1、本科毕业设计论文届论文题目JX市金融发展与经济增长的实证研究所在学院商学院专业班级金融学学生姓名学号指导教师职称完成日期年月日II诚信声明我声明，所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证，除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不包含为获得或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺，论文中的所有内容均真实、可信。论文作者签名签名日期年月日授权声明学校有权保留送交论文的原件，允许论文被查阅和借阅，学校可以公布论文的全部或部分内容，可以影印、缩印或其他复制手段保存论文，学校必须严格按照授权对论文进行处理，不得超越授权对
2、论文进行任意处置。论文作者签名签名日期年月日I摘要有关金融发展与经济增长关系的问题,已有越来越多的经济学家分别在理论和实证方面作出了研究。2007年美国次贷危机引发的金融危机，给全国经济带来了深远的影响，从而再次引发了人们对金融发展的质疑。本文选取JX市1985年2009年人均GDP、金融机构存贷款余额、名义消费额等相关数据，采用协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验等实证方法对JX市金融发展与经济增长的关系进行研究，结果表明金融发展水平对JX市的经济总量、投资水平的增长都具有促进作用。最后本文结合所得到的结论和实际发展情况提出了相关建议。关键词金融发展，经济增长，实证分析IIABSTRACT
3、RELEVANTTHERELATIONSHIPBETWEENFINANCIALDEVELOPMENTANDECONOMICGROWTHHASBEENMOREANDMOREECONOMISTSMADERESEARCHINTHETHEORETICALANDEMPIRICALASPECTSRESPECTIVELYIN2007THEUSSUBPRIMEMORTGAGECRISISTRIGGEREDBYTHEFINANCIALCRISISTOTHENATIONALECONOMYHADAPROFOUNDIMPACT,SOCAUSEDTHEQUESTIONOFFINANCIALDEVELOPMENTSUCH
4、DATAASPERCAPITAGDPS,DEPOSITSANDFINANCIALINSTITUTIONSANDLOANBALANCES,NOMINALCONSUMPTIONFROM1985TO2009AREUSEDINPAPER,USETHEEMPIRICALMETHODSSUCHASCOINTEGRATIONTEST,ERRORCORRECTIONMODEL,GRANGERCAUSALITYTESTTOANALYZETHERELATIONSHIPBETWEENFINANCIALDEVELOPMENTANDECONOMICGROWTH,RESULTSSHOWTHATFINANCIALDEVEL
5、OPMENTLEVELOBVIOUSLYPROMOTEDJIAXINGSECONOMICOUTPUT,LEVELOFINVESTMENTGROWTHFINALLY,THISPAPERCOMBININGTHERESULTSANDACTUALDEVELOPMENTSUGGESTIONSAREPUTFORWARDKEYWORDSFINANCIALDEVELOPMENT,ECONOMICGROWTH,THEEMPIRICALANALYSIS目录摘要IABSTRACTII引言1一、文献回顾2二、实证设计4（一）指标选取错误未定义书签。（二）数据来源及处理4三、JX市金融发展与经济增长关系的实证模型分析5
6、（一）时间序列的平稳性检验5（二）VAR模型的估计6（三）协整检验7（四）误差修正模型8（五）格兰杰因果检验9四、结论与建议10参考文献12致谢161引言自改革开放以来，中国经济发展迅速，作为现在经济核心的金融也一跃而起。金融规模迅速扩大，金融结构也发生了显著变化。着眼于研究我国金融与经济关系显得更加的重要。随着西方经济学界关于金融发展与经济增长理论的逐渐引入，国内经济学者也开始对金融发展与经济增长进行了研究并得出了许多有价值的理论。早起研究以张杰为代表，主要定义了金融相关概念的和构建理论框架，并提出了金融成长的内生分析框架，研究了经济状态、经济结构和金融努力对金融发展的影响。随后，出现了很多
7、关于金融发展与经济增长关系的实证研究分析，主要包括了谈儒勇2000采用季度数据对金融发展总体水平与增长水平进行了分析；周立（2003）采用19782000年的时间数据，对国家和各省市的金融、经济数据进行了比较，研究了金融发展与经济增长的关系，并且分析了区域金融发展的差距并指出原因。沈坤荣等（2004）研究了金融发展是否通过影响投资效率以及资本形成质量来影响经济增长。但是，这些研究目前主要还停留在国家宏观层面上，对于区域金融研究文献还相当少。像我国这样的区域金融和区域经济发展不平衡的国家，仅仅做这些研究是不够的，因此对区域金融研究与经济增长的关系进行研究十分必要，必须深入到各个地区进行细致考察，
8、而非一概而论。然而在区域的基础上，针对各个地区的不同情况提出具体的对策建议更有意义。这就要求我们将研究推向深入，去分析研究每个地区的情况，以针对特定地区提出相应的政策建议。JX作为长江三角洲的重要城市之一，在上海提出要构建国际金融中心的发展战略目标后，包括JX在内的长江三角区域金融合作显得更为重要。从总量上来看，JX显然无法同上海、杭州等长三角城市相比；从发展速度来看，某些领域还落后于全省的发展水平；从金融机构聚集程度看，数量和业务总类都有待提高。面对种种不足，如何提高区域金融合作效率，促进经济发展研究变得极其迫切。因此，本文从JX市的具体实践出发，以金融发展与经济增长的相关理论为指导，试图从
9、金融发展对经济增长的作用入手，探求两者的相关性，从而找出适合JX的金融业发展模式，促进JX市经济增长。2一、文献回顾关于金融发展与经济增长之间的关系，经济学家们一直存在争论。但是大多数经济学家还是从理论与实证研究的角度证实了金融发展是经济增长的必要条件，如格利与肖GURLEYANDSHAW,1960、戈德史密斯GOLDSMITH,1969、麦金农MCKINNON,1973等人分别从金融中介、金融结构、金融抑制与金融自由化等角度论述了金融因素在经济增长中的作用。尤其是GOLDSMITH（1969）是这方面研究的先行者，开创了实证研究金融发展与经济增长关系的先河。他研究了各国经济发展与金融发展之间
10、的关系，得出了金融发展与经济增长之间存在同步发展的结论。随后KING和LEVINE1993选取了金融中介的发展作为金融发展的指标，表明各国的金融发展与经济增长之间存在正相关关系。LEVINE2000进行的较为广泛的跨国实证研究表明较发达的金融体系对经济增长有正的促进作用。但是KING和LEVINE1993的研究只是从银行角度分析，没有考虑股票市场的影响。因此，LEVINE和ZEROUS1998在KING和LEVINE1993的研究基础上，引入反映股票市场状况的指标，深入地分析了金融中介和经济发展的相关性。结果显示银行发展、股票市场发展都与同时期的经济增长率、资本积累率及生产率增长率之间有着很强
11、的正相关关系。随后，为了研究银行发展与股票市场对经济增长的作用孰强孰弱，ARESTIS2001使用来自5个发达国家的数据，在控制股票市场易变性和银行体系效应的基础上，着重检验了股票市场发展与经济增长的关系。其结果也表明尽管银行和股票市场都可能有利于经济增长，但银行的效应更大。到了70年代，MCKINNON（1973和SHAW（1973为代表的金融抑制论学者对GOLDSMITH的研究结论提出了异议。他们放弃了以成熟市场经济国家金融体系为研究对象的做法，转而研究发展中国家的金融问题。麦金农和肖研究发现，现金余额的实际收益率是资本形成及由此取得经济增长的关键性因素而不是金融发展。根据这一观点,经济增
12、长基础上的金融发展绩效取决于利率的发展绩效。因此，存在金融抑制的国家应该实行金融自由化，放松利率管制。其后KAPUR1976，GALBIS1977，AGHION2005等仍研究劳动力过剩的发展中国家经济，通过更加严格的数学模型推导和论证补充建立了开放条件下的模型,旨在证明和修补金融深化理论。国内学者关于金融发展与经济增长关系的研究起步较晚，文献相对不足。曹啸和吴军（1992），谭艳芝和彭文平（2003）最早发现金融对于经济发展的作用主要是通过资产数量上的扩张而实现的，而不是通过提高金融资源的配置效率来实现经济增长的目的。王广谦（1997）也讨论了中国金融在量的扩张和质的提升上分别对经济的作用，
13、但强调了金融效率是现代经济发展的关键。袁云峰等2007认为金融发展只是通过资3本积累促进了经济增长，但是并未促进我国技术效率的全面提升。谈儒勇1999，赵振全和薛丰慧（2005）遵循GOLDSMITH（1969）的金融结构两分法，将金融中介和股票市场两者分开研究。他们都认为金融中介与经济增长之间存在着显著的较强的正相关关系，股票市场和经济增长之间则有不显著的负相关。我国金融中介的发展有可能促进经济增长，股票市场的发展对经济增长的作用极其有限，甚至是不利的。相反的，郑江淮，袁国良（2000）单独从股票市场的角度研究我国金融与经济增长的关系，结果却认为我国股市对经济增长存在着促进作用。虽然谈儒勇1
14、999等人已经发现了金融发展与经济增长之间存在正相关关系，但是没有说明两者间的因果关系。因此，史永东2003研究认为我国经济增长与金融发展在格兰杰意义上存在双向因果关系。而梁琪，滕建洲（2006）对我国19522003年进行了实证研究，发现我国在这期间存在着由经济增长引起金融发展的单向因果关系。他们认为我国在这段期间，经济发展迅速，金融附属于经济的需求而发展，因为经济增长时需要更多新增种类的金融服务和不同的金融机构来提供这些服务。但是，中国各地区的经济与金融发展不平衡，金融发展与经济增长的关系表现出显著的区域性，所以，有必要离开全国层面深入到具体的地区研究二者之间的关系。有些学者将中国做为一个
15、整体分为了中、东、西三大区域进行研究。如殷德生和肖顺喜2000提出东部地区要发展区域性商业银行,而西部地区除了要重点发展政策性金融外还需要开拓西部区域资本市场来扶持西部金融发展。周立、王子明2002研究跨越了中国改革开放的整个历程19782000，结果表明中国各地区金融发展与经济增长存在强的正相关关系。王景武、宋艳伟（2007）分别运用协整检验、格兰杰因果检验对我国东西部进行实证研究，均表明东部金融发展对经济增长有明显的正向促进作用，而西部金融发展则与经济增长之间不存在相互影响的关系。但是，冉光和等2006认为东部具有长短期的双向因果关系,而西部只有金融发展导致经济增长的单向长期因果关系。对于
16、出现上述现象，陈守东等（2008）发现金融水平较低的地区,金融发展速度与经济增长速度出现负相关关系，当金融发展水平处于中等时,金融发展速度对经济增长速度作用最大。西部金融发展水平不如东部地区，国家政策性投资长期会带动经济增长，但短期内效果不明显。除此之外，国内学者也有针对省域、县域的研究。刘仁伍2003，王景武（2007）从理论和实证角度提出了区域产业政策与区域金融体系均衡发展的新思路。李陈敏,杜勇2006实证分析黑龙江省金融发展与经济增长关系,得出该省金融发展程度与经济增长之间呈负相关关系,金融发展处于抑制状态,金融发展滞后于经济增长。谢太峰42009着眼于我国的两大金融中心上海、北京进行了
17、实证研究。得出结论京沪两地区域金融发展对其区域经济增长均有正向带动作用,而且上海地区金融发展对经济增长的影响力比北京大。胡亮2006，钱方明,孙克,汤钟尧2008均对浙江省各个区域的金融发展与经济增长进行回归分析,结果说明人均GDP对金融相关性是正的影响,并且这个影响是显著的。综上所述，国内外学者们都基于一定的理论对金融与经济之间的关系进行分析，但存在一些争论，不过大部分学者认为金融发展与经济增长存在正相关关系。国外学者主要从理论与实证两方面对二者之间的关系进行了研究，而国内学者大都在国外研究的基础上结合中国国情进行了实证研究，但国内学者主要是把中国作为一个整体来研究或者研究各地区之间的差异，
18、很少深入到省份或者地区来详细研究两者之间的关系，因此这里本文从JX市市的角度来揭示该地区金融发展与经济增长之间的关系，以期提出更具针对性的建议。二、实证设计（一）指标的选取金融发展指标本文选取金融相关率FINANCIALINTERRELATIONSRATIO,FIR指标。金融相关率指标是由戈德史密斯1969创造性地提出来的,是金融资产总量与名义GDP之比,而金融资产总量包括广义货币M2、股票市值、债券余额等部分,由于JX统计资料的缺乏,且存贷款之和占金融资产的大部分,我们选取贷款余额之和替代金融资产总量,周立和王子明2002在运用金融相关率指标时也做了同样的处理。国际上通常采用两种方法来衡量经
19、济增长。一些学者使用人均GDP增长率，另一些学者使用人均GDP。本文用人均GDP来衡量经济增长，与人口数对比，消除了人口总量的影响。此外，投资和消费是拉动经济增长的主要因素，因此本文还提到了投资和消费这两个辅助指标，来分析金融发展与投资和消费之间的关系，其中用JX市每年的实际固定资产投资来衡量投资水平，而消费则是政府实际消费和居民实际消费之和。为了消除时间序列中异方差和反映出变量的变化情况，本文分别对JX市人均GDP，名义投资额和名义消费额三个明显具有指数函数形状的变量取自然对数，分别用LNRGDP、LNC、LNI来表示。（二）数据来源及处理本文数据来源均取自新中国五十年统计资料汇编、相关年份
20、的中国金融年鉴、JX市统计年鉴。其中JX市各年的名义GDP、人均GDP、金融机构存贷款余额、名义5投资额、名义消费额等数据可直接得到，金融相关率通过计算得出。为消除时间序列中可能存在的波动和异方差现象，对变量进行自然变换，对换后不改变原序列的协整关系，同时可以更为方便的考察各指标的敏感性。本文数据处理采用的统计软件是EVIEWS51。（数据见附录）三、JX市金融发展与经济增长关系的实证模型分析（一）时间序列的平稳性检验由于宏观经济数据一般都是非平稳的，因此在进行实证分析之前首先先要对数据进行平稳性检验。如果对非平稳数列直接进行回归分析的可能会产生“伪回归”，而如通过检验所以数据都是同阶平稳的话
21、，我们就可以对他们进行协整分析了。本文采用增广单位根检验法（ADF）来检验各变量的平稳性，检验结果如表1所示。表1序列平稳性的ADF检验变量检验形式（C,T,KAICADF检验值5临界值平稳性FIRC,T,1078712482936220不平稳LNRGDPC,T,1261793530636219不平稳LNCC,T,0050681581436122不平稳LNIC,T,0107442424036122不平稳FIR0,0,1055762272119574平稳LNRGDP0,0,3238103766730038平稳LNC0,0,0077893656819564平稳LNI0,0,004116232181
22、9564平稳注表中C表示常数项，T表示时间趋势项，K表示滞后期项；LNX表示指标的对数形式，LNX表示指标取对数形式后的一阶差分。表1中，LNX、FIR的ADF检验值的绝对值全部都小于5的临界值的绝对值，含有单位根，说明原先的时间序列是非平稳的，但是DLNX指标数据的一阶差分ADF值的绝对值却全部显著大于5的临界值的绝对值，通过了ADF检验。所以，所有的指标数列在一阶差分时都是平稳的。所以，对于这些非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法检验它们之间的相关性，而应采用协整方法进行检验分析。6（二）VAR模型的估计本文中用来作为衡量JX市金融发展与经济增长指标数据经ADF检验在一阶差分时是
23、平稳的，但数据本身是非平稳的时间序列，这几个变量间是否存在着某种平稳的线性组合，我们可以用协整检验他们之间的关系在长期内是否稳定。表2VAR滞后期选择标准LAGLOGLLRFPEAICSCHQ01586471NA780E05189187820908341935056163861651214878187E07417730031825163961406292280373247855700E08536003635694264971427311679121867492566E08617059135841555609268417726612303805446E0910406297024031967225
24、6多变量间的协整检验是建立在VAR模型之上的，所以在检验之间我们应该先确定VAR模型的结构。选择系统内解释变量滞后期的长度是多元VAR模型的关键，而且协整分析的结果对滞后期长度的选择也很敏感，不当的滞后阶很可能导致“虚协整”。为了选择最为合适的滞后期K值，本文首先依据LR统计量、FPE、AIC信息准则、SC信息准则与HQ信息准则5个常用指标来进行选择。从表2中可以看出，只有LR统计量指标选择的滞后期是2，而其余四个指标对滞后期的选择均为4，因此本文选择VAR（4）模型。其次要确定这个模型是否满足VAR模型的稳定性条件。如果被估计的VAR模型的特征方程所有的根的倒数都小于1，即位于单位圆内，则是
25、稳定的。如果模型不稳定，某些结果将不是有效的。从图1可以看出，VAR（4）的模型是完全稳定的，所以K4最终被确认为VAR模型的最优滞后期。图1VAR模型的特征根的倒数分布图1510050005101515100500051015INVERSEROOTSOFARCHARACTERISTICPOLYNOMIAL7（三）协整检验对时间序列进行计量分析时，都要求序列的数据是平稳的，如果在不平稳的时间序列上进行分析，很容易出现“伪回归”的问题。为了解决“伪回归”的出现，传统的做法是在对数据差分的基础上进行回归，但是这样做容易损坏变量间长期关系的信息，为了减少不必要的信息受损，本文在VAR模型的基础上建立
26、协整检验和误差修正模型。表3协整检验结果变量原假设向量协整个数特征值迹统计量5临界值P值FIR,LNC1，LNI,LNRGDP0个最多1个最多2个最多3个09527520780305046341302399491147597506606218834845761773478561329797071549471384146600000000010015100151注带的数据表示在5的水平下拒绝原假设。协整检验的模型实际上是对非限制性VAR模型进行协整的约束后得到的VAR模型，该模型的滞后期应是非限制性VAR模型一阶差分变量的滞后期。因上文中VAR模型选择的最优滞后期是4，故协整检验的VAR模型滞后
27、期确定为3，同时进一步通过联合检验确定选择仅有截距且数列有确定性趋势的JOHANSEN协整检验，结果见表3。表中带“”的原假设下，显著水平为005时，迹统计值大于其临界值，PROB值小于005，否定原假设，说明人均GDP与金融发展率、投资、消费三个指标之间至少存在三个协整关系。在处理长期均衡关系时，对于协整向量，最重要的是它可以解释变量之间的关系。考虑到本文的研究目的，本文仅将协整关系简单的表达出来，以说明变量之间的关系，得到四个变量间标准化的协整方程系数（见表4）。表4标准化的协整方程系数表LNRGDPLNILNCFIR100000010826680055510093451006032099
28、356100802901093739461503300017719449150653进而得出关于人均GDP增长率的表达式LNRGDP0993561FIR1082668LNI0093451LNC008029005551006032我们从表达式可以看出，从长期来讲，JX市的人均GDP增长率与投资存在着负相关关系，与金融发展率、消费存在着正相关相关。以上说明了JX市的经济增长与金融发8展规模正相关的长期均衡关系。通过表4，分析LNRGDP作为被解释变量所在的行，其各项系数反应了三个变量对经济发展水平的长期影响投资每增长1，经济发展水平下降10827；消费每增长1，经济发展水平提高934；金融发展率每
29、增长1，经济发展水平提高9936，这说明了金融发展对经济增长有很大的促进作用。另外，金融发展率的提高抑制了投资与消费的增长。（四）误差修正模型由于变量之间就短期而言可能存在着不均衡关系，正是因为协整关系的存在使得这种暂时的偏离能在未来一段时间内得到校正,这就是变量之间的误差校正机制。一般而言,经济变量间的协整性是与变量之间的均衡与误差校正机制联系在一起的,可以通过建立向量误差修正模型分离出短期偏离向长期均衡调整的速度向量。只要变量间存在协整关系，就可以由自回归分布滞后模型导出误差修正模型。而VAR模型中的每一个方程都是一个自回归分布滞后模型，因此可以认为VEC模型是含有协整约束的VAR模型，那
30、么VEC模型的稳定性判断方法亦同于非限制性的VAR模型，经过检验发现VEC模型的所有特征根的倒数均落在单位圆上或圆内，表明了VECM的稳定性。同时VECM的滞后期应是非限制性VAR模型一阶差分变量的滞后期，即对应的VECM滞后期也是3，截距项和趋势项的设置应与JOHANSEN协整检验的相关假设一致，仍然采用协整方程仅有截距且序列含有确定性线性趋势的形式得到表5的结果表5向量误差修正模型方程系数表DLNIDLNC1DFIRDLNRGDP误差修正EC（1）1401603216480458161027749514052802200971174278347432DLNI1012089902682822
31、3915719484612225142750900711950302635DLNI20102135033295024317303108605319231758360383757239642DLNC110162666204389036423217946700563830718400054506131193DLNC120157268165230069242728527704313424595460136653275027DFIR10173929036512392256432290506497721383190597301240193DFIR20291171089290125894415139301
32、681200522800110929065164DLNRGDP11444380162972474775721007007230030827240127976027661DLNRGDP200787590165174305269354052033969207223802555821026749C0054786049900026998309643002249722077860009553016668从最后一列DLNRGDP作为被解释变量的VECM方程来看，误差修正项系数EC（1）小于0，符合反向修正机制，表明滞后1期的非均衡误差以117的速度从非均衡状态向均衡状调整。短期内，金融发展滞后1至2期对经
33、济增长水平具有一定的抑制作用，且滞后一期的抑制作用较为显著，滞后二期的抑制作用不显著，并且金融发展滞后1至2期均具有负面时滞效应，时滞效应也不明显。投资滞后1至2期对经济增长水平均具有较为显著的促进作用，且具有正面时滞效应，但时滞效应不明显。消费滞后1至2期对经济增长水平有抑制作用且滞后二期的抑制作用更为明显，同时具有负面时滞效应，时滞效应不明显。再分析VEC的另外三个方程发现，经济增长滞后1期对投资和金融发展均具有正面时滞效应，且对投资的时滞效应显著于金融发展，对消费具有显著的负面时滞效应。经济发展滞后2期对投资和消费具有正面的时滞效应，且对消费的时滞效应明显于投资，而对金融发展具有不显著的
34、负面时滞效应。由于协整关系只能说明变量之间至少有单向的因果关系，并不能说明何为因、何为果或者互为因果，因此我们需要进一步检验JX市金融发展与经济增长之间的因果方向。（五）格兰杰因果检验由于谬误回归的存在，使得检验两个序列之间的因果关系显得尤为重要。在VAR模型中，我们需要确定两个变量间是否存在因果关系，或者变量与其滞后期之间是否存在因果关系，这时，我们需要判断一个变量的变化是否另一个变量变化的原因。经济学中常用的因果检验就是格兰杰因果检验。对于JX市金融发展与经济增长之间的因果方向检验，即判断谁为因、谁为果，本文采用非平稳序列下的格兰杰因果关系检验法进行分析检验。同时格兰杰因果检验的滞后期再次
35、基于非限制性VAR模型一阶差分变量的滞后期，即对应的格兰杰因果检验滞后期也为3。具体检验结果见表6。表6格兰杰因果检验原假设样本数F统计量概率结论LNC1不是FIR的格兰杰原因FIR不是LNC1的格兰杰原因22607873058598000644063344拒绝接受LNI不是FIR的格兰杰原因FIR不是LNI的格兰杰原因22329325054447004976065932拒绝接受LNRGDP不是FIR的格兰杰原因FIR不是LNRGDP的格兰杰原因22262077453002008890001881接受拒绝LNI不是LNC1的格兰杰原因LNC1不是LNI的格兰杰原因221247460070030
36、32765097507接受接受LNRGDP不是LNC1的格兰杰原因22100447041799接受10LNC1不是LNRGDP的格兰杰原因018596090429接受LRNGDP不是LNI的格兰杰原因LNI不是LNRGDP的格兰杰原因22266511052848008546066950接受接受在滞后3期时，经济增长并不是金融发展的格兰杰原因，而金融发展是经济增长的格兰杰原因，由此说明JX市金融发展对经济增长的促进作用明显大于经济增长带来的金融发展作用。另外，投资是金融发展的格兰杰原因，而金融发展却不是投资的格兰杰原因；消费也是是金融发展的格兰杰原因，而金融发展同样不是消费的格兰杰原因。从表中还
37、可以看出，在滞后3期时，投资、消费、人均GDP三者之间互相均不存在着格兰杰因果关系。通过以上的分析，金融发展在短期内是经济增长的格兰杰原因，金融发展通过同时影响固定资产投资、消费、人均GDP的增长，从而促进JX市经济增长。四、结论与建议本文基于多变量VAR系统，运用协整检验、向量误差修正模型（VECM）、格兰杰因果检验对JX市的金融发展与经济增长的关系进行了较为详尽的分析，研究结论如下从长期来看，JX市的经济增长与金融发展、消费之间存在着正相关的长期均衡关系，与投资存在着负相关关系。金融发展率每增长1，经济发展水平提高9936，这说明了金融发展对经济增长有很大的促进作用。另外，金融发展率的提高
38、抑制了投资与消费的增长。从短期来看，滞后3期时，金融发展与经济增长仅存在着单向因果关系，即金融发展是经济增长的格兰杰原因，而经济增长并不是金融发展的格兰杰原因。投资与消费都是金融增长的格兰杰原因，而金融发展却不是他们的格兰杰原因。再根据误差修正模型分析，金融发展滞后1至2期对经济增长水平具有一定的抑制作用，且滞后一期的抑制作用较为显著，并且金融发展滞后1至2期对经济增长均具有不显著的负面时滞效应。经济增长滞后1期对金融发展均具有不显著的正面时滞效应，而经济发展滞后2期对金融发展具有不显著的负面时滞效应。根据以上结论，我们发现JX市的金融发展与经济增长的关系是相互作用的，但从作用程度上来讲，最主
39、要的还是金融发展促进了经济增长，属于帕特里克提出的供给主导型和需求追求型中的供给主导型。因此JX市应该因势利导，积极发展地区金融业，通过金融改革和创新，提高金融市场效率，进一步完善金融市场的服务功能，使金融发展更好的为经济增长做出贡献。就目前的形势来看,JX市的金融业已经颇具规模,浙江本土的金融服务机构开始崛起,外资银行也大举进军。同时，JX市商业银行正式在112009年改名为“JX银行”，宁波银行也正式开设JX网点，从而可以看出JX市的银行体系在日渐完善，这在一定程度完善了金融体系。另外，浙江省属于我国经济发达省份，民营经济在浙江的发展中起到了重要的作用。基于此点，JX市可以制定相应的政策，
40、积极鼓励民营资本参与JX市的金融发展，实施投资主体多元化，推动JX经济的快速发展。结论还表明从长期来看，经济发展与消费存在着正相关关系，因此，要更好地促进JX市的经济增长还需要促进内需，拉动居民消费。12参考文献1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,1992534452高铁梅计量经济分析方法与建模M北京清华大学出版社，20061651753韩延春金融发展与经济增长基于中国的实证分析J经济科学,2001376884姜春时滞回归及预调区域金融发展与经济增长的实证研究J金融研究,200821982065李恒炜,宋艳伟中国区域金融发展与经济增长关系研究J统计与决策，2
41、007656666刘仁伍金融结构健全性和金融发展可持续性的实证评估方法J金融研究，2003125347梁琪,滕建洲我国金融发展与经济增长之因果关系研究J财贸经济,2006742518米建国,李建伟我国金融发展与经济增长关系的理论思考与实证分析J管理世界,2002423309钱方明,孙克,汤钟尧区域金融发展与经济发展关系实证研究以浙江为例J上海金融,20086697210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J中国软科学,2006,2576411史永东,武志,甄红线我国金融发展与经济增长关系的实证分析J预测,200341612苏宁加大金融协调力度促进长三角地区经济率先复苏
42、J中国金融,2009108913谭艳芝,彭文平金融发展与经济增长的因素分析J上海经济研究,200310526214谈儒勇中国金融发展与经济增长关系的实证研究J经济研究,199910677615谈儒勇金融发展理论与中国金融发展M北京中国经济出版社，2000567816谈儒勇金融发展理论与中国金融发展M北京中国经济出版社,20001231281317王景武金融发展与经济增长基于中国区域金融发展的实证分析J财贸经济,200510232718王景武中国区域金融发展与政府行为理论与实证M北京中国金融出版社,20078455119薛丰慧,赵振全金融发展对经济增长影响的实证分析J金融研究,200489499
43、20肖顺喜,殷德生我国金融组织空间结构路径、效率与改革J当代财经,2000861121谢太峰,王子博区域金融发展与区域经济增长对北京、上海两地区域金融发展与区域经济增长关系进行比较J金融论坛,20093334222周立,王子明中国各地区金融发展与经济增长实证分析19782000J金融研究,20021011323郑江淮，袁国良中国转型期股票市场发展与经济增长关系的实证研究J管理世界,20006233124BECK,LEVINESTOCKMARKETSBANKSANDGROWTHPANELEVIDENCEZNBERWORKINGPAPERS,2002,PP34336525GOLDSMITHRAYM
44、ONDFINANCIALSTRUCTUREANDDEVELOPMENTJNEWHAVENYALEUNIVERSITYPRESS,1969,PP18919726GREENWOOD,SMITHFINANCIALMARKETSINDEVELOPMENTANDTHEDEVELOPMENTOFFINANCIALMARKETSZJOURNALOFECONOMICDYNAMICSANDCONTROL,1997,PP56858127JAPPELLI,PAGANOSAVING，ROWTHANDLIQUIDITYCONSTRAINTSJQUARTERJOURNALOFECONOMIC,1994,PP2302412
45、8KINGANDROSSLEVINEFINANCE,ENTREPRENEUSHIP,GROWTH,THEORYANDEVIDENCEJJOURNALOFMONETARYECONOMICS,1993B35,PP51342029KING,ROBERTGANDROSSLEVINEFINANCEANDGROWTHSCHUMPETERMIGHTBERIGHTJQUARTERLYJOURNALOFECONOMIC,1993,PP71773730LEVINEROSSFINANCIALDEVELOPMENTANDECONOMICGROWTHVIEWSANDAGENDAJJOURNALOFECONOMICLIT
46、ERATURE,20016,PP68872631LEVINE,ROSSANDSARAZERVOSSTOCKMARKETS,BANKSANDECONOMICGROWTHJAMERICANECONOMICREVIEW,19986,PP53755832LEVINE,ROSSFINANCIALDEVELOPMENTANDECONOMICGROWTHVIEWSANDAGENDAJJOURNAL14OFECONOMICLITERATURE,19976,PP688726附录年份银行存款余额亿元）银行贷款余额亿元）名义GDP亿元）人均GDP（元）名义消费额（元）名义投资额（亿元）151985187720724
47、098136677410421986261728294791584995138619873186336857591811115618351988360639197242233913672319894715464779772554142225581990636457918133258216852425199166087155912628771764307819928239875411332354721134082199310624105831688252492604604919941529213863238573724043861319952012116914315299689510511178
48、1996265692087437622114975486127181997332812685641869127396276144211998409563007344381345460581726919994893411847221463761981970920005458337869538371627969642637420016276342921604261822376093054120027634521877064321268735227879200310279575783858032579287275255720041166048773610505631506106896352005134175960511158383926111116703462006158328114471134518451251183980032200717960913515415865418654186900042008218624160384181978633066330610068200928533217058191803698016980112334116致谢
