(shè)計 123.4.1設(shè)計思路 123.4.2監(jiān)控機房建設(shè)方案 134.產(chǎn)品選型 145.技術(shù)需求 155.1網(wǎng)絡(luò)外聯(lián)域 155.1.1互聯(lián)網(wǎng)出口 155.1.2DMZ區(qū)域 175.2核心業(yè)務(wù)交換 195.2.1匯聚層交換機2臺 195.2.2核心防火墻2臺 225.2.3接入交換機11臺 235.3媒介融合業(yè)務(wù)域 255.3.1新媒體播出隔離區(qū) 255.3.2數(shù)據(jù)庫區(qū) 275.3.3安全管理區(qū) 285.3.4系統(tǒng)軟件 405.4監(jiān)控區(qū)域 405.4.1監(jiān)控系統(tǒng) 405.4.2其他 445.5認(rèn)證及安全服務(wù) 455.6集成服務(wù) 466.項目實施方案及要求 476.1總體實施要求 476.2實施地點與建設(shè)周期 476.3細(xì)化設(shè)計與預(yù)研發(fā) 486.4設(shè)備到貨與集成 486.5聯(lián)調(diào)、測試、試運行及驗收 497.售后服務(wù)要求 497.1質(zhì)保期 497.2投標(biāo)方質(zhì)量責(zé)任 507.3免費質(zhì)保服務(wù)要求 507.3.1維修及備件服務(wù) 507.3.2技術(shù)支持服務(wù) 507.3.3軟、硬件升級服務(wù) 517.3.4出保后服務(wù)要求 517.4用戶培訓(xùn) 51DependentVariable:GMethod:LeastSquaresDate:06/11/05Time:21:06Sample(adjusted):19802001Includedobservations:22afteradjustingendpointsWeightingseries:WVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C11.110780.18530459.959800.0000R(-1)-0.4065000.050619-8.0306210.0000WeightedStatisticsR-squared0.999919Meandependentvar12.04961AdjustedR-squared0.999915S.D.dependentvar48.72036S.E.ofregression0.449952Akaikeinfocriterion1.327156Sumsquaredresid4.049133Schwarzcriterion1.426341Loglikelihood-12.59871F-statistic64.49088Durbin-Watsonstat1.458297Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared-1.0