本科畢業(yè)設(shè)計(jì)-長(zhǎng)江三角洲地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性研究

PAGEPAGEPAGEI摘要金融體系作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潤(rùn)滑劑，其促進(jìn)資本積累，并將資本有效地轉(zhuǎn)化為投資的作用早已成為共識(shí)。本文在借鑒國(guó)內(nèi)外有關(guān)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究成果基礎(chǔ)上，選取長(zhǎng)江三角洲地區(qū)（上海、江蘇、浙江）為研究對(duì)象，對(duì)三地各自金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)性作實(shí)證研究。在此基礎(chǔ)上，深入細(xì)致地分析了金融發(fā)展指標(biāo)（FIR，RR和SV）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度，然后再對(duì)三地的回歸結(jié)果作比較分析。最后，得出實(shí)證分析的結(jié)論，依次在全國(guó)、地區(qū)、各省市三個(gè)層次上，分別提出推進(jìn)金融改革、促進(jìn)金融發(fā)展的政策建議。關(guān)鍵詞：金融發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，相關(guān)性，長(zhǎng)江三角洲PAGEIIAbstractAsthelubeofeconomy,ithasbeenaconsensusthatfinancialsystemcanfacilitatecapitalstimulationandeffectivelyenablethecapitaltobeinvestedindifferentprojects.Onthebasisofdomesticandforeignresearchresultsaboutthecorrelationbetweenfinancialdevelopmentandeconomicgrowth,thisthesischoosesYangtseRiverDeltaasaresearchobject.ThenitmakesademonstrationresearchoffinancialdevelopmentandeconomicgrowthrespectivelyinShanghai,JiangsuandZhejiang.Thus,itanalyseshowmuchcontributiontheindicatorsoffinancialdevelopmentwillmaketoeconomicgrowth.Italsocomparesthedifferentregressionresultsofthethreedistricts.Finally,itdrawstheconclusionofdemonstrationanalysis.Furthermore,inordertopromotefinancialdevelopment,ittriestogivepolicysuggestionsatthreelevelsthatarecountrylevel,zonelevelanddistrictlevel.Keywords：financialdevelopment,economicgrowth,correlation,YangtseRiverDelta目錄TOC\o"1-2"\h\z1問(wèn)題的提出和理論概述 11.1引言 11.2金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論回顧 22國(guó)內(nèi)外有關(guān)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究成果 62.1國(guó)外有關(guān)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究成果 62.2國(guó)內(nèi)有關(guān)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究成果 63長(zhǎng)三角金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀及衡量指標(biāo) 83.1長(zhǎng)江三角洲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展現(xiàn)狀 83.2衡量指標(biāo) 113.3統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù) 124長(zhǎng)江三角洲地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析 174.1二元回歸分析 174.2一元回歸分析 225結(jié)論和政策建議 255.1推進(jìn)我國(guó)利率市場(chǎng)化進(jìn)程 255.2改善長(zhǎng)三角金融生態(tài)環(huán)境 265.3推動(dòng)長(zhǎng)三角金融一體化 275.4針對(duì)各地區(qū)的政策建議 29參考文獻(xiàn) 33致謝 35PAGE351問(wèn)題的提出和理論概述1.1引言 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是人類福利增進(jìn)、社會(huì)發(fā)展和政治穩(wěn)定的前提條件。尋找經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，并采取措施解放生產(chǎn)力，是人們一直探究的問(wèn)題?，F(xiàn)實(shí)中，不同國(guó)家、不同地區(qū)在不同歷史條件下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率呈現(xiàn)出很大不同，為此，人們一直尋找導(dǎo)致這個(gè)差別的原因。大量的理論和實(shí)證研究表明，要素的積累、資源配置、技術(shù)進(jìn)步、宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、教育水平、制度發(fā)展、法律有效性、國(guó)際貿(mào)易，甚至宗教的差異導(dǎo)致了國(guó)家或地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差異。近些年，關(guān)于金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的研究在全球范圍內(nèi)引起廣泛關(guān)注。國(guó)際貨幣基金組織等許多研究機(jī)構(gòu)和各國(guó)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家，利用各種各樣的研究方法，對(duì)多個(gè)國(guó)家和地區(qū)的研究表明：金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度越高，其金融市場(chǎng)發(fā)展水平也就越高。這些研究揭示了如下內(nèi)涵：努力提高金融發(fā)展水平，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；金融發(fā)展滯后，將不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。世界上多個(gè)國(guó)家相繼爆發(fā)的金融危機(jī)進(jìn)一步證實(shí)，不合適的金融發(fā)展，將導(dǎo)致金融危機(jī)，不僅使數(shù)十年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成果毀于一旦，還會(huì)帶來(lái)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)、社會(huì)危機(jī)甚至政治危機(jī)。江蘇、上海和浙江三地同為東部經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，是國(guó)家近年來(lái)重點(diǎn)發(fā)展的地區(qū)之一。從金融發(fā)展角度研究如何促進(jìn)三地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這不僅對(duì)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展十分重要，也對(duì)整個(gè)中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康地發(fā)展有重要意義。國(guó)際上，對(duì)于金融業(yè)的作用和功能，雖然已有大量的理論和實(shí)證研究，但是，這些文獻(xiàn)大都關(guān)注于發(fā)達(dá)國(guó)家和新興市場(chǎng)國(guó)家及轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)的國(guó)別研究，對(duì)于中國(guó)金融發(fā)展的探討較少。國(guó)內(nèi)的經(jīng)濟(jì)學(xué)者們從90年代開(kāi)始，對(duì)我國(guó)整體金融發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行了不少研究，如周業(yè)安、賓國(guó)強(qiáng)、張杰和談儒勇等學(xué)者。他們基本上將整個(gè)中國(guó)金融業(yè)當(dāng)作一個(gè)研究對(duì)象，缺乏對(duì)具體地區(qū)的深入研究。當(dāng)然，在地區(qū)金融發(fā)展研究方面，張軍洲（1995）、殷德生和肖順喜（2000）都以“區(qū)域金融”分析為研究課題，但是張軍洲缺乏對(duì)中國(guó)各地區(qū)金融數(shù)據(jù)的計(jì)算和分析，殷德生等雖收集整理了一些地區(qū)金融發(fā)展的數(shù)據(jù)，但沒(méi)有形成統(tǒng)一的指標(biāo)和可信的衡量方法。周立（2004）研究了中國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系（1978－2000），他收集了大量數(shù)據(jù)，并修正了國(guó)外衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)，首次展示了改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展的狀況，揭示金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑。雖然他的研究已經(jīng)比較詳盡和深入，但是對(duì)于具體地區(qū)的金融發(fā)展?fàn)顩r及其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)大小，他的研究略顯粗糙。所以，本文將力圖從地區(qū)角度對(duì)這個(gè)問(wèn)題進(jìn)行補(bǔ)充。以長(zhǎng)江三角洲三省市為研究對(duì)象，進(jìn)行實(shí)證研究。通過(guò)個(gè)別分析和比較分析，客觀評(píng)價(jià)三地金融發(fā)展?fàn)顩r及其發(fā)揮的功能。在此基礎(chǔ)上，為促進(jìn)長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、健康、持續(xù)發(fā)展，探討加快金融進(jìn)一步發(fā)展的改革方案和政策建議。1.2金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論回顧1.2.1經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是指在一個(gè)較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)一國(guó)總體潛在產(chǎn)出水平的提高。凱恩斯在研究工業(yè)化國(guó)家出現(xiàn)的新問(wèn)題時(shí)，提出了有效需求不足的觀點(diǎn)，主張工業(yè)化社會(huì)的景氣變動(dòng)是由總需求的變動(dòng)而不是產(chǎn)量的變動(dòng)引起的，從而可以通過(guò)擴(kuò)大投資而增加就業(yè)，通過(guò)政府干預(yù)而調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，建立起現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)。在凱恩斯理論的基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)學(xué)家哈羅德從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各種現(xiàn)象中，提煉出國(guó)民收入持續(xù)增加這一現(xiàn)象，并冠以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之名后，經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究大大發(fā)展，形成了獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論。從哈羅德的理論出發(fā)，出現(xiàn)了許多經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，以下將介紹兩個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論：一、新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論。哈羅德第一次用經(jīng)濟(jì)模型的形式來(lái)揭示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制。以后，多馬又對(duì)模型進(jìn)行了改良，建立了著名的“哈羅德－多馬模型”。該模型把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)歸結(jié)為三個(gè)要素：資本增加，勞動(dòng)增加，以及勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，即把這三個(gè)要素作為一國(guó)經(jīng)濟(jì)固有的媒介變量，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制。但是，模型中的實(shí)際增長(zhǎng)率、滿意增長(zhǎng)率和自然增長(zhǎng)率三者難以吻合，“刀刃上的均衡”難以達(dá)到穩(wěn)定的均衡狀態(tài)。而且，在“哈羅德－多馬”模型中，假定資本和勞動(dòng)的需求在生產(chǎn)量中又占固定比例。對(duì)此，1950年以后，以美國(guó)為中心的新古典學(xué)派的學(xué)者提出了異議，他們認(rèn)資本和勞動(dòng)的組合依利息率和工資率的相對(duì)價(jià)格而變化，對(duì)勞動(dòng)和資本的需求，是根據(jù)邊際生產(chǎn)力學(xué)說(shuō)和最優(yōu)化理論推導(dǎo)出來(lái)的。此中，索洛、托賓、斯旺和米德進(jìn)一步發(fā)展了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，形成了新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論。新古典增長(zhǎng)理論是從國(guó)民收入等綜合性概念來(lái)把握經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，把一國(guó)經(jīng)濟(jì)看成國(guó)民收入這一簡(jiǎn)單商品的生產(chǎn)主體，根據(jù)邊際理論，運(yùn)用最優(yōu)化假設(shè)分析資本、勞動(dòng)、技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。二、新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，一些新的因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用進(jìn)一步增強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家更關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的這些因素，如人力資本、技術(shù)進(jìn)步以及制度創(chuàng)新等。英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家?？怂故紫忍岢鰧⒓夹g(shù)進(jìn)步作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)因素進(jìn)行分析。美國(guó)的索洛和肯德里克等人開(kāi)始推算技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。西蒙、庫(kù)茲涅茨對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)諸多新因素進(jìn)行較為綜合的分析。丹尼森也對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素進(jìn)行了測(cè)定和分析，把產(chǎn)量增產(chǎn)率中的各個(gè)因素對(duì)增長(zhǎng)所作的貢獻(xiàn)進(jìn)行分解，并計(jì)算各個(gè)因素的具體比重。80年代中期，羅默和盧卡斯重新掀起了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論研究的熱潮。縱觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，無(wú)論是從理論模型，還是具體的數(shù)量分析，盡管沒(méi)有專門論述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的金融作用，但是實(shí)際上隱含了金融對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。首先，新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論把資本投入作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，而此又建立在儲(chǔ)蓄能有效轉(zhuǎn)化為投資的基礎(chǔ)上。因此，金融因素對(duì)于促進(jìn)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的數(shù)量、質(zhì)量，對(duì)于資本的投入規(guī)模、效率都有重要作用。其次，在新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中，盡管沒(méi)有把金融作為一個(gè)獨(dú)立的因素進(jìn)行分析，但是仍把金融作為制度、技術(shù)進(jìn)步等新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的一個(gè)子因素，隱含在這些因素的作用中。再者，結(jié)合中國(guó)實(shí)際情況，在勞動(dòng)力供給充分的條件下，資本投入無(wú)疑是最重要的因素，這又取決于金融的發(fā)展。因此，金融發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是不容忽視，值得深入研究的。1.2.2金融發(fā)展的內(nèi)涵剖析對(duì)“金融發(fā)展”給以明確定義的學(xué)者也許只有雷蒙德·W·戈德史密斯。他在《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》一書中指出：“金融發(fā)展是指金融結(jié)構(gòu)的變化。因此，研究金融發(fā)展必須以有關(guān)金融結(jié)構(gòu)在短期或長(zhǎng)期內(nèi)變化的信息為基礎(chǔ)?！绷_納德·麥金農(nóng)則更喜歡使用“金融增長(zhǎng)”一詞。他在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣與資本》一書中的許多場(chǎng)合都用金融增長(zhǎng)。通觀全書，他所指的金融增長(zhǎng)有兩層意義。一是指某些微觀的或宏觀的金融變量的增加或增長(zhǎng)。如貨幣增長(zhǎng)、貨幣需求增加、資本積累增加、實(shí)際現(xiàn)金余款增加。二是指某些宏觀金融變量之間的比率增長(zhǎng)變化，這些比率主要有實(shí)際貨幣余額/實(shí)際國(guó)民收入、貨幣或金融資產(chǎn)/名義收入、國(guó)民儲(chǔ)蓄/GNP，M2/GNP，（M2+銀行債務(wù)）/GNP。麥金農(nóng)第二層意義上的金融增長(zhǎng)含義與戈德史密斯的金融發(fā)展定義基本上是一致的。就其內(nèi)涵來(lái)看，都是指的金融結(jié)構(gòu)。此外，與麥金農(nóng)一樣，愛(ài)德華·肖也以另一種語(yǔ)言說(shuō)明了“金融發(fā)展”，這就是用“金融深化”來(lái)表達(dá)“金融發(fā)展”的內(nèi)涵。由此看來(lái)，西方學(xué)者對(duì)金融發(fā)展的理解不盡相同。在筆者看來(lái)，主要原因還在于各自的理論分析體系和分析角度的差異。他們對(duì)于金融發(fā)展分析研究的表述差異不妨礙我們把握金融發(fā)展的本質(zhì)，相反，更有助于我們從一般意義上對(duì)金融發(fā)展的全面理解。我們可以將金融發(fā)展定義為：一國(guó)在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)宏觀金融總量或人均量的持續(xù)增長(zhǎng)，以及金融機(jī)制和金融結(jié)構(gòu)等方面的不斷改善，由此所形成的金融與經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)。這一表述所包含的命題有三個(gè)：A、金融發(fā)展表現(xiàn)為總量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面；B、金融發(fā)展是一個(gè)較長(zhǎng)時(shí)期的持續(xù)過(guò)程；C、金融發(fā)展的歸宿是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)進(jìn)步。1.2.3金融發(fā)展理論概述第一，古典學(xué)派的理論關(guān)于貨幣金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)關(guān)系，早在重商主義時(shí)期就成為經(jīng)濟(jì)學(xué)家探討的課題。重商主義理論認(rèn)為，財(cái)富就是貨幣，貨幣就是財(cái)富，而且經(jīng)過(guò)國(guó)際間的流通（貿(mào)易順差）可以增加一國(guó)的財(cái)富，因而貨幣的增加成為衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的標(biāo)尺。18世紀(jì)中葉，英法古典經(jīng)濟(jì)學(xué)取得重大進(jìn)展，在他們看來(lái)，貨幣本身對(duì)經(jīng)濟(jì)無(wú)任何實(shí)質(zhì)性的影響，但與貨幣聯(lián)系的各種信用活動(dòng)，特別是銀行體系的建立與發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有極大促進(jìn)作用。亞當(dāng)·斯密在其《國(guó)民財(cái)富的性質(zhì)和原因的研究》一書中，充分肯定了銀行券與信用活動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。斯密認(rèn)為，發(fā)行銀行券以代替金銀鑄幣，可以節(jié)約流通費(fèi)用，將其轉(zhuǎn)用于生產(chǎn)，借以增進(jìn)國(guó)民財(cái)富。同時(shí)，斯密也客觀指出了銀行體系在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，“慎重的銀行活動(dòng)，可增進(jìn)一國(guó)產(chǎn)業(yè)。但促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的方法，不在于增加一國(guó)資本，而在于使本無(wú)使用的資本大部分有用，本不生利的資本大部分生利?！薄吧髦氐你y行活動(dòng)，以紙幣代金銀，比喻得過(guò)火一點(diǎn)，簡(jiǎn)直有些像架空為軌，使昔日的大多數(shù)通衢大道化為良好的牧場(chǎng)和稻田，從而大大增加土地和勞動(dòng)的年產(chǎn)物?！毙鼙颂氐睦碚?9世紀(jì)后半葉，隨著銀行在經(jīng)濟(jì)中的地位逐步提高，信用創(chuàng)造的作用也日益為人們所認(rèn)識(shí)和重視。于是，形形色色的信用創(chuàng)造論紛紛被提出，而約瑟夫·熊彼特在其《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》一書中，提出了著名的創(chuàng)新理論和非常信用理論。在這里，熊彼特指出，“經(jīng)濟(jì)發(fā)展是指社會(huì)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中一切改變或替代傳統(tǒng)方式和打破原來(lái)均衡狀態(tài)的內(nèi)部改革。它不再是原有傳統(tǒng)過(guò)程的重復(fù)和繼續(xù)，而是一種跳躍，是對(duì)傳統(tǒng)過(guò)程的替代。”那么是什么因素推動(dòng)著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展？熊彼特認(rèn)為，推動(dòng)發(fā)展的因素包括內(nèi)部因素與外部因素，而其中內(nèi)部因素又起著主導(dǎo)作用，內(nèi)部因素三種表現(xiàn)之一的生產(chǎn)方式變革，被熊彼特稱為創(chuàng)新或創(chuàng)造性反應(yīng)。創(chuàng)新需要投資，投資需要資本，而企業(yè)家資本的主要來(lái)源是銀行信用，不是其它儲(chǔ)蓄或票據(jù)貼現(xiàn)。格利和肖的理論格利和肖認(rèn)為，金融的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)之間有著非常密切的聯(lián)系。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是金融發(fā)展的前提和基礎(chǔ)，而金融的發(fā)展則是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力和手段。依格利和肖之意，實(shí)際產(chǎn)出的增長(zhǎng)能力主要來(lái)自兩個(gè)方面：一是資本存量的規(guī)模；二是資本存量的分配。在初始經(jīng)濟(jì)中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的能力受其金融制度的限制，在只有貨幣沒(méi)有其他金融資產(chǎn)的情況下，儲(chǔ)蓄、資本積累和從儲(chǔ)蓄倒投資的有效配置都受到抑制，這種抑制又滯緩了產(chǎn)出與增長(zhǎng)的速度。也就是說(shuō)，初始經(jīng)濟(jì)對(duì)實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)設(shè)置了嚴(yán)重的金融限制，不成熟的金融制度本身就是經(jīng)濟(jì)進(jìn)步的羈絆。在格利和肖看來(lái)，由于初始的金融制度向較為成熟的金融制度的發(fā)展，首先表現(xiàn)為金融資產(chǎn)的增多，這種增多既包括金融資產(chǎn)種類的增多，又包括金融資產(chǎn)數(shù)量的增多。根據(jù)格利和肖的分析，金融技術(shù)主要有兩種：一種是分配技術(shù)；另一種是中介技術(shù)。這兩方面技術(shù)的創(chuàng)新，都能擴(kuò)大可貸資金的市場(chǎng)廣度，提高資金分配的效率，從而提高儲(chǔ)蓄和投資的水平，最終使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率得以提高。格利和肖的金融發(fā)展理論，較為客觀地指出了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間地辨證關(guān)系，正確地評(píng)價(jià)了金融體系利用其中介和分配技術(shù)，擴(kuò)大了可貸資金的來(lái)源，但其僅從金融體系數(shù)量上影響經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，并未正確指出由于資金價(jià)格的市場(chǎng)決定，會(huì)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率。麥金農(nóng)－肖的金融深化理論麥金農(nóng)《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣和資本》和愛(ài)德華·肖《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的金融深化》的問(wèn)世標(biāo)志著金融發(fā)展理論的形成。其基本觀點(diǎn)是：金融抑制——包括利率和匯率在內(nèi)的金融價(jià)格扭曲以及其他手段——使實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降，并使金融體系的實(shí)際規(guī)模（相對(duì)于非金融量）下降。在所有情況下，這一戰(zhàn)略阻礙了或嚴(yán)重妨礙了發(fā)展過(guò)程。而具有“深化”金融效應(yīng)的新戰(zhàn)略（它還有其他效應(yīng)）——金融自由化戰(zhàn)略——?jiǎng)t總是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。第五，戈德史密斯的金融結(jié)構(gòu)論戈德史密斯的代表作是1969年出版的《金融結(jié)構(gòu)與發(fā)展》。書中，戈德史密斯使用了世界上35個(gè)具有代表性國(guó)家的相關(guān)資料，其中包括發(fā)達(dá)國(guó)家、欠發(fā)達(dá)國(guó)家和社會(huì)主義國(guó)家，而且囊括了上下一個(gè)世紀(jì)，其覆蓋面之廣、分析難度之大，前所未見(jiàn)。而且，戈德史密斯對(duì)金融發(fā)展理論的貢獻(xiàn)是多方面的，他創(chuàng)造性地提出了衡量一國(guó)金融結(jié)構(gòu)與發(fā)展水平的存量和流量指標(biāo)；第一次對(duì)各國(guó)金融發(fā)展的差異進(jìn)行了數(shù)量研究和比較研究；研究并揭示了金融深化的內(nèi)部路徑和規(guī)律；提出了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系問(wèn)題的重要性與研究方向。他通過(guò)比較分析得出了這樣的結(jié)論：世界上只存在一條主要的金融發(fā)展道路，在這條道路上，金融結(jié)構(gòu)的變化呈現(xiàn)出一定的規(guī)律性。盡管不同國(guó)家的起點(diǎn)（起始時(shí)間、發(fā)展速度）各不相同，但它們很少偏離這條道路，只有戰(zhàn)爭(zhēng)和通貨膨脹例外。2國(guó)內(nèi)外有關(guān)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究成果2.1國(guó)外有關(guān)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究成果關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，西方學(xué)者在理論上爭(zhēng)論不休，實(shí)證的結(jié)果更多地支持熊彼特和?？怂沟热说挠^點(diǎn)：即一個(gè)運(yùn)行良好的金融系統(tǒng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)是有促進(jìn)作用的，它使得那些最有機(jī)會(huì)在創(chuàng)新產(chǎn)品和生產(chǎn)過(guò)程中成功的企業(yè)家能得到足夠的資金，進(jìn)行技術(shù)革新和產(chǎn)品生產(chǎn)，使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)得以實(shí)現(xiàn)。在實(shí)證研究方面，戈德史密斯（1969）的研究，具有開(kāi)創(chuàng)性的貢獻(xiàn)，他利用金融中介資產(chǎn)的價(jià)值與GDP的比值來(lái)衡量一國(guó)金融深化的水平。通過(guò)對(duì)35個(gè)國(guó)家1860－1963年金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的跨國(guó)實(shí)證研究，他得出結(jié)論即金融體系規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緊密相關(guān)，這奠定了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證研究的基石。但是，根據(jù)這一研究，還不能確定金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系。艾倫·蓋爾博（Alan.Gelb，1989）為世界銀行作的一項(xiàng)跨國(guó)研究成果表明，他所選的34個(gè)欠發(fā)達(dá)國(guó)家從1965-1985年的回歸結(jié)果證實(shí)了實(shí)際利率、金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)。Levine（1997）則從交易成本的角度對(duì)金融體系的作用做了全新的解釋，他認(rèn)為由于交易成本與信息成本的存在而產(chǎn)生了市場(chǎng)摩擦，金融中介的作用在于消除這些摩擦，起到融通儲(chǔ)蓄、優(yōu)化資本配置等作用。金融發(fā)展（包括金融工具的發(fā)展、金融市場(chǎng)的發(fā)展以及金融制度的發(fā)展）則降低了信息與交易費(fèi)用，進(jìn)而影響到了儲(chǔ)蓄水平、投資決策、技術(shù)創(chuàng)新以及長(zhǎng)期增長(zhǎng)速度。在對(duì)發(fā)展中國(guó)家的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究方面，我們可以回溯到六、七十年代戈德史密斯（1969）、麥金農(nóng)和愛(ài)德華·肖（1973）的研究成果。尤其是麥金農(nóng)和愛(ài)德華·肖提出的“金融抑制”和“金融深化”的理論引起了廣泛的關(guān)注。2.2國(guó)內(nèi)有關(guān)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究成果周業(yè)安（1999）實(shí)證分析了中國(guó)政府的金融抑制政策對(duì)企業(yè)融資能力的影響。結(jié)果表明，信貸市場(chǎng)上的利率管制、價(jià)格和數(shù)量歧視導(dǎo)致了企業(yè)過(guò)度負(fù)債、逆向選擇、尋租等現(xiàn)象，浪費(fèi)了信貸資源；資本市場(chǎng)的行政管制則增加企業(yè)直接融資成本，損害投資者利益，弱化企業(yè)外部治理機(jī)制。兩類市場(chǎng)抑制還直接阻礙了非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。這些結(jié)論基本支持金融抑制論。賓國(guó)強(qiáng)（1999）運(yùn)用Granger檢驗(yàn)方法對(duì)我國(guó)1978－1996年的GDP增長(zhǎng)與實(shí)際利率（RR）、金融深化程度（M2/GDP）的時(shí)間序列進(jìn)行了因果檢驗(yàn)，得出的結(jié)論是實(shí)際利率、金融深化在Granger意義上構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。胡鞍鋼（1999），王紹光等對(duì)中國(guó)通貨緊縮、資本投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的定量研究，使宏觀金融研究與宏觀經(jīng)濟(jì)研究在方法論上得到了很好的結(jié)果。談儒勇（2000）也從實(shí)證上研究了中國(guó)金融中介體發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的實(shí)證關(guān)系、中國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的實(shí)證關(guān)系以及中國(guó)金融中介體發(fā)展和股票市場(chǎng)發(fā)展之間的實(shí)證關(guān)系，結(jié)論是在中國(guó)金融中介體發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有顯著的、很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，這意味著我國(guó)金融中介體的發(fā)展有可能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)也意味著金融中介體的發(fā)展不能滯后于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。韓廷春（2001）在對(duì)中國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有關(guān)研究成果以及國(guó)際經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行歸納與總結(jié)的基礎(chǔ)上，建立了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)計(jì)量模型，運(yùn)用中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，其結(jié)論是：技術(shù)進(jìn)步與制度創(chuàng)新是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最關(guān)鍵因素，金融深化理論與利率市場(chǎng)化改革必須與經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程相適應(yīng)，不能單純追求金融發(fā)展與資本市場(chǎng)的數(shù)量擴(kuò)張，應(yīng)更加重視金融體系的效率與質(zhì)量。孫杰（2002）用一系列相關(guān)指標(biāo)來(lái)描述和量化金融結(jié)構(gòu)、股票市場(chǎng)的發(fā)展、公司融資行為和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得出的結(jié)論是在中國(guó)等發(fā)展中國(guó)家的新興市場(chǎng)上，與銀行體系密切相關(guān)的機(jī)構(gòu)投資者是股票市場(chǎng)發(fā)展的主要力量，但是新興經(jīng)濟(jì)體股票市場(chǎng)的規(guī)模并不是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和公司行為規(guī)范的主要因素，因而金融深化的主張需要進(jìn)行重新的審視。譚艷芝、彭文平（2003）將引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素分為量（儲(chǔ)蓄、投資、資本積累）和質(zhì)（投資效率、TVP）兩類，采用1978年至2001年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析中國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。分析結(jié)果表明，金融發(fā)展對(duì)投資和資本積累的影響顯著為正，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)的因素影響顯著為負(fù)或不顯著。綜合起來(lái)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響不顯著。沈坤榮、張成（2004）使用全國(guó)29個(gè)省市1978年到1998年的數(shù)據(jù)，引入虛擬變量，建立了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與私人部門貸款增長(zhǎng)率的回歸模型。實(shí)證分析認(rèn)為：改革開(kāi)放前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)法得到金融發(fā)展的強(qiáng)有力支持；改革開(kāi)放后，私人部門貸款增長(zhǎng)率開(kāi)始表現(xiàn)出與經(jīng)濟(jì)的相關(guān)性，但呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系；內(nèi)生金融發(fā)展轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力的機(jī)制尚存在障礙。

3長(zhǎng)三角金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)現(xiàn)狀及衡量指標(biāo)3.1長(zhǎng)江三角洲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展現(xiàn)狀3.1.1長(zhǎng)江三角洲概況及經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀第一，長(zhǎng)江三角洲的范圍長(zhǎng)江三角洲地區(qū)是我國(guó)最大的經(jīng)濟(jì)核心區(qū)之一，它位于長(zhǎng)江入海口，自然條件優(yōu)越，區(qū)位優(yōu)勢(shì)明顯，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)良好，科技和文化教育事業(yè)發(fā)達(dá)。區(qū)域內(nèi)共有1個(gè)直轄市——上海，3個(gè)副省級(jí)城市——南京、杭州、寧波，江蘇省的蘇州、無(wú)錫，浙江的湖州、嘉興等16個(gè)城市，土地面積10萬(wàn)平方公里，占全國(guó)的1%；人口7534萬(wàn)人，占全國(guó)的5.9%。第二，長(zhǎng)江三角洲在全國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位長(zhǎng)江三角洲是我國(guó)東部沿海地區(qū)最重要的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易區(qū)域，不僅處于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的核心和龍頭地位，而且在全國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中也具有至關(guān)重要的作用，主要表現(xiàn)在以下3個(gè)方面：（1）經(jīng)濟(jì)總量大，約占全國(guó)的1/4自改革開(kāi)放以來(lái)，在市場(chǎng)力量和國(guó)家政策的雙重作用下，我國(guó)各種經(jīng)濟(jì)要素和生產(chǎn)力布局正在逐步向珠江三角洲和長(zhǎng)江三角洲集聚。從經(jīng)濟(jì)地位的變化來(lái)看，2004年上半年，這一地區(qū)創(chuàng)造了全國(guó)26%的GDP，完成了全國(guó)37%的外貿(mào)出口額，吸引了全國(guó)52%的實(shí)收外資，其經(jīng)濟(jì)總量領(lǐng)先于我國(guó)另兩大城市群—珠江三角洲和京津唐地區(qū)。從發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，在今后一段時(shí)期內(nèi)，這種區(qū)域極化的趨勢(shì)仍有可能得到進(jìn)一步的加強(qiáng)。因此，長(zhǎng)江三角洲地區(qū)在全國(guó)經(jīng)濟(jì)體系中具有支柱性的作用，該地區(qū)的發(fā)展對(duì)于全國(guó)的發(fā)展具有重要意義。（2）增長(zhǎng)速度快，對(duì)全國(guó)的帶動(dòng)作用突出長(zhǎng)江三角洲既是我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源最密集的地區(qū)，也是高新技術(shù)發(fā)展的核心地帶，又是我國(guó)在經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程中率先融入世界經(jīng)濟(jì)的重要區(qū)域。從改革開(kāi)放以來(lái)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長(zhǎng)速度來(lái)看，浙江、江蘇和上海市分別居全國(guó)第三位、第四位和第十九位。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)融入全球化、中國(guó)工業(yè)化進(jìn)程進(jìn)入新階段的雙重背景下，長(zhǎng)三角以及長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶在國(guó)家經(jīng)濟(jì)格局中的地位越來(lái)越重要。2004年長(zhǎng)三角地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在全國(guó)的比重突破20%。2004年長(zhǎng)江三角洲地區(qū)16城市實(shí)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值突破25000億元大關(guān)，達(dá)到28775億元，比2003年增加了4977億元。3.1.2長(zhǎng)江三角洲地區(qū)金融發(fā)展現(xiàn)狀第一，上海市金融發(fā)展現(xiàn)狀上海是我國(guó)近代銀行業(yè)的發(fā)源地，其150多年的金融史是中國(guó)現(xiàn)代金融發(fā)展的縮影。早在20世紀(jì)30年代前后的10年間，上海的金融業(yè)空前發(fā)展，不僅是國(guó)內(nèi)最大的金融中心，也是遠(yuǎn)東的國(guó)際金融中心。自黨的“十四”大報(bào)告提出要在2010年把上?；窘ǔ蓢?guó)際金融中心以來(lái)，上海目前已經(jīng)成為國(guó)內(nèi)最大的同業(yè)拆借市場(chǎng)、外匯交易市場(chǎng)、票據(jù)貼現(xiàn)市場(chǎng)、證券和保險(xiǎn)市場(chǎng)，是國(guó)內(nèi)外資金融機(jī)構(gòu)最集中的地方，其金融人才和技術(shù)優(yōu)勢(shì)（包括信息技術(shù)）在國(guó)內(nèi)處于領(lǐng)先地位。同時(shí)，上海的住房抵押市場(chǎng)、商品期貨市場(chǎng)、白銀市場(chǎng)（甚至黃金市場(chǎng)）等也已經(jīng)成為全國(guó)最規(guī)范的交易中心。（1）金融運(yùn)行概況：2004年實(shí)現(xiàn)金融業(yè)增加值741.68億元，比上年增長(zhǎng)13.7%。全市中外資金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款余額19994.05億元，當(dāng)年新增2648.68億元。全市城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款余額6960.99億元，當(dāng)年新增906.03億元。個(gè)人消費(fèi)貸款余額2672.65億元，當(dāng)年新增751.41億元，其中住房按揭貸款余額2445.53億元，當(dāng)年新增728.09億元；汽車消費(fèi)貸款余額79.28億元，當(dāng)年減少5.4億元。全年金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金收入19969.87億元，現(xiàn)金支出20358.79億元。（2）金融資源進(jìn)一步積聚，基本形成銀行和非銀行、中資和外資金融機(jī)構(gòu)共同發(fā)展的格局。除中資金融機(jī)構(gòu)有2907家外，在滬經(jīng)營(yíng)性外資金融機(jī)構(gòu)已達(dá)113家，其中外資銀行及財(cái)務(wù)公司75家（含15家同城支行），保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)23家，證券機(jī)構(gòu)15家。在滬經(jīng)營(yíng)的75家外資銀行及財(cái)務(wù)公司資產(chǎn)總計(jì)達(dá)384.8億美元，其中獲準(zhǔn)經(jīng)營(yíng)人民幣業(yè)務(wù)的有55家，人民幣資產(chǎn)總額達(dá)770.9億元。有25家在滬外資銀行被其總行確定為中國(guó)境內(nèi)業(yè)務(wù)的主報(bào)告行。年內(nèi)營(yíng)業(yè)性外資金融機(jī)構(gòu)新增4家同城支行、12家外資金融機(jī)構(gòu)代表處。至年末在滬經(jīng)營(yíng)性外資金融機(jī)構(gòu)實(shí)到資本金（營(yíng)運(yùn)資金）28.61億美元，年內(nèi)新增3.61億美元，其中銀行及財(cái)務(wù)公司實(shí)到資本金20.89億美元，年內(nèi)新增2.37億美元；保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)實(shí)到資本金4.1億美元，新增0.9億美元；證券機(jī)構(gòu)實(shí)到資本金3.62億美元，新增0.34億美元。積。銀行信用卡累計(jì)發(fā)放4932.98萬(wàn)張，全年交易額1706億元，比上年增長(zhǎng)8.7%，其中持卡消費(fèi)1151億元，增長(zhǎng)77.4%。（3）金融市場(chǎng)在規(guī)范中平穩(wěn)運(yùn)行，全年上海證券交易所各類證券成交額7.67萬(wàn)億元，比上年下降7.3%，其中股票成交額2.65萬(wàn)億元，比上年增長(zhǎng)27.1%；債券成交額4.97萬(wàn)億元，比上年下降19.3%；基金成交額249.1億元，下降31.2%。證券品種不斷增加，至年末上市證券數(shù)996只，比上年增加82只，其中股票881只，增加57只。中國(guó)外匯交易中心全年外匯成交額2090.41億美元，比上年增長(zhǎng)38.3%。期貨市場(chǎng)交易增勢(shì)強(qiáng)勁，全年成交量達(dá)8115.47萬(wàn)手，比上年增長(zhǎng)1.2%；成交金額8.43萬(wàn)億元，增長(zhǎng)39.3%。黃金市場(chǎng)交易活躍，全年成交黃金665.3噸，比上年增長(zhǎng)41.35%，成交金額730.97億元，增長(zhǎng)59.17%；成交鉑金27.78噸，成交金額64.25億元。保險(xiǎn)事業(yè)快速發(fā)展，全年保費(fèi)收入307.11億元，比上年增長(zhǎng)5.9%。至年末全市有各類保險(xiǎn)公司55家，比上年增加14家；保險(xiǎn)中介機(jī)構(gòu)110家，增加49家。江蘇省金融發(fā)展現(xiàn)狀江蘇省的金融業(yè)雖然不如上海發(fā)達(dá)，發(fā)展歷史比較短。但是，江蘇作為我國(guó)東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，其金融業(yè)的發(fā)展速度以及發(fā)展前景不容小覷。（1）金融運(yùn)行概況：2004年末江蘇轄內(nèi)金融機(jī)構(gòu)本外幣各項(xiàng)存款余額比年初增加2850.13億元，比上年少增658.5億元。年末江蘇轄內(nèi)金融機(jī)構(gòu)本外幣各項(xiàng)貸款余額比年初增加2367.24億元，比上年少增993.84億元。從貸款期限結(jié)構(gòu)看，短期貸款比重持續(xù)下降，中長(zhǎng)期貸款比重持續(xù)上升，金融機(jī)構(gòu)資金使用呈長(zhǎng)期化趨勢(shì)。短期貸款和中長(zhǎng)期貸款新增額占人民幣各項(xiàng)貸款新增額的比重分別為29.05%和58.72%。全年金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金收入46291.68億元，現(xiàn)金支出46673.62億元。（2）證券市場(chǎng)。2004年全省境內(nèi)市場(chǎng)通過(guò)股票發(fā)行共籌集資金22.25億元。其中，首次發(fā)行上市籌集資金16.44億元；配股籌集資金2.87億元；增發(fā)籌集資金2.94億元。全年又有2家企業(yè)在香港創(chuàng)業(yè)板上市，籌資14750萬(wàn)港元。至年末全省在境內(nèi)市場(chǎng)共有上市公司87家，累計(jì)通過(guò)股票發(fā)行籌集資金522.51億元。（3）保險(xiǎn)業(yè)呈恢復(fù)性增長(zhǎng)，人身險(xiǎn)在發(fā)展中穩(wěn)步調(diào)整。2004年全省保費(fèi)收入418.95億元，比上年同期增長(zhǎng)9.41%。其中，前三季度比上年同期分別增長(zhǎng)12.74%、1.55%、19.95%，具明顯恢復(fù)性增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)較快增長(zhǎng)，人身險(xiǎn)在發(fā)展中穩(wěn)步調(diào)整。全年財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)保費(fèi)收入84.52億元，比上年同期增長(zhǎng)37.03%；人身險(xiǎn)保費(fèi)收入334.43億元，比上年同期增長(zhǎng)4.11%。全年財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)理賠支出44.16億元，比上年同期增長(zhǎng)20.50%；人身險(xiǎn)理賠及給付69.04億元，比上年同期增長(zhǎng)59.52%。浙江省金融發(fā)展現(xiàn)狀縱觀中國(guó)金融歷史，南有浙江錢莊，北有山西票號(hào)。長(zhǎng)久以來(lái)，浙江省一直是金融業(yè)，尤其是地方金融業(yè)十分發(fā)達(dá)的省份。四大國(guó)有商業(yè)銀行在浙江皆有不凡業(yè)績(jī)，而且，全國(guó)十大股份制商業(yè)銀行如交通銀行、上海浦東發(fā)展銀行、中信實(shí)業(yè)銀行、華夏銀行等紛紛落戶杭州。同時(shí)浙江的民間金融（由民營(yíng)金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)或個(gè)人提供各種金融服務(wù)）生命力非常頑強(qiáng)，在全國(guó)極具代表性。民間金融不僅為私營(yíng)企業(yè)融資提供了一條重要的渠道，而且民間金融在特定時(shí)期對(duì)國(guó)有企業(yè)的資金需求也提供了幫助，在一定程度上對(duì)維持國(guó)有企業(yè)的運(yùn)作與發(fā)展起到了積極作用。（1）金融運(yùn)行概況：2004年末浙江省金融機(jī)構(gòu)本外幣各項(xiàng)存款余額增長(zhǎng)15.8%，增速比上年回落13.8個(gè)百分點(diǎn)，全年新增2446.23億元，比上年少增1073.72億元。貸款增長(zhǎng)波動(dòng)明顯，信貸結(jié)構(gòu)繼續(xù)優(yōu)化。2004年末浙江省本外幣各項(xiàng)貸款余額比上年增長(zhǎng)20.8%，增速回落20.5個(gè)百分點(diǎn)。其中：中長(zhǎng)期貸款新增1208.67億元，比上年少增400.02億元；短期貸款（包括票據(jù)融資）新增979.66億元，比上年少增938.72億元。全年金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金收支總量快速增長(zhǎng)，累計(jì)現(xiàn)金收入63773.82億元，比上年同期增長(zhǎng)27.8%，累計(jì)現(xiàn)金支出64177億元，比上年同期增長(zhǎng)27.6%；現(xiàn)金凈投放比上年多19.72億元。（2）浙江省作為全國(guó)農(nóng)村信用社改革的8個(gè)試點(diǎn)省份之一，2004年試點(diǎn)工作在各項(xiàng)政策的推動(dòng)和各方力量的支持下進(jìn)展有序。年末全省81家農(nóng)村信用社已有78家完成了增資擴(kuò)股工作，全年新增資本凈額56.71億元，增幅312.8%，資本充足率從2002年底的3.22%上升到10.54%；全省擬組建農(nóng)村合作銀行的25家農(nóng)村信用聯(lián)社中，有6家已獲準(zhǔn)開(kāi)業(yè)，18家獲準(zhǔn)籌建；擬組建縣聯(lián)社統(tǒng)一法人的42家農(nóng)村信用聯(lián)社中，有6家已獲準(zhǔn)開(kāi)業(yè)，35家獲準(zhǔn)籌建；13家兩級(jí)法人農(nóng)村信用聯(lián)社的規(guī)范工作順利開(kāi)展。（3）證券保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r：2004年末浙江省共有證券公司6家，證券營(yíng)業(yè)部186家，證券投資咨詢機(jī)構(gòu)14家，證券服務(wù)部84家，全年所有證券營(yíng)業(yè)部共完成交易額6322.7億元，比上年增長(zhǎng)38.1%。共有期貨經(jīng)紀(jì)公司13家，期貨營(yíng)業(yè)部39家，代理期貨交易2.3萬(wàn)億元，比上年增長(zhǎng)64%。全年全省共有20家公司公開(kāi)發(fā)行了新股，其中境內(nèi)首次公開(kāi)發(fā)行18家，為上年的2.6倍，占全國(guó)新增上市公司總數(shù)的1/6。股票發(fā)行共募集資金凈額58.8億元，比上年同期凈增長(zhǎng)47%，其中2004年6月深圳證交所中小企業(yè)板啟動(dòng)后，至年末已有12家浙江中小企業(yè)在該板上市，融資總額28.44億元，公司數(shù)量和籌資總額均占全國(guó)近1/3。至2004年末全省共有保險(xiǎn)公司省級(jí)分公司21家，其中財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)公司13家，人壽險(xiǎn)公司8家。全省實(shí)現(xiàn)保費(fèi)收入291.03億元，比上年增長(zhǎng)11.8%。3.2衡量指標(biāo)第一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量指標(biāo)目前，國(guó)內(nèi)外衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最常用的指標(biāo)是GDP增長(zhǎng)率。在本文的分析中，采用“名義人均GDP”來(lái)衡量各地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，這里用符號(hào)PGDP表示。需要說(shuō)明的是：（1）采用當(dāng)年名義GDP的絕對(duì)值，而不采用相對(duì)增長(zhǎng)率，是為了更直觀地體現(xiàn)當(dāng)年金融發(fā)展對(duì)當(dāng)年總體經(jīng)濟(jì)水平的貢獻(xiàn)力度；（2）采用人均GDP（PGDP）是為了便于剔除地區(qū)間人口因素的干擾，有利于比較各地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況。金融發(fā)展衡量指標(biāo)對(duì)于用什么指標(biāo)來(lái)衡量金融發(fā)展更為合適，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們的看法比較一致。本文借鑒前人的經(jīng)驗(yàn)，結(jié)合具體數(shù)據(jù)的可獲得性，決定采用以下指標(biāo)來(lái)衡量金融發(fā)展水平：（1）金融相關(guān)率（FinancialInterelationsRatio，F(xiàn)IR），這是戈德史密斯提出的衡量一國(guó)金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展水平的存量和流量指標(biāo)。FIR指某時(shí)點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額（含重復(fù)計(jì)算部分）與國(guó)民財(cái)富（實(shí)物資產(chǎn)總額加上對(duì)外凈資產(chǎn)）之比。通常簡(jiǎn)化為金融資產(chǎn)總量與GDP之比。麥金農(nóng)（1973）則重點(diǎn)研究了發(fā)展中國(guó)家的金融抑制與金融深化問(wèn)題。他在衡量一國(guó)的金融發(fā)展水平時(shí)，主要使用了貨幣存量（M2）與GDP的比率作為衡量其經(jīng)濟(jì)貨幣化的尺度。國(guó)際上通常采用戈氏和麥?zhǔn)线@兩種指標(biāo)來(lái)衡量一國(guó)的金融發(fā)展水平，但是顯而易見(jiàn)地，這兩種指標(biāo)都是從整體上去衡量一國(guó)的金融發(fā)展程度的。在分析中國(guó)長(zhǎng)三角地區(qū)金融發(fā)展差距時(shí)，由于缺乏各地區(qū)金融資產(chǎn)和M2的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，無(wú)法直接使用戈氏和麥?zhǔn)线@兩種指標(biāo)，而只能向國(guó)內(nèi)一些學(xué)者那樣，利用金融機(jī)構(gòu)的存貸款的數(shù)據(jù)作為金融資產(chǎn)的一個(gè)窄的衡量指標(biāo)，來(lái)對(duì)上海、江蘇、浙江的金融發(fā)展水平進(jìn)行比較。這樣，我們就可以將金融相關(guān)比率（FIR）定義為：FIR=（Dt+Lt）GDP（3-1）其中，Dt代表全部金融機(jī)構(gòu)存款余額（Deposits），Lt代表全部金融機(jī)構(gòu)貸款余額（Loans）。（2）實(shí)際利率（RR），這是麥金農(nóng)在分析金融深化時(shí)提出的指標(biāo)，RR=d－p（d為存款利率，p是通貨膨脹率，用CPI指數(shù)來(lái)衡量），由于中央銀行實(shí)行統(tǒng)一的利率管制和利率的非市場(chǎng)化，實(shí)際利率的差異就只能反映在各地通貨膨脹率的差異上，這有可能使得反映各地真實(shí)資本供求所決定的真實(shí)利率在數(shù)據(jù)上得不到很好的體現(xiàn)。（3）股票市場(chǎng)融資額（SV），在深化金融體制改革和國(guó)有企業(yè)股份制改造的進(jìn)程中，通過(guò)改制上市融資、資產(chǎn)重組、降低資產(chǎn)負(fù)債比率己經(jīng)成為促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)換機(jī)制、發(fā)展資本市場(chǎng)、帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一條非常重要的途徑，這是一個(gè)衡量長(zhǎng)三角三省市金融發(fā)展程度的較好的指標(biāo)，但是因該指標(biāo)易受股票市場(chǎng)景氣的影響，存在較大的波動(dòng)。3.3統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表1我國(guó)1990年前金融機(jī)構(gòu)法定存款利率（一年期）（%）年份197819791980198119821983存款利率1.053.965.45.45.765.76年份198419851986198719881989存款利率5.766.847.27.28.6411.34數(shù)據(jù)來(lái)源：周立《中國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（1978－2000）》表6－12表2我國(guó)1990年后金融機(jī)構(gòu)法定存款利率（一年期）（%）調(diào)整時(shí)間1990.04.151990.08.211991.04.211993.05.151993.07.111996.05.011996.08.23存款利率10.088.647.569.1810.989.187.47調(diào)整時(shí)間1997.10.231998.03.251998.07.011998.12.071999.06.102002.02.212004.10.29存款利率5.675.224.773.782.251.982.25數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)人民銀行網(wǎng)站表3我國(guó)1990年后加權(quán)平均后的金融機(jī)構(gòu)法定存款利率（一年期）（%）年份19901991199219931994199519961997利率10.447.987.569.4410.9810.989.177.12年份1998199920002001200220032004利率5.032.922.252.252.021.982.03注：上表中的利率是在表2的基礎(chǔ)上加權(quán)平均而得，例如：1991年的利率=8.64*110/365+7.56*255/365=7.98表4上海市1978－2004經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù) 指標(biāo)年份PGDP（元）SV（億元）CPIp（%）Dt（億元）Lt（億元）GDP（億元）19782498100.50.5242.93153.37272.8119792568100.90.9267.92165.16286.4319802738105.95.9130.65207.92311.8919812813101.41.4158.98223.01324.7619822877100.30.3184.72228.82333.0719832963100.20.2204.23240.92351.8119843259102.22.2236.94250.02390.8519853855115.215.2278.43333.15466.7519864008106.36.3253.05474.18490.8319874396108.18.1447.03597.33545.4619885161120.120.1462.32608.34648.3019895489115.915.9527.34744.97696.54199059100.35106.36.3746.14964.76756.45199169551.64110.510.5954.061166.78893.771992865284.01110.010.01320.991458.321114.32199311700131.12120.220.21837.891841.701511.61199415204131.12123.923.92796.582323.301971.92199518943131.12118.718.73783.512822.712462.57199622275146.98109.29.24822.993457.782902.20199725750190.14102.82.86207.474165.813360.21199828240237.38100.00.06347.364824.833688.20199930805284.05101.51.57141.195475.754034.96200034547392.66102.52.57836.266150.434551.15200137382416.79100.00.09681.337477.644950.84200240646445.46100.50.512325.869366.375408.76200346718463.06100.10.115576.8511520.306250.81200455307469.60102.22.218118.5412849.897450.27表5江蘇省1978－2004經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù) 指標(biāo)年份PGDP（元）SV（億元）CPIp（%）Dt（億元）Lt（億元）GDP（億元）1978430100.10.159.87112.75249.241979509101.01.076.86126.41298.551980541105.65.695.81159.25319.801981586101.51.5122.20191.43350.021982645100.90.9140.91212.86390.171983716100.40.4160.71228.76437.651984843103.03.0194.12303.02518.8519851053109.59.5218.39354.89651.8219861193107.17.1311.49482.01744.9419871462109.29.2365.40571.68922.3319881891121.921.9515.35742.101208.8519892038117.117.1640.84835.561321.8519902103103.23.2860.341013.501416.5019912347104.94.91136.511230.491601.3819923097106.66.61422.601480.802136.02199343088.0118.218.21797.331777.802998.161994578533.29123.223.22481.102218.154057.391995729919.93115.815.83500.492875.395155.251996844729.13109.39.34649.493574.856004.211997934483.14101.71.75623.684454.566680.3419981002145.8499.4-0.66578.805063.577199.9519991066548.2998.7-1.37470.435535.157697.8220001177388.63100.10.17462.495614.118582.7320011292242.74100.80.89261.826469.089511.9120021439153.8099.2-0.811881.198234.5810631.7520031680948.66101.01.015378.4911299.5512460.8320042070522.22104.14.118211.0213480.9815403.16表6浙江省1978－2004經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù) 指標(biāo)年份PGDP（元）CPIp（%）Dt（億元）Lt（億元）GDP（億元）1978331100.10.135.7948.9123.721979417102.12.144.9254.91157.641980470108.08.060.7473.30179.681981530101.51.574.2685.85204.451982597100.90.988.2097.88233.411983648102.02.0108.14109.42256.231984807103.03.0143.17161.39322.0719851063114.814.8185.66210.81427.5019861231106.26.2252.57295.71500.0619871470108.88.8307.97365.87603.7119881842121.521.5354.26433.41765.7619892009118.218.2441.13505.48843.7219902122102.12.1606.01618.14897.9919912540103.53.5789.64749.931081.7519923187107.57.51036.72972.091365.0619934431119.819.81316.531247.761909.4919946149124.824.81910.981627.842666.8619958074116.616.62623.602103.653524.7919969455107.97.93400.192584.094146.06199710515102.82.84297.073273.734638.2419981124799.7-0.35264.213897.124987.5019991203798.8-1.26273.154650.505364.89200013309101.01.07299.575423.526036.3420011465599.8-0.28823.126482.226748.1520021683899.1-0.911242.848612.817796.00200320147101.91.914758.1512014.289395.00200423924103.93.917236.6214350.7511243.00數(shù)據(jù)來(lái)源：表4、表5、表6的數(shù)據(jù)都來(lái)自于《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。需要說(shuō)明的是，由于無(wú)法找到浙江省1978－1983的CPI數(shù)據(jù)，這里用該省的商品零售價(jià)格指數(shù)（RPI）近似代替。表7滬、蘇、浙1978－2004年歷年實(shí)際利率（RR）和金融相關(guān)率（FIR）實(shí)際利率（RR）金融相關(guān)率（FIR）上海江蘇浙江上海江蘇浙江19780.550.950.951.450.690.6819793.062.961.861.510.680.631980-0.50-0.20-2.601.090.800.7519814.003.903.901.180.900.7819825.464.864.861.240.910.8019835.565.363.761.270.890.8519843.562.762.761.250.960.951985-8.36-2.66-7.961.310.880.9319860.900.101.001.481.071.101987-0.90-2.00-1.601.911.021.121988-11.46-13.26-12.861.651.041.031989-4.56-5.76-6.861.831.121.1219904.147.248.342.261.321.361991-2.523.084.482.371.481.421992-2.440.960.062.491.361.471993-10.76-8.76-10.362.431.191.341994-12.92-12.22-13.822.601.161.331995-7.72-4.82-5.622.681.241.341996-0.03-0.131.272.851.371.4419974.325.424.323.091.511.6319985.035.635.333.031.621.8419991.424.224.123.131.692.042000-0.701.700.803.071.522.1120011.801.002.003.471.652.2720021.122.422.524.011.892.5520031.480.58-0.324.332.142.852004-0.58-2.48-2.284.162.062.81注：實(shí)際利率（RR）＝d－p（d為法定存款利率，p為通貨膨脹率），1999年11月1日起對(duì)居民存款利息所得征收20%的利息稅，所以2000－2004年的加權(quán)平均的實(shí)際存款利率是經(jīng)過(guò)利息稅調(diào)整后計(jì)算出來(lái)的，例如：上海2000年的實(shí)際利率＝2.25*（1－20%）－2.5＝－0.70；金融相關(guān)比率（FIR）＝（Dt＋Lt）/GDP，Dt，Lt，GDP，p的數(shù)據(jù)見(jiàn)表4、表5和表6，d的數(shù)據(jù)見(jiàn)表1和表3。4長(zhǎng)江三角洲地區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析本章是全文的重點(diǎn)，筆者將利用第三章中的各項(xiàng)衡量金融發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)指標(biāo)及其在1978－2004年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)長(zhǎng)江三角洲三省市金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性分別進(jìn)行實(shí)證分析。由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)在時(shí)間跨度上不一致，例如：指標(biāo)PGDP，RR和FIR的時(shí)間區(qū)間均為1997－2004年，而指標(biāo)SV的時(shí)間跨度較?。ㄟ@是由于我國(guó)股票市場(chǎng)起步較晚）。因此，在本章的實(shí)證分析中，首先采用二元回歸分析模型，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)PGDP的對(duì)數(shù)為因變量，以實(shí)際利率（RR）和金融相關(guān)率（FIR）為自變量，然后采用一元回歸分析模型，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（PGDP）的對(duì)數(shù)為因變量，以股票市場(chǎng)融資額（SV）的對(duì)數(shù)為自變量，分別進(jìn)行回歸分析。4.1二元回歸分析二元回歸模型：LnPGDP=+FIR+RR（4-1）其中：LnPGDP為人均GDP（PGDP）的對(duì)數(shù)，為常數(shù)項(xiàng)，、為線性回歸系數(shù)。以下根據(jù)這個(gè)模型，分別對(duì)上海、江蘇、浙江三地的具體數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，研究區(qū)間為1978－2004年，回歸方式為“逐步回歸（Stepwise）”，回歸結(jié)果如下：（一）上海市表4.1ModelSummaryModelRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimate1.965（a）.930.928.28880aPredictors：（Constant），F(xiàn)IR表4.2ANOVA（b）ModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig.1Regression27.895127.895334.446.000（a）Residual2.08525.083Total29.98026aPredictors：（Constant），F(xiàn)IRbDependentVariable：LnPGDP表4.3Coefficients（a）ModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig.BStd.ErrorBeta1Constant6.667.14745.382.000FIR1.063.058.96518.288.000aDependentVariable：LnPGDP表4.4ExcludedVariables（b）ModelBetaIntSig.PartialCorrelationCollinearityStatisticsTolerance1RR-.059（a）-1.122.273-.2231.000aPredictorsintheModel：（Constant），F(xiàn)IRbDependentVariable：LnPGDP上面4張表是采用SPSS軟件而得到的上海市的回歸結(jié)果。采用逐步回歸，即逐步將FIR和RR引入回歸模型。表4.1顯示了可決系數(shù)（RSquare）為0.930，接近1，這說(shuō)明回歸直線的擬合度較好。表4.2顯示了模型1的方差分析結(jié)果，P值<0.01，高度顯著，這說(shuō)明所用模型有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。表4.3顯示了回歸系數(shù)（coefficients），從表中可知：只有金融相關(guān)率（FIR）進(jìn)入回歸模型，它的T檢驗(yàn)的值為18.288，P值<0.01，通過(guò)了檢驗(yàn)。但是實(shí)際利率（RR）沒(méi)有進(jìn)入回歸模型，表4.4給出了剔除變量RR的原因：RR在T檢驗(yàn)中的P值為0.273>0.1，沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。最后，我們可以從表4.3中得到最終回歸結(jié)果：LnPGDP=6.667+1.063FIR（4-2）（二）江蘇省表4.5ModelSummaryModelRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimate1.917（a）.841.834.514092.939（b）.881.872.45272aPredictors：（Constant），F(xiàn)IRbPredictors：（Constant），F(xiàn)IR，RR表4.6ANOVA（c）ModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig.1Regression34.897134.897132.039.000（a）Residual6.60725.264Total41.504262Regression36.585218.29389.251.000（b）Residual4.91924.205Total41.50426aPredictors：（Constant），F(xiàn)IRbPredictors：（Constant），F(xiàn)IR，RRcDependentVariable：LnPGDP表4.7Coefficients（a）ModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig.BStd.ErrorBeta1Constant4.309.33412.897.000FIR2.898.252.91711.491.0002Constant4.216.29614.245.000FIR2.973.224.94113.293.000RR-.049.017-.203-2.870.008aDependentVariable：LnPGDP表4.8ExcludedVariables（b）ModelBetaIntSig.PartialCorrelationCollinearityStatisticsTolerance1RR-.203（a）-2.870.008-.505.987aPredictorsintheModel：（Constant），F(xiàn)IRbDependentVariable：LnPGDP上面4張表是采用SPSS軟件而得的江蘇省的回歸結(jié)果。采用的是逐步回歸，即逐步將FIR和RR引入回歸模型。表4.5顯示的模型1和模型2的可決系數(shù)（RSquare）均接近1，這說(shuō)明兩條回歸直線的擬合度均較好。表4.6顯示了模型1和模型2的方差分析結(jié)果，P值均小于0.01，高度顯著，這說(shuō)明兩個(gè)模型均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。表4.7顯示了兩個(gè)模型的回歸系數(shù)（coefficients），這里，我們關(guān)注模型2的回歸結(jié)果?？梢?jiàn)，F(xiàn)IR的P值和RR的P值都小于0.01，通過(guò)了T檢驗(yàn)，進(jìn)入了回歸模型。但是，F(xiàn)IR的P值比RR的P值要小，這說(shuō)明FIR的顯著性更高。最后，我們可以從表4.7中得到最終回歸結(jié)果：LnPGDP=4.216+2.973FIR－0.049RR（4-3）（三）浙江省表4.9ModelSummaryModelRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimate1.912（a）.832.826.571762.924（b）.853.841.54581aPredictors：（Constant），F(xiàn)IRbPredictors：（Constant），F(xiàn)IR，RR表4.10ANOVA（c）ModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig.1Regression40.544140.544124.022.000（a）Residual8.17325.327Total48.716262Regression41.566220.78369.765.000（b）Residual7.15024.298Total48.71626aPredictors：（Constant），F(xiàn)IRbPredictors：（Constant），F(xiàn)IR，RRcDependentVariable：LnPGDP表4.11Coefficients（a）ModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig.1（Constant）BStd.ErrorBeta19.164.0001（Constant）5.222.27219.164.000FIR1.945.175.91211.137.0002（Constant）5.155.26319.628.000FIR1.981.168.92911.802.000RR-.035.019-.146-1.853.076aDependentVariable：LnPGDP表4.12ExcludedVariables（b）ModelBetaIntSig.PartialCorrelationCollinearityStatisticsTolerance1RR-.146（a）-1.853.076-.354.987aPredictorsintheModel：（Constant），F(xiàn)IRbDependentVariable：LnPGDP上面4張表是采用SPSS軟件而得的浙江省的回歸結(jié)果。采用的是逐步回歸，即逐步將FIR和RR引入回歸模型。浙江省的回歸結(jié)果和江蘇省的回歸結(jié)果較相似。表4.9顯示的模型1和模型2的可決系數(shù)（RSquare）均接近1，這說(shuō)明兩條回歸直線的擬合度均較好。表4.10顯示了模型1和模型2的方差分析結(jié)果，P值均小于0.01，高度顯著，這說(shuō)明兩個(gè)模型均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。表4.11顯示了兩個(gè)模型的回歸系數(shù)（coefficients），這里，我們關(guān)注模型2的回歸結(jié)果?？梢?jiàn)，F(xiàn)IR的P值和RR的P值都小于0.01，通過(guò)了T檢驗(yàn)，進(jìn)入了回歸模型。但是，F(xiàn)IR的P值比RR的P值要小，這說(shuō)明FIR的顯著性更高。最后，我們可以從表4.11中得到最終回歸結(jié)果：LnPGDP=5.155+1.981FIR－0.35RR（4-4）分別得出滬、蘇、浙三地回歸結(jié)果后，有必要對(duì)三地回歸結(jié)果做一下比較分析。首先，分析三地回歸結(jié)果的共性。（1）通過(guò)觀察T檢驗(yàn)的P值（見(jiàn)表4.3、表4.4、表4.7、表4.11），可以發(fā)現(xiàn)三地金融相關(guān)率（FIR）的顯著性明顯高于各自的實(shí)際利率（RR）的顯著性，并且，在各地的回歸方程中，F(xiàn)IR的回歸系數(shù)絕對(duì)值遠(yuǎn)大于RR的回歸系數(shù)絕對(duì)值（上海市的回歸方程中無(wú)RR，可以認(rèn)為RR的系數(shù)絕對(duì)值為0），這都充分證實(shí)了FIR對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大，而RR對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在相對(duì)較弱，即RR每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)對(duì)人均GDP（PGDP）的影響很小。究其原因，筆者認(rèn)為這是我國(guó)長(zhǎng)期采用官方利率的結(jié)果。利率非市場(chǎng)化，由中央銀行實(shí)行統(tǒng)一的利率管制，實(shí)際利率的差異就只能反映在各地的通貨膨脹率的差異上。事實(shí)上，實(shí)際利率的水平無(wú)法真實(shí)地反應(yīng)各地資金供求狀況，甚至往往嚴(yán)重偏離資金供求的均衡利率，這必然會(huì)影響統(tǒng)計(jì)結(jié)果的有效性。（2）在三個(gè)回歸方程中，可以看到FIR的系數(shù)為正，這表明FIR與LnPGDP正相關(guān)，從而與PGDP正相關(guān)，這意味著：在其他條件不變的情況下，提高金融相關(guān)比率，有利于增加人均GDP。然而，江蘇、浙江兩省的回歸方程顯示，RR的系數(shù)為負(fù)，RR與LnPGDP負(fù)相關(guān)，也就是說(shuō)：在其他條件不變的情況下，降低實(shí)際利率水平，有利于增加人均GDP。第二，三地回歸結(jié)果的差異。（1）FIR對(duì)LnPGDP的影響大小不同。上海的回歸方程中，F(xiàn)IR的系數(shù)為1.063，江蘇的FIR系數(shù)為2.973，浙江的FIR系數(shù)為1.981，相比之下，上海的FIR對(duì)人均GDP的貢獻(xiàn)幅度最小，江蘇的最大，浙江則居中。（2）RR對(duì)LnPGDP的影響也有較大差別。上海的RR系數(shù)為0，江蘇的RR系數(shù)為－0.049，浙江的為－0.35，可見(jiàn)，浙江的實(shí)際利率對(duì)該省的人均GDP影響最大，上海的實(shí)際利率對(duì)該市的人均GDP幾乎沒(méi)有影響。4.2一元回歸分析一元回歸模型：LnPGDP=+LnSV（4-5）其中：LnPGDP為人均GDP（PGDP）的對(duì)數(shù)，LnSV為股票市場(chǎng)融資額（SV）的對(duì)數(shù)，為常數(shù)項(xiàng)，為線性回歸系數(shù)。以下根據(jù)這個(gè)模型，分別對(duì)上海、江蘇兩地的具體數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸（可惜的是，無(wú)法找全浙江的SV數(shù)據(jù)，失去了回歸分析的意思，只能放棄），回歸結(jié)果如下所示：上海市（由于上海市的股票市場(chǎng)起步較早，所以研究區(qū)間選擇在1990－2004年）表4.13ModelSummaryModelRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimate1.847（a）.718.696.38805aPredictors：（Constant），LnSV表4.14ANOVA（b）ModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig.1Regression4.97814.97833.058.000（a）Residual1.95813.151Total6.93614aPredictors：（Constant），LnSVbDependentVariable：LnPGDP表4.15Coefficients（a）ModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig.BStd.ErrorBeta1Constant8.641.25134.421.000LnSV.283.049.8475.750.000aDependentVariable：LnPGDP江蘇?。ńK省的股票市場(chǎng)起步較上海遲，因此將研究區(qū)間定為1993－2004年）表4.16ModelSummaryModelRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimate1.500（a）.250.175.40308aPredictors：（Constant），LnSV表4.17ANOVA（b）ModelSumofSquaresdfMeanSquareFSig.1Regression.5411.5413.331.098（a）Residual1.62510.162Total2.16611aPredictors：（Constant），LnSVbDependentVariable：LnPGDP表4.18Coefficients（a）ModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig.BStd.ErrorBeta1Constant8.015.67211.927.000LnSV.335.183.5001.825.098aDependentVariable：LnPGDP以上六張表顯示了上海和江蘇的一元回歸的具體結(jié)果。其中，表4.13和表4.16都揭示出一元線性回歸的擬合效果，上海的可決系數(shù)（RSquare）為0.718，江蘇的可決系數(shù)（RSquare）為0.25，可見(jiàn)，上海的擬合效果遠(yuǎn)好于江蘇。筆者認(rèn)為，這可能由于兩方面原因：第一，上海一元回歸的研究區(qū)間比江蘇的長(zhǎng)些（上海的研究區(qū)間為15年，而江蘇為12年），使得上海的線性回歸擬合效果好些。如果能夠延長(zhǎng)江蘇省的研究區(qū)間，也許它的擬合效果能夠提高；第二，上海的股票業(yè)起步早，發(fā)展相對(duì)迅速，股票市場(chǎng)的融資功能發(fā)揮較好，從而，其對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用也較大（這可以從表4.15和表4.18中看出，上海T檢驗(yàn)的P值遠(yuǎn)小于江蘇省的P值），使得SV和PGDP的相關(guān)性較強(qiáng)，相比之下，江蘇省的SV和PGDP的相關(guān)性較弱。上海市的一元回歸方程：LnPGDP=8.641+0.283LnSV（4-6）江蘇省的一元回歸方程：LnPGDP=8.015+0.335LnSV（4-7）觀察以上兩個(gè)回歸方程，可以發(fā)現(xiàn)：（1）兩地的回歸系數(shù)和常數(shù)項(xiàng)十分接近，差別不大。這可能由于上海、江蘇同為東部金融業(yè)較發(fā)達(dá)地區(qū)，股票市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用存在相似性；（2）兩地L