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【摘要】 金融发展在经济增长中起着重要的作用。首先对中国各地区的1999～2007年的金融发展的差异性与经济增长的理论基础进行了分析，在此基础上运用普通最小二乘法（OLS）检验金融非均衡发展与经济增长的关系。实证结果表明：我国各地区的经济增长主要依赖于资本投入和劳动力投入。为了实现区域金融的非均衡协调发展，必须实施有差别的宏观调控政策，积极进行金融制度和金融政策的改革与调整。
【关键词】 非均衡金融；经济增长；金融改革
一、引言
改革开放以来，在中国经济得到迅速发展的同时，金融在经济增长中的作用也越来越重要。由于金融发展存在明显的非均衡性，这种非均衡性在经济增长作用中是否也具有一定的相关性，以及选取金融非均衡发展对经济增长影响的指标，都有待深入研究。对中国各地区金融非发展与经济增长关系的实证研究，特别是把中国的资本市场、货币市场、保险市场等出现的非均衡性与经济增长关系的实证研究，将进一步丰富金融非均衡发展与经济增长的研究成果，为制定相关政策提供新的经验性证据。因此，探讨非均衡状态下金融发展与经济增长关系具有重要的现实意义。
二、金融非均衡发展与经济增长关系的实证分析
（一）计量模型设定与数据说明
1．计量模型设定。经济增长研究中常采用柯布-道格拉斯（C-D）生产函数。C-D生产函数形式简单，可扩展性强。最常见的C-D生产函数形式为：
Y=AK?琢L?茁（1）
本文也选择C-D生产函数，并在C-D生产函数的基础上进行改进，引入金融非均衡的相关指标整合到C-D生产函数中以检验金融非均衡程度与经济增长的关系。具体函数设定如下：
Y=AK?琢L?茁e?酌1*SI+?酌2*XM+?酌3*RL+?酌4*RS+?酌5*DI（2）
其中，Y为经过价格调整的地区GDP，K为经过固定资产价格指数调整的地区固定资产投资额，L为地区的从业人员数，SI为地区的产业结构，这里用第一产业总产值与地区总产值的比率来衡量，XM是地区开放程度指标，采用经过价格调整的进出口总额来衡量。RL是反映地区城乡金融非均衡发展的指标，由于缺乏这方面的数据，本文选择农业贷款余额与整个地区贷款余额的比率来衡量我国城乡金融非均衡发展程度。由于我国是以商业银行为主导的金融体系，间接融资占据了主要地位。我国的国有商业银行大部分贷款都是贷给国有企业，非国有企业较难获得贷款。这种制度可能导致金融体系的效率低下，为反映我国各地区融资渠道的非均衡，用地区资本市场筹资额与地区总筹资额的比率RS是反映地区融资渠道的发展不平衡程度。DI是各地区保险业发展程度指标，这里用保险深度即单位国民生产总值的保险费来衡量。其中e为随机误差项。
对方程（2）两端取自然对数得到计量模型（3）：
InY=InA+?琢InK+?茁*InL+?酌1*SI+?酌2*XM+?酌3*RL+?酌4*RS+?酌5*DI +e（3）
2．数据说明。本文选取我国1999～2007年期间除重庆以外的30个省市、自治区的相关数据，数据来自《新中国55年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和各省市、自治区的统计年鉴及统计公报。部分省市缺少农业贷款余额数据，本文采用线性插值或简单回归的方法估计缺失数据，共270个样本点。各变量的描述性统计量（如表1所示）。
表1变量的描述性统计量表
注： Y、K、XM的单位：亿元；L的单位：万人；其余变量都是比率
（二）实证结果及分析
本文使用普通最小二乘法（OLS）进行混合数据回归，为避免出现异方差， （4）式回归系数的下方报告了异方差稳健的t统计量。回归结果如下：
InY=0.012+0.550K+0.557InL-0.273SI+0.0001XM
（0.146）（16.0） （16.8） （－1.81）（2.34）
-2.421RL+0.077RS+0.869DI （4）
（－10.7） （1.31） （0.98）
（4）式表明，我国各地区的经济增长主要依赖于资本投入和劳动力投入，资本投入（K）和劳动力投入（L）的回归系数几乎没有差别，但劳动投入的产出弹性略高于资本投入的产出弹性。产业结构（SI）的回归系数为－0.273，说明产业结构优化特别是是第一产业总产值降低有利于地区总产值的增长。开放度指标（XM）的回归系数为0.0001，说明开放度提高（这里用进出口总额来衡量）有利于地区总产值的增加，但其系数在经济上非常小，但这并不能说明进出口在地区经济增长中不重要，之所以在经济上不显著，可能与我国大部分中西部地区进出口在国民生产中只占很小的比例有关。农业贷款占比（RL）的回归系数－2.421，说明地区国民生产与农业贷款余额的占比呈负相关，这说明第一产业的产出效率相对于第二、三产业来说低很多，这也说明了当前为何我国商业银行不愿意将贷款发放到第一产业中去。
股票市场筹资占比（RS）的回归系数为0.077，说明地区从股票市场筹集到较多资金会更加有利于地区国民生产总值的增长，由于我国设立资本市场的时间还不长，上市公司尚未建立较好的公司治理机制，通过上市筹集资金仅占企业融资很小的一部分，因此，虽然RS的回归系数在统计上显著，但其值较小。保险深度（DI）的回归系数为0.869，说明地区保险深度较大，由于保险业发挥风险管理和金融中介功能能更有利于促进地区经济增长。
鉴于保险深度（DI）的回归系数在统计上不显著，开放度指标（XM）在经济上不显著，去掉这两个变量后重新回归得到结果如下：
InY=-0.004+0.570K+0.552InL-0.294SI-2.435RL+0.114RS
（－0.048）（16.1） （16.8） （－1.99）（－10.31）（2.01）
R2＝0.936 a.d.R2=0.935（5）
回归方程（5）中，拟合优度R2和调整后的R2值均较高，说明方程整体拟合效果较好。去掉两个变量后，各变量的回归系数在5％的显著性水平下是统计上显著的，在经济上也是显著的，特别是股票市场筹资对地区生产总值的贡献大幅提高，若地区从资本市场增加1％的筹资，该地区的生产总值将大约增加0.114％，这是对地区经济增长是一个较大的影响。
三、结论和政策建议
本文对我国金融非均衡发展与经济增长的关系进行分析。金融市场的非均衡发展是客观的、自然的、不可避免的运行状态。我国是发展中国家，经济发展水平不高，各地区经济发展程度不同，金融市场发展水平也不同，一些地区金融市场发展水平超过了世界平均水平，一些落后地区的金融市场才刚刚起步，金融市场的非均衡发展存在较为明显。我国金融非均衡发展主要表现：（1）融资渠道以间接融资为主，各地区通过资本市场筹资数量有限；（2）非银行金融业发展滞后，保险业虽然在过去的30年中发展速度很快，但其总体水平仍然偏低；（3）城乡金融发展水平差距较大；（4）地区之间金融发展两极分化。
用1999～2007年我国30个省市、自治区数据进行的实证结果表明： （1）资本投入和劳动力投入对我国各地区的生产总值增长贡献较大； （2）产业结构的优化有利于地区经济增长；（3）资本市场的逐步发展提高了金融运行的效率，地区通过股票市场筹资能较快地促进地区经济发展； （4）由于第一产业生产的相对效率较低，农业贷款余额与地区生产总值呈现出负相关关系。
在当前金融危机的影响下，保增长是各地区的重要目标之一。笔者认为：（1）增加资本投入和劳动力投入依然是有效的途径之一；（2）由于第一产业的产出效率相对较低，但第一产业特别是农业是国民经济发展中的基础和战略部门，为保证我国的农业发展和粮食安全，商业银行的农业贷款必然会缩减，必须由政府加大农业贷款的扶持和支持力度，同时加速产业结构的优化与升级是落后地区加速经济发展的必然选择。（3）实证结果表明，资本市场的发展能优化金融业非均衡的结构，提高金融业的运作效率，应该大力发展资本市场，各地区应鼓励有条件企业上市筹资，带动地区经济的增长。（4）加强各地区之间的金融合作和加大对外开放力度是顺应历史潮流的大趋势。（5）应积极鼓励外资金融机构深入西部市场，我国自身应加大对西部的投入，扩大交通、信息等相关的基础设施建设，改善投资环境。（6）在深受金融危机的影响下，目前我国就业压力大，高层次人才涌向东部沿海地区，西部人才相对匮乏，在协调东西部发展过程中，要积极引进人才，特别是高层次金融人才，为西部经济金融实现跨越式发展提供人才资源。通过实施有差别的宏观调控政策，积极进行金融制度和金融政策的改革与调整，可以缩小非均衡发展的差距，会增强中国各区域防范金融风险的能力，也会促进中国金融体系向着更为稳健和健全的方向发展。
参考文献
[1]丁晓松.我国金融发展与经济增长关系的协整分析[J]. 统计与决策．2005（1）
[2]陈超.我国金融非均衡发展成因及对策分析[J]．金融与经济．1999（11）
[3]胡文国，吴栋.中国经济增长因素的理论与实证分析[J]．清华大学学报．2004（4）
[4]周立，王子明. 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）
[5]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J]．经济研究．1999（12）
[6]周好文，钟永红. 中国金融中介发展与地区经济增长：多变量VAR系统分析[J].金融研究．2004（6）
[7]林毅夫，孙希芳.银行业结构与经济增长[J]．经济研究．2008（9）
[8]曹啸，吴军. 我国金融发展与经济增长关系的格兰杰检验和特征分析[J].财贸经济．2002（5）
[9]王俊.中国经济增长因素的拓展模型及实证分析[J].当代经济．2007（7）
[10]杨晓萍.中国经济增长因素的实证分析[J].内蒙古农业大学学报．2006（3）
【关键词】 非均衡金融；经济增长；金融改革
一、引言
改革开放以来，在中国经济得到迅速发展的同时，金融在经济增长中的作用也越来越重要。由于金融发展存在明显的非均衡性，这种非均衡性在经济增长作用中是否也具有一定的相关性，以及选取金融非均衡发展对经济增长影响的指标，都有待深入研究。对中国各地区金融非发展与经济增长关系的实证研究，特别是把中国的资本市场、货币市场、保险市场等出现的非均衡性与经济增长关系的实证研究，将进一步丰富金融非均衡发展与经济增长的研究成果，为制定相关政策提供新的经验性证据。因此，探讨非均衡状态下金融发展与经济增长关系具有重要的现实意义。
二、金融非均衡发展与经济增长关系的实证分析
（一）计量模型设定与数据说明
1．计量模型设定。经济增长研究中常采用柯布-道格拉斯（C-D）生产函数。C-D生产函数形式简单，可扩展性强。最常见的C-D生产函数形式为：
Y=AK?琢L?茁（1）
本文也选择C-D生产函数，并在C-D生产函数的基础上进行改进，引入金融非均衡的相关指标整合到C-D生产函数中以检验金融非均衡程度与经济增长的关系。具体函数设定如下：
Y=AK?琢L?茁e?酌1*SI+?酌2*XM+?酌3*RL+?酌4*RS+?酌5*DI（2）
其中，Y为经过价格调整的地区GDP，K为经过固定资产价格指数调整的地区固定资产投资额，L为地区的从业人员数，SI为地区的产业结构，这里用第一产业总产值与地区总产值的比率来衡量，XM是地区开放程度指标，采用经过价格调整的进出口总额来衡量。RL是反映地区城乡金融非均衡发展的指标，由于缺乏这方面的数据，本文选择农业贷款余额与整个地区贷款余额的比率来衡量我国城乡金融非均衡发展程度。由于我国是以商业银行为主导的金融体系，间接融资占据了主要地位。我国的国有商业银行大部分贷款都是贷给国有企业，非国有企业较难获得贷款。这种制度可能导致金融体系的效率低下，为反映我国各地区融资渠道的非均衡，用地区资本市场筹资额与地区总筹资额的比率RS是反映地区融资渠道的发展不平衡程度。DI是各地区保险业发展程度指标，这里用保险深度即单位国民生产总值的保险费来衡量。其中e为随机误差项。
对方程（2）两端取自然对数得到计量模型（3）：
InY=InA+?琢InK+?茁*InL+?酌1*SI+?酌2*XM+?酌3*RL+?酌4*RS+?酌5*DI +e（3）
2．数据说明。本文选取我国1999～2007年期间除重庆以外的30个省市、自治区的相关数据，数据来自《新中国55年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和各省市、自治区的统计年鉴及统计公报。部分省市缺少农业贷款余额数据，本文采用线性插值或简单回归的方法估计缺失数据，共270个样本点。各变量的描述性统计量（如表1所示）。
表1变量的描述性统计量表
注： Y、K、XM的单位：亿元；L的单位：万人；其余变量都是比率
（二）实证结果及分析
本文使用普通最小二乘法（OLS）进行混合数据回归，为避免出现异方差， （4）式回归系数的下方报告了异方差稳健的t统计量。回归结果如下：
InY=0.012+0.550K+0.557InL-0.273SI+0.0001XM
（0.146）（16.0） （16.8） （－1.81）（2.34）
-2.421RL+0.077RS+0.869DI （4）
（－10.7） （1.31） （0.98）
（4）式表明，我国各地区的经济增长主要依赖于资本投入和劳动力投入，资本投入（K）和劳动力投入（L）的回归系数几乎没有差别，但劳动投入的产出弹性略高于资本投入的产出弹性。产业结构（SI）的回归系数为－0.273，说明产业结构优化特别是是第一产业总产值降低有利于地区总产值的增长。开放度指标（XM）的回归系数为0.0001，说明开放度提高（这里用进出口总额来衡量）有利于地区总产值的增加，但其系数在经济上非常小，但这并不能说明进出口在地区经济增长中不重要，之所以在经济上不显著，可能与我国大部分中西部地区进出口在国民生产中只占很小的比例有关。农业贷款占比（RL）的回归系数－2.421，说明地区国民生产与农业贷款余额的占比呈负相关，这说明第一产业的产出效率相对于第二、三产业来说低很多，这也说明了当前为何我国商业银行不愿意将贷款发放到第一产业中去。
股票市场筹资占比（RS）的回归系数为0.077，说明地区从股票市场筹集到较多资金会更加有利于地区国民生产总值的增长，由于我国设立资本市场的时间还不长，上市公司尚未建立较好的公司治理机制，通过上市筹集资金仅占企业融资很小的一部分，因此，虽然RS的回归系数在统计上显著，但其值较小。保险深度（DI）的回归系数为0.869，说明地区保险深度较大，由于保险业发挥风险管理和金融中介功能能更有利于促进地区经济增长。
鉴于保险深度（DI）的回归系数在统计上不显著，开放度指标（XM）在经济上不显著，去掉这两个变量后重新回归得到结果如下：
InY=-0.004+0.570K+0.552InL-0.294SI-2.435RL+0.114RS
（－0.048）（16.1） （16.8） （－1.99）（－10.31）（2.01）
R2＝0.936 a.d.R2=0.935（5）
回归方程（5）中，拟合优度R2和调整后的R2值均较高，说明方程整体拟合效果较好。去掉两个变量后，各变量的回归系数在5％的显著性水平下是统计上显著的，在经济上也是显著的，特别是股票市场筹资对地区生产总值的贡献大幅提高，若地区从资本市场增加1％的筹资，该地区的生产总值将大约增加0.114％，这是对地区经济增长是一个较大的影响。
三、结论和政策建议
本文对我国金融非均衡发展与经济增长的关系进行分析。金融市场的非均衡发展是客观的、自然的、不可避免的运行状态。我国是发展中国家，经济发展水平不高，各地区经济发展程度不同，金融市场发展水平也不同，一些地区金融市场发展水平超过了世界平均水平，一些落后地区的金融市场才刚刚起步，金融市场的非均衡发展存在较为明显。我国金融非均衡发展主要表现：（1）融资渠道以间接融资为主，各地区通过资本市场筹资数量有限；（2）非银行金融业发展滞后，保险业虽然在过去的30年中发展速度很快，但其总体水平仍然偏低；（3）城乡金融发展水平差距较大；（4）地区之间金融发展两极分化。
用1999～2007年我国30个省市、自治区数据进行的实证结果表明： （1）资本投入和劳动力投入对我国各地区的生产总值增长贡献较大； （2）产业结构的优化有利于地区经济增长；（3）资本市场的逐步发展提高了金融运行的效率，地区通过股票市场筹资能较快地促进地区经济发展； （4）由于第一产业生产的相对效率较低，农业贷款余额与地区生产总值呈现出负相关关系。
在当前金融危机的影响下，保增长是各地区的重要目标之一。笔者认为：（1）增加资本投入和劳动力投入依然是有效的途径之一；（2）由于第一产业的产出效率相对较低，但第一产业特别是农业是国民经济发展中的基础和战略部门，为保证我国的农业发展和粮食安全，商业银行的农业贷款必然会缩减，必须由政府加大农业贷款的扶持和支持力度，同时加速产业结构的优化与升级是落后地区加速经济发展的必然选择。（3）实证结果表明，资本市场的发展能优化金融业非均衡的结构，提高金融业的运作效率，应该大力发展资本市场，各地区应鼓励有条件企业上市筹资，带动地区经济的增长。（4）加强各地区之间的金融合作和加大对外开放力度是顺应历史潮流的大趋势。（5）应积极鼓励外资金融机构深入西部市场，我国自身应加大对西部的投入，扩大交通、信息等相关的基础设施建设，改善投资环境。（6）在深受金融危机的影响下，目前我国就业压力大，高层次人才涌向东部沿海地区，西部人才相对匮乏，在协调东西部发展过程中，要积极引进人才，特别是高层次金融人才，为西部经济金融实现跨越式发展提供人才资源。通过实施有差别的宏观调控政策，积极进行金融制度和金融政策的改革与调整，可以缩小非均衡发展的差距，会增强中国各区域防范金融风险的能力，也会促进中国金融体系向着更为稳健和健全的方向发展。
参考文献
[1]丁晓松.我国金融发展与经济增长关系的协整分析[J]. 统计与决策．2005（1）
[2]陈超.我国金融非均衡发展成因及对策分析[J]．金融与经济．1999（11）
[3]胡文国，吴栋.中国经济增长因素的理论与实证分析[J]．清华大学学报．2004（4）
[4]周立，王子明. 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）
[5]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J]．经济研究．1999（12）
[6]周好文，钟永红. 中国金融中介发展与地区经济增长：多变量VAR系统分析[J].金融研究．2004（6）
[7]林毅夫，孙希芳.银行业结构与经济增长[J]．经济研究．2008（9）
[8]曹啸，吴军. 我国金融发展与经济增长关系的格兰杰检验和特征分析[J].财贸经济．2002（5）
[9]王俊.中国经济增长因素的拓展模型及实证分析[J].当代经济．2007（7）
[10]杨晓萍.中国经济增长因素的实证分析[J].内蒙古农业大学学报．2006（3）