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【摘要】本文对国内31个省市自治区1984年到2014年金融发展与经济增长的面板信息数据展开分析，发现中国金融发展与经济增长呈现了较强的正相关性。然而因为每个地区的经济情况并不相同，不同地区相差情况较大。整体来看，我国东部的金融发展对经济增长的促进作用强于其他地区，西部地区的金融发展对经济的拉动作用是最弱的。并且，很多古典经济学家大多认为金融发展能够间接促进经济的增长，伴随着国内信贷市场、股票市场以及债券市场的不断发展，金融市场迅速得繁荣壮大，对整体经济的影响也愈来愈大。这种现象的出现能够理解为金融水平越高对经济的拉动能力更强。所以，国家应该加强对中国西部的资金支持以及政策上的帮助。
【关键词】金融发展 经济增长 相关性分析
古典经济学家认为金融发展与经济的发展二者之间并没有直接得因果关系，货币金融变量对现实生活中经济的改变只是“面纱”角色，经济水平的增长或者下降均是由实体经济部门决定的。但是现代经济学派却认为金融发展与经济水平增长之间存在的必然的联系，部分学者认为金融发展能够促进经济增长，部分经济学家认为金融发展能够阻碍经济的发展，虽然意见不一，但是均承认了金融发展对经济水平改变的重要作用。本文将国内近几年金融发展以及经济水平提升的程度作为研究对象，利用经济模型进行实证分析，分析内容为国内31个不同地区1984年到2014年的GDP数据，认为金融发展对国内不同地区经济增长的不同影响程度，具有一定的意义。
一、问题的提出
我国进入改革开放阶段之后GDP就在不断地增长，从1984年的3645亿元增长为2014年的300670亿元，增长了8倍多，并且国内存款总额由1984年的1367亿元增长为47.8万亿元；贷款总额由1984年的1768亿元增长到2014年的32万亿元；分别增长了348倍和180倍，中国的经济总量和金融资产总量一起迅速增长。并且，通过一些数据表明，不同地区金融发展对不同地区经济的促进作用是不同的，例如金融发展对西部经济的促进作用就比较小，对东南沿海地区经济发展的促进作用比较大，这就说明金融水平越高对经济的拉动能力更强。所以，国家应该加大对于西部经济的投入，加速西部发展以及金融行业的促进。除此之外，中国中部以及西部本地企业正在持续得发展，加上国家的政策扶持，有利于资本市场直接融资比例的提升，这对于缩小地区经济水平差异以及整体金融水平的发展有良好的促进作用。下面通过实证分析来对此结论进行论证。
二、模型选取和数据来源
本文将中国不同地区金融发展、经济增长二者的关系作为研究重点，使用面板数据信息分析法对中国31个地区的金融发展与经济增长所呈现的关系进行探究，也就是从截面和时间序列两个角度对金融发展与经济增长的关系进行研究。现代经济经济学家认为，一个国家的经济增长的决定因素是居民储蓄和投资，投资数量的多少是经济水平增长快慢的决定作用。平稳且高度的经济增长水平需要相应程度的金融发展水平来促进。
（一）模型选取
假设因变量yit和1xk维解释变量xit，满足线性关系yit=xit+xitBit+uit，i=1，2，3，......，N，t=1，2，.....，T（1）。式（1）中是考虑k个衡量指标于N个不同个体和T个时间点上的变化关系。这里面N是指个体截面的组成个数，T指每一个截面对象的观测时间总计，参数xit指模型的常数项，Bit表示对应于解释变量向量Xit的kx1维系数向量，k代表解释变量向量。随机误差uit是互相独立存在的，并且此公式满足零均值以及等方差是u2的假设。
因为包含了N个个体的组合方程模型以及包含T个时间截面的方程模型，本文将截距向量α以及系数β不同分量的差异性限制条件作为方程的具体要求，并且能够把包含N个个体对象的个体成员模型分成三种类型：第一种是无个体影响的不变系数方程，第二种是变截距方程，第三种是包含有个体影响的变系数方程。可以用公式（2）、公式（3）以及公式（4）来表示：
Yi=α+Xiβ+ui，i=1，2.......，N （2）
Yi=αi+Xiβ+ui，i=1，2.......，N （3）
Yi=αi+Xiβi+ui，i=1，2.......，N （4）
在对面板数据信息展开具体数据的估算时，运用的数据样板信息包括了对象、指标以及时间三个目标上的信息，假设公式的具体形式还未确定，预计模型的结果会偏离正确规定。所以必须对公式的形式再次进行检测，也就是说检验模型中各个变量是否所有的横截面都相同。以此达到减少模型偏差的目的。
（二）数据来源
为了达到较为准确研究金融发展与经济增长二者关系的目的，本文选择了国内31个不同地区1984年到2014年的GDP作为研究数据与研究对象，用X、Y来表示。本文所使用的数据是从《新中国五十五年统计资料汇编》中搜集的，为了避免异方差，将数据使用Eviews5.1来进行相应得处理。下面通过实证分析来对此进行数据分析。
三、实证分析
因为本文主要研究金融发展与经济增长二者之间的关系，所以要对此问题进行建模实证分析，按照相关数据进行建模，经过数据处理并且N=31，T=31，K=1，将样本数据信息按照模型（2）、（3）、（4）进行回归运算，发现模型（2）、（3）、（4）的残差平方之和是S3=110.2867，S2=29.06785，将它们带入公式（5）和公式（6），得出F2=41.81342，F1=-0.02725，观察F的分布情况，于95%置信水平的前提下，F2>F0.05（60，899）且此值约等于1。这说明样本数据不允许被设定为H2，然而却接受假设为H1，说明样本数据符合模型（3），最终为变截距模型。接下来要对变截距模型的固定影响性和随机影响性进行判断，这就要利用Eviews5.1中的Hausman来进行检测。经过运行检测，确定了变截距模型为固定影响性模型，因此确定固定影响效应变截距模型。其具体表现为：LnYi=αi+βLnXi+ui（7） 四、结论与建议
整体来看，我国东部的金融发展对经济增长的促进作用强于其他地区，西部地区的金融发展对经济的拉动作用是最弱的。这种现象的出现能够解释为金融水平越高对经济的拉动能力更强。从表1中能够反映出中国经过二三十年的改革开放，国内金融性资产的总量和经济水平的发展整体呈现正相关关系，相关性系数都稳定在0.80左右，这可以反映出我国金融发展对于经济的整体增长有很强得推动性作用。截距项依然表示出不同地区金融发展对于经济水平提升均有一定影响，并且截距项项愈大，金融发展对经济增长的拉动型作用愈强烈。从上表能够清晰得反映出来，湖南省、江苏省、山东省、河南省以及浙江省等省份的截距较其他省份相比较大，说明这些省份金融发展对于经济增长的促进性更强。截距项的不同说明了国内各省经济基础不同对于促进结果影响的不同，从上表反映出的情况来看，这些省份的金融发展和经济的增长更加相配，具体体现在这些省份金融发展对经济增长的促进作用更强。整体来说，用发达地区截距增长来描述金融发展，假设各个地区的金融发展范围不断扩大，其中也包含了金融效率的提升、资本市场的发展，本文没有将这些作为研究对象，可以留在以后继续分析。但是需要注意的，对于绝大部分地区来说，例如中部地区和西北部地区，在这些地区金融发展对于经济增长的促进作用是比较小的，上表中宁夏、新疆以及河南地区的截距增长都很小，主要原因是这些地区的经济基础本身就比较薄弱，加上这些急需发展的经济水平不发达地区需要大量资金来发展，所以对于金融的促进作用会更加渺小。所以，国家应该加大对于西部经济的投入，加速西部发展以及金融行业的促进。除此之外，中国中部以及西部本地企业正在持续得发展，加上国家的政策扶持，有利于资本市场直接融资比例的提升，这对于缩小地区经济水平差异以及整体金融水平的发展有良好的促进作用。
五、总结
本文将中国不同地区金融发展、经济增长二者的关系作为研究重点，使用面板数据信息分析法对中国31个地区的金融发展与经济增长所呈现的关系进行探究。并且，在最后对于中国经济发展以及金融水平的促进作用提出了几点建议，希望对金融发展和经济增长关系的探究有一定的帮助。
参考文献
[1]王志强，孙刚.中国金融发展规模、结构、效率与经济增长关系的经验分析[J].管理世界，2009，07：13-20.
[2]庞晓波，赵玉龙.我国金融发展与经济增长的弱相关性及其启示[J].数量经济技术经济研究，2008，09：47-51.
[3]沈丽，刘玲玉.山东半岛城市群金融发展与经济增长的相关性研究[J].山东财政学院学报，2010，02：26-31.
[4]辛波，于淑俐. 金融生态与区域经济增长的相关性分析——以山东省为例[J]. 山东经济，2007，06：127-131.
[5]王智聪，谢志忠. 区域金融发展与经济增长相关性研究——以福建省金融发展与经济增长相关性研究为例[J]. 内蒙古农业大学学报（社会科学版），2014，01：85-86+89.
[6]刘东晟. 我国金融发展与经济增长的相关性分析及实证检验[J]. 生产力研究，2014，10：41-43.
[7]章婷. 金融发展与经济增长的相关性研究——以福建省为例[J]. 福建金融，2011，08：31-34.
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[10]吴拥政. 区域金融发展与经济增长的实证分析——基于中部六省地级市区数据与分位数回归方法[J]. 经济研究导刊，2012，12：115-118.
[11]艾洪德，徐明圣，郭凯. 我国区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析[J]. 财经问题研究，2008，07：26-32.
[12]裴辉儒. 农村金融服务条件下资金流与经济增长的相关性分析[J]. 陕西师范大学学报（哲学社会科学版），2009，02：106-112.
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[14]马正兵. 我国各省区市金融发展的经济增长效应分析——基于面板数据的时变趋势与区域特征分析[J]. 海南金融，2007，12：4-8.
[15]严太华，魏荣华. 中国金融发展与经济增长的控制因果关系研究[J]. 经济评论，2009，03：53-60.
【关键词】金融发展 经济增长 相关性分析
古典经济学家认为金融发展与经济的发展二者之间并没有直接得因果关系，货币金融变量对现实生活中经济的改变只是“面纱”角色，经济水平的增长或者下降均是由实体经济部门决定的。但是现代经济学派却认为金融发展与经济水平增长之间存在的必然的联系，部分学者认为金融发展能够促进经济增长，部分经济学家认为金融发展能够阻碍经济的发展，虽然意见不一，但是均承认了金融发展对经济水平改变的重要作用。本文将国内近几年金融发展以及经济水平提升的程度作为研究对象，利用经济模型进行实证分析，分析内容为国内31个不同地区1984年到2014年的GDP数据，认为金融发展对国内不同地区经济增长的不同影响程度，具有一定的意义。
一、问题的提出
我国进入改革开放阶段之后GDP就在不断地增长，从1984年的3645亿元增长为2014年的300670亿元，增长了8倍多，并且国内存款总额由1984年的1367亿元增长为47.8万亿元；贷款总额由1984年的1768亿元增长到2014年的32万亿元；分别增长了348倍和180倍，中国的经济总量和金融资产总量一起迅速增长。并且，通过一些数据表明，不同地区金融发展对不同地区经济的促进作用是不同的，例如金融发展对西部经济的促进作用就比较小，对东南沿海地区经济发展的促进作用比较大，这就说明金融水平越高对经济的拉动能力更强。所以，国家应该加大对于西部经济的投入，加速西部发展以及金融行业的促进。除此之外，中国中部以及西部本地企业正在持续得发展，加上国家的政策扶持，有利于资本市场直接融资比例的提升，这对于缩小地区经济水平差异以及整体金融水平的发展有良好的促进作用。下面通过实证分析来对此结论进行论证。
二、模型选取和数据来源
本文将中国不同地区金融发展、经济增长二者的关系作为研究重点，使用面板数据信息分析法对中国31个地区的金融发展与经济增长所呈现的关系进行探究，也就是从截面和时间序列两个角度对金融发展与经济增长的关系进行研究。现代经济经济学家认为，一个国家的经济增长的决定因素是居民储蓄和投资，投资数量的多少是经济水平增长快慢的决定作用。平稳且高度的经济增长水平需要相应程度的金融发展水平来促进。
（一）模型选取
假设因变量yit和1xk维解释变量xit，满足线性关系yit=xit+xitBit+uit，i=1，2，3，......，N，t=1，2，.....，T（1）。式（1）中是考虑k个衡量指标于N个不同个体和T个时间点上的变化关系。这里面N是指个体截面的组成个数，T指每一个截面对象的观测时间总计，参数xit指模型的常数项，Bit表示对应于解释变量向量Xit的kx1维系数向量，k代表解释变量向量。随机误差uit是互相独立存在的，并且此公式满足零均值以及等方差是u2的假设。
因为包含了N个个体的组合方程模型以及包含T个时间截面的方程模型，本文将截距向量α以及系数β不同分量的差异性限制条件作为方程的具体要求，并且能够把包含N个个体对象的个体成员模型分成三种类型：第一种是无个体影响的不变系数方程，第二种是变截距方程，第三种是包含有个体影响的变系数方程。可以用公式（2）、公式（3）以及公式（4）来表示：
Yi=α+Xiβ+ui，i=1，2.......，N （2）
Yi=αi+Xiβ+ui，i=1，2.......，N （3）
Yi=αi+Xiβi+ui，i=1，2.......，N （4）
在对面板数据信息展开具体数据的估算时，运用的数据样板信息包括了对象、指标以及时间三个目标上的信息，假设公式的具体形式还未确定，预计模型的结果会偏离正确规定。所以必须对公式的形式再次进行检测，也就是说检验模型中各个变量是否所有的横截面都相同。以此达到减少模型偏差的目的。
（二）数据来源
为了达到较为准确研究金融发展与经济增长二者关系的目的，本文选择了国内31个不同地区1984年到2014年的GDP作为研究数据与研究对象，用X、Y来表示。本文所使用的数据是从《新中国五十五年统计资料汇编》中搜集的，为了避免异方差，将数据使用Eviews5.1来进行相应得处理。下面通过实证分析来对此进行数据分析。
三、实证分析
因为本文主要研究金融发展与经济增长二者之间的关系，所以要对此问题进行建模实证分析，按照相关数据进行建模，经过数据处理并且N=31，T=31，K=1，将样本数据信息按照模型（2）、（3）、（4）进行回归运算，发现模型（2）、（3）、（4）的残差平方之和是S3=110.2867，S2=29.06785，将它们带入公式（5）和公式（6），得出F2=41.81342，F1=-0.02725，观察F的分布情况，于95%置信水平的前提下，F2>F0.05（60，899）且此值约等于1。这说明样本数据不允许被设定为H2，然而却接受假设为H1，说明样本数据符合模型（3），最终为变截距模型。接下来要对变截距模型的固定影响性和随机影响性进行判断，这就要利用Eviews5.1中的Hausman来进行检测。经过运行检测，确定了变截距模型为固定影响性模型，因此确定固定影响效应变截距模型。其具体表现为：LnYi=αi+βLnXi+ui（7） 四、结论与建议
整体来看，我国东部的金融发展对经济增长的促进作用强于其他地区，西部地区的金融发展对经济的拉动作用是最弱的。这种现象的出现能够解释为金融水平越高对经济的拉动能力更强。从表1中能够反映出中国经过二三十年的改革开放，国内金融性资产的总量和经济水平的发展整体呈现正相关关系，相关性系数都稳定在0.80左右，这可以反映出我国金融发展对于经济的整体增长有很强得推动性作用。截距项依然表示出不同地区金融发展对于经济水平提升均有一定影响，并且截距项项愈大，金融发展对经济增长的拉动型作用愈强烈。从上表能够清晰得反映出来，湖南省、江苏省、山东省、河南省以及浙江省等省份的截距较其他省份相比较大，说明这些省份金融发展对于经济增长的促进性更强。截距项的不同说明了国内各省经济基础不同对于促进结果影响的不同，从上表反映出的情况来看，这些省份的金融发展和经济的增长更加相配，具体体现在这些省份金融发展对经济增长的促进作用更强。整体来说，用发达地区截距增长来描述金融发展，假设各个地区的金融发展范围不断扩大，其中也包含了金融效率的提升、资本市场的发展，本文没有将这些作为研究对象，可以留在以后继续分析。但是需要注意的，对于绝大部分地区来说，例如中部地区和西北部地区，在这些地区金融发展对于经济增长的促进作用是比较小的，上表中宁夏、新疆以及河南地区的截距增长都很小，主要原因是这些地区的经济基础本身就比较薄弱，加上这些急需发展的经济水平不发达地区需要大量资金来发展，所以对于金融的促进作用会更加渺小。所以，国家应该加大对于西部经济的投入，加速西部发展以及金融行业的促进。除此之外，中国中部以及西部本地企业正在持续得发展，加上国家的政策扶持，有利于资本市场直接融资比例的提升，这对于缩小地区经济水平差异以及整体金融水平的发展有良好的促进作用。
五、总结
本文将中国不同地区金融发展、经济增长二者的关系作为研究重点，使用面板数据信息分析法对中国31个地区的金融发展与经济增长所呈现的关系进行探究。并且，在最后对于中国经济发展以及金融水平的促进作用提出了几点建议，希望对金融发展和经济增长关系的探究有一定的帮助。
参考文献
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[4]辛波，于淑俐. 金融生态与区域经济增长的相关性分析——以山东省为例[J]. 山东经济，2007，06：127-131.
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[6]刘东晟. 我国金融发展与经济增长的相关性分析及实证检验[J]. 生产力研究，2014，10：41-43.
[7]章婷. 金融发展与经济增长的相关性研究——以福建省为例[J]. 福建金融，2011，08：31-34.
[8]《中国教育技术装备》2010年总目录[J]. 中国教育技术装备，2011，03：120-168.
[9]沈丽. 区域金融发展与区域经济增长相关性研究[J]. 经济师，2013，04：16-17.
[10]吴拥政. 区域金融发展与经济增长的实证分析——基于中部六省地级市区数据与分位数回归方法[J]. 经济研究导刊，2012，12：115-118.
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[12]裴辉儒. 农村金融服务条件下资金流与经济增长的相关性分析[J]. 陕西师范大学学报（哲学社会科学版），2009，02：106-112.
[13]崔健，刘东，王帆. 金融生态环境与区域经济发展的相关性分析——以京津冀为例[J]. 西南金融，2012，04：28-31.
[14]马正兵. 我国各省区市金融发展的经济增长效应分析——基于面板数据的时变趋势与区域特征分析[J]. 海南金融，2007，12：4-8.
[15]严太华，魏荣华. 中国金融发展与经济增长的控制因果关系研究[J]. 经济评论，2009，03：53-60.