湖北大学
硕士学位论文
金融发展对我国经济增长的影响及效应分析
姓名：程宁双
申请学位级别：硕士
专业：金融学
指导教师：毛泽春
20080501
摘要
经济增长是社会发展和政治稳定的前提条件。探索经济增长的源泉，并采取措施释
放生产力，是理论界一直关注的问题。已有的研究认为，生产要素的积累、资源配置效
率的提高、技术进步，以及制度发展、宗教信仰等都是影响经济增长的首要因素。近些
年，关于金融发展对经济增长作用的研究引起了经济学家们的关注。已有的研究表明适
度的金融发展会促进经济增长，金融发展的过度与不足都会对经济增长造成不良影响。
目前，对于发达国家的实证研究成果已有不少，这些成果对于研究中国的金融发展
与经济增长状况，提供了良好的基础。国内已有的关于金融发展和经济增长的研究较多
的关注整体状况，有关区域金融发展与经济增长差距的研究成果少之又少。
本文对金融发展与经济增长的理论进展进行了整理和思考，整理出西方金融发展与
经济增长理论演进的主要脉络，构建了一个较为合理的理论框架体系。全文关注的是中
国各省市金融发展与经济增长之间的关系，通过整理31个省市的非平衡的面板数据，
建立面板协整模型，利用Pedroni(1999，2000)提出的完全修正的最小二乘法，对中国各省
市的金融发展与经济增长的长期关系与短期关系进行了比较研究。研究显示我国31个
省市的金融发展与经济增长之间存在长期均衡的面板协整关系，金融发展对各省市经济
增长的效应存在显著的差异。在此基础上，本文还估计了面板向量误差校正模型
(PVECM)，以考察金融发展与各省市经济增长的长期均衡所产生的短期动态调整效应。
文章最后，依据实证分析结果对我国各省市金融部门的发展提出了相对应的政策建议。
关键词：金融发展； 经济增长；非平衡面板数据：面板协整；完全修正最小二乘法
Abstract
Social development and political stability are on the premise of economic growth．
Exploring reasons for economic growth and taking some measures to enhance the
productivity are always the focus of theoretical attention．The researches hold the view that
accumulation of factors of production， enhancement of resoruces allocation
efficiency，technology progess，system development and religious faith are important elements
influencing the economic growth．In recent years，economists pay more attention to the
contributions Of financial development to economic growth．The researches support that
moderate f'mancial development is a promotion to economic growth，otherwise，it will be
negative to economic growth．
At present，there are lots of researches based On the developed countries，which lay a
Solid foundation for the study of financial development and economic growth in China．
However,there are few researches on the relation of f'mancial development and economic
growth within China and betwwn provinces．
By reflecting the progress of theory of financial development and economic growth，this
paper has systematized the main sequence of the western financial development and economic
growth,and established a rational theory frame．Based on the unbalanced panel data of
China’S 31 provinces，this paper establishes panel cointegration model．With the help of
FMOLS raised by Pedroni(2000)，it makes empirical analysis about how financial
development affects economic growth of China and these provinces．As the resuR shows，
there is a long-term balanced panel cointegration relationship between financial development
and economic growth of these provinces．Moreover,it’S obviously that financial development
affects the economic growth of each province differently．On the basis，this paper makes an
estimate of PVECM to check the short-term dynamic adjustment effect brought by the
long—term balance between every province or city’S f'mancial development and economic
growth．At last，some polices are put forward to promote the coordination development of
economic and finance in China．
Keywords： Financial Development；Economic Growth；Unblanced panel data；Panel
cointegration；FMOLS
Ⅱ
湖北大学学位论文原创性声明和使用授权说明
原创性声明
本人郑重声明：所呈交的论文是本人在导师的指导下独立进行研究所取得的研究成
果。除了文中特别加以标注引用的内容外，本论文不包含任何其他个人或集体已经发表
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标明。本人完全意识到本声明的法律后果由本人承担。
论文作者签名：私雪Ⅳ乙
日期：力锡年岛月q-E1
学位论文使用授权说明
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化或其它复制手段保存学位论文；在不以赢利为目的的前提下，学校可以公开学位
论文的部分或全部内容。(保密论文在解密后遵守此规定)
作者签名：社雪影弋
指导教师签名： 獬日期：多弼事多刁尹矽
E]夯I-琊．6。f
1导言
1．1文献综述
1导言
所谓金融发展(Financial development)，是指金融系统在数量和质量两个方面的综
合发展，具体包括金融体系数量规模的扩张、功能作用的增强、系统品质的改善等，金融
发展与经济增长的关系一直受到学术界的关注。古典经济学家认为，经济增长完全由实
物部门决定，而货币金融因素在实体经济中只充当“面纱"角色，对经济增长没有影响，
但后来越来越多的经济学家认为金融发展对经济增长有促进作用。
1．1．1国外学者的研究现状
自20世纪50年代以来，大批的经济学家对金融发展与经济增长的关系进行了广泛
的研究。对这个问题最早的关注追溯到Bagehot(1873)和Schumpeter(1912)。Bagehot
和Hicks(1969)认为金融系统在工业革命中起到了重要作用。Schumpeter认为功能完
善的银行能够通过发现和支持具有较大成功概率的项目来刺激创新，进而推动经济的增
长。极少数经济学家例如Robinson(1952)、Lucas(1988)对金融与经济的关系持怀疑
和漠视的态度。
纵观整个金融发展与经济增长关系研究的历史长河，可以大致分为两个阶段：第一
阶段是20世纪80年代以前，Gurley和Shaw(1955)发展了Schumpeter等人思想，认
为金融发展是经济增长的一个必要条件。通过分析金融中介的作用探讨了不同结构金融
系统对经济增长的影响。接下来引发了金融系统的比较研究，Goldsmith(1969)在《金
融结构与金融发展》中认为，金融结构的变化形成金融发展道路，而金融发展道路是有
规律可循的，金融发展能加速经济的增长。Edward．S．Shaw和R．I．Mckinnon(1973)
提出并论证了金融抑制对经济增长的阻碍作用和金融深化与经济增长的关系。Mckinnon
认为发展中国家经济结构是割裂的，与这种二元性经济相联系的是“金融的二元性’’，
他提出了“金融抑制"现象。最后得出政策结论：贸易自由化、税制合理化与金融自由
化相配合，开拓国内资金来源，促进经济发展。Shaw从金融中介机制的角度分析了金
融中介的作用，提出“金融深化"，并且认为金融深化不仅包括货币行业的发展，也包
括非货币金融机构部门的发展。Patrick(1966)最早提出金融发展与经济增长的因果关
系。他把关于金融发展与经济增长关系观点分成两类：主张金融发展能够促进经济增长
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的叫做供给主导(supply-leading)：主张金融发展只是经济增长对金融服务需求的被动
反映的称为需求遵从(demand．following)。Patrick本人持需求遵从观点，认为金融发
展附属于经济增长。实证研究方面，Goldsmith(1969)首开应用跨国数据进行实证研究
的先河。在金融系统规模与金融服务供给和服务质量正相关的假定下，用金融中介资产
与GNP的比值表示金融发展水平，应用35个国家103年(1860．1963)数据进行实证研
究表明：在这些国家经济发展的早期阶段，供给导向模式居于主导地位，随着经济的发
展，需求跟进模式将逐渐居于主导地位。但Goldsmith本人亦承认他的研究虽然强调了
金融发展对经济增长积极、主动的作用，但是无法弄清这种联系究竟意味着什么，到底
是金融因素促进了经济的发展呢，还是金融发展是由其他因素引起的经济增长的一种反
映。
20世纪90年代以来，金融发展和经济增长关系的研究进入了第二阶段，取得飞速
发展。一方面由于研究者借鉴了新的经济理论和研究成果，如交易成本理论，信息不对
称理论和内生增长理论等等。另一方面，信息技术的发展使人们数据收集和处理能力极
大提高。
Mefton(1995)和Lcvine(1997)等人分析了金融系统的基本功能。St珥itz(1985)、
Greenwood and Jovanovic(1990)、King和Levine(1993)等，都一致认为金融体系在
经济发展中起着关键的作用。Levine(1997)认为信息成本和交易成本的存在导致了金
融市场和金融中介的出现，金融体系的功能在于动员储蓄、配置资源、实施公司控股、
润滑商品与服务等，通过这些渠道促进资本积累和技术创新，从而实现经济增长和经济
发展。Pagano(1993)给出一个简单的AK模型，表明金融系统可以通过用于投资的储
蓄比例和储蓄率来影响增长率。Greenwood和Jovanovic(1990)，Bencivenga和Smith
(1991)，SaintnPaul(1992)，King和Levine(1993)，Dela Fuente(1994)等人也认为
金融系统有五种基本功能：促进(证券)交易、保值，分散和共担风险；配置资源；监
督管理者、实施公司控制；动员储蓄；促进产品和服务的交换，并采用建立内生增长模
型方式分析了五种基本功能对经济增长的不同影响。Greenwood和Smith(1997)还分
析了金融市场通过增加专业化来促进经济增长，开辟了分析经济增长来源和决定因素的
新途径。
在实证研究方面：Levine(1997)针对Goldsmith研究不足，采样80个国家，1960．1989
年数据，系统地控制影响增长的因素，表明：金融发展和经济增长存在统计意义上的显
著正相关，即拥有发达金融系统的国家经济增长较快，反之，经济增长较快的国家金融
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1导言
系统通常也比较发达。还发现1960年初始金融发展水平能够预测随后30年的经济增长
率，这在一定程度上支持了供给主导者的观点。Gupta(1984)是第一个尝试进行因果
关系识别的人，他采用Granger(1988)提出的因果分析方法，利用不同指标表示金融
发展、用工业生产指数表示实际经济增长分析了14个发展中国家的季度时间序列数据。
表明14个发展中国家中有8个存在供给引导现象，另外4个国家供给引导和需求遵从
现象都存在，2个国家存在双向因果关系。Rajan和Zingales(1998)对Levine等人研
究提出了质疑，认为有两类误差阻碍人们由金融能预测增长得出金融能决定增长的结
论：一个误差来源是预期的作用，对未来经济增长的预期可能会导致当前的金融发展，
因为企业家可能为了预期的经济利益，增加对当前金融服务的需求。另一个误差来源是
可能被忽视的某些重要因素。Rajan和Zingales基于产业数据的统计分析结构表明，依
赖外部融资的产业在金融系统发达的国家中增长得更快，还发现在产业内部，金融发展
对新公司更为重要，这类公司通常更需要外部融资。Atje and Jovanovic(1993)、Levine and
Zervos(1996)的实证分析结果是股票市场发展对经济增长具有显著的正向影响，而金融
中介增长对经济增长的作用不显著。Arestis and Demetriades(1997)运用时间序列资料，
结合Johansen协整检验，对德国和美国进行了比较研究。其结论是，在德国，以银行为
主的金融中介增长对经济增长具有重要促进作用；在美国，金融发展对经济增长的作用
不显著，而真实GDP对银行体系的发展和股票市场的发展具有显著的促进作用。Darrat
(1999)、Dimitris KChristopoulos和Eflhymios GTsionas(2004)再次实证分析了金融
发展和经济增长的关系，其结论是金融发展与经济增长在短期内没有因果关系，而在长
期内有金融促进经济发展的单项因果关系。。
1．1．2国内学者的研究现状
在国内，金融发展问题也是研究的热点。
谢平(1992)、易纲(1996)、赵志君(2000)等对中国金融资产结构进行了定性与
定量分析。江其务(1998)、樊纲(2000)等对金融发展与企业改革问题进行了研究。
林毅夫(2003)对金融发展与农村经济发展的关系进行了研究。张杰(1995，1998)对
中国金融的结构与中国金融的成长问题从制度变迁的角度进行了理论研究。冉光和
(2004)对金融产业可持续发展问题进行了理论研究，提出金融与经济的可持续发展关
系。认为金融业应该按照产业发展规律进行经营管理，利用市场机制合理适度地开发利
用金融资源，保证当代人对金融产品和服务需求，实现金融产业的金融资源供需平衡和
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良性循环。金融产业要以国民经济可持续发展为基础，国民经济可持续发展必须以金融
产业可持续发展为前提。
谈儒勇(1999)效仿Levine模型，使用1993．1998年有关中国金融发展和经济增长
的季度数据，运用最小二乘法对中国金融发展与经济增长的相关关系进行线性回归，依
次考察了存款货币机构(商业银行)与经济增长、股票市场与经济增长以及存款货币机
构(商业银行)与股票市场的关系。结果表明，在中国金融中介体发展和经济增长之间
有显著的、很强的正相关关系，中国股票市场发展对经济增长作用有限，中国金融中介
体和股票市场发展之间有显著的正相关关系。
韩廷春(2002)选择了一系列影响因素：单位实物资本上的无形资本数量，非国有
经济投资占总投资的比重，实际利率，金融发展指标(M2／GDP)，资本市场发育程度(直
。接融资余额／社会金融资产总量余额)，结合中国转轨时期经济运行特点，分阶段
(1978．1989年，1990．1999年)分别进行实证分析。通过比较发现，金融发展程度与资
本市场发育程度对经济增长的作用从弱到强。韩廷春还对金融发展指标的作用加以评
议，分析了近年世界重大的金融危机及其根源，认为过度的货币扩张及不良资产会造成
金融体系的不稳定性。总结政策建议框架时，强调提高金融系统的运作效率，提高整个
社会的投资质量。
冉茂盛、张宗益(2004)应用向量自回归模型将中国建国后50年来的经济与金融
数据分成1952．1978和1979．2000两个阶段进行因果分析。计划经济时期，经济增长与
金融发展的相互影响十分有限；而在市场经济环境下，两者出现了积极互动的特征。作
者还就股票市场的发展做了特例研究，仍然在向量自回归模型下检验股票市场发展与经
济的相互关系。并且通过冲击响应的方法，结果显示股票市场规模扩张对经济增长的动
态影响十分微弱。
而国内学者对中国区域金融发展的研究还不多见。
唐旭(1995)和贝多广(1995)对于中国区域间的资金配置和流动进行了研究。
张军洲(1995)和殷德生、肖顺喜(2000)从比较金融的角度分析了区域金融主体
的经济行为、区域货币流动现象。以行政区划分为基础将金融区域分为东、中、西三大
’地带，研究的核心是依照从区域经济学到区域金融研究的逻辑，探讨了区域金融结构与
发展模式。认为区域金融与区域金融成长率有直接关系，区域金融化的进程有快有慢，
影响区域经济的发展，金融增长的超前效应也可以使区域经济增长获得更大的金融支
撑。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，
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1导言
还要开拓西部区域资本市场来扶持西部金融发展。
刘仁伍(2003)以海南省的金融结构与金融发展状况为研究对象，总结了海南金融
结构畸形和金融发展不可持续的制度性原因。又以AK模型为基础，辅以金融与经济增
长的统计数据，进行计量验证，提出了区域产业政策与区域金融体系均衡发展的新思路。
但在其实证分析中，没涉及区域金融与经济的发展关系问题。
周立(2004)遵循Goldsmith指标体系，基于1978．2000年的数据对中国地区(东、
中、西部)金融发展与经济增长进行了实证研究，批评了中国“高增长、低质量"的数
量型发展路径，倡导重建金融功能，选择质量型金融发展路径。但其研究只分析了金融
对经济的作用，而没有研究经济对金融的作用，且没有区分长期关系与短期关系。
冉光和、李敬、熊德平和温涛(2006)基于1978．2002年中国东部和西部的省级数
据，运用面板数据单位根检验、协整检验与误差纠正模型，对东部和西部金融发展与经
济增长的长期关系和短期关系进行了比较研究。结果显示，东部和西部金融发展与经济
增长关系具有明显差异：西部地区金融发展与经济增长之间具有金融发展引导经济增长
的单项长期因果关系，而无明显的短期因果关系；东部地区金融发展与经济增长之间具
有明显的双向长期因果关系和双向短期因果关系。因此，在不同的区域条件约束下，金
融发展与经济增长之间可能并无稳定一致的关系。
总的来说，国内学术界对这一问题的研究主要是借鉴国外学术界提出的理论和实证
模型，对我国进行实证分析。根据研究对象的不同，大致可以分为两类，第一类是利用
时间序列数据，通过协整分析等计量方法研究我国总体或某个省市的金融发展与经济增
长的关系，这方面有大量的研究成果，如谈儒勇(1999)，赵志君(2000)，庞晓波(2003)，
赵振全和薛丰慧(2004)等，他们的结论大都认为促进金融发展有利于我国长期的经济
增长。第二类是利用各省市的数据研究我国各地区金融发展与经济增长的关系与地区差
异，但这方面的研究成果还很少。周立和王子明(2002)，张海波与吴陶(2005)，冉光
和等(2006)均对我国东部和西部地区金融发展与经济增长的关系进行了比较研究。结
果显示，东部与西部金融发展与经济增长关系具有明显差异。
1．2选题依据
本文选择金融发展与经济增长理论为题是基于如下几点考虑：
1．2．1研究金融发展与经济增长理论的重要性
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长期以来关于金融发展与经济增长(financial development and economic growth，又
称为金融一增长链(financial．growth nexus／financial．growth link)理论的研究一直是西方
学术界的热点之一。金融发展作为经济增长的核心，其重要性早已为广大学者所公认。
西方学者们探求于金融与经济之间到底是怎样的一种关系——是金融推动经济呢?还
是经济带动金融?进而不断争论于什么样的金融结构更适于经济的长期稳定增长。这一
理论的研究对指导在现实中选择最优的金融结构，使其更充分地发挥作用、更好地适应
经济增长的需要，从而实现经济长期健康、稳定地增长具有非常重要的意义。
1．2．2我国理论研究的迫切需要
在西方各国学者关于金融发展与经济增长浩瀚的理论与实证研究中，中国这个世界
上最大的发展中国家对其研究少之又少。这与我国发展市场经济时间不长，统计数据严
重缺乏等因素是分不开的。而目前国内理论界对这一理论的研究也还普遍处于介绍西方
七、八十年代著作学说的阶段，对其实证研究就更少。因此，学习、借鉴、归纳和总结
西方最新的关于金融发展与经济增长理论的研究成果，并与我国的实际情况相结合，是
我国理论研究的迫切需要。
1．2．3我国经济建设的迫切需要
我国目前正在实施的“西部大开发"和“中部崛起’’战略，旨在缩小各地区和各省
市之间经济发展水平的差距，而金融发展是促进经济发展的重要因素，金融发展对我国
各省市的经济增长有无促进作用?促进作用有没有差异?差异有多大?这是我们需要
研究的现实问题，对这一问题的研究有利于我国经济建设的和谐发展。
1．3研究方法
本文采用的是非平衡的面板数据模型，这样可以最大程度保留样本信息。在此基础
上，进行面板单位根和面板协整检验以防止伪回归，同时为了考察金融发展对各个省市
经济增长作用的差异，利用Pedroni(1999，2000)提出的用于估计非平衡的、异质的面板
(heterogeneous panel)数据①模型的完全修正的最小二乘法(FMOLS)，对协整模型进
行估计。进一步，建立面板向量误差校正模型(PvECM)，以考察金融发展与各省市经
。所谓非平衡面板数据，即每个截面单元的时间跨度不相等；而异质面板数据，即不同横截面的i个斜率系数可以不
等。
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1导言
济增长的长期均衡所产生的短期动态调整效应。
1．4创新之处
1．4．1在理论研究上
本文对繁杂、庞大的外文文献资料进行了归纳和总结，构建了一个自身逻辑清晰、
层次分明、体系完善、观点先进的理论框架。对在理论演进中起决定性推动作用的实证
研究成果也进行了分类和汇总，将其对应于自身所印证的理论并纳入了理论框架中。
1．4．2在样本选择上
国内的研究在样本选择上，周立和王子明(2002)在做回归分析时，只选择了
1978．2000年浙江、广东、吉林、河南、云南和甘肃六个省市的数据。冉光和等(2006)
只选择了1978．2002年我国东部和西部各10个省市作为分析对象。张海波和吴陶(2005)
虽然利用了我国31个省市的数据，但时问跨度只有1998．2002年五年。现有的研究从
样本上难以反映我国较长时期的全面情况。本文利用的是我国31个省市1980．2005年
的面板数据，其中只有西藏和宁夏的统计资料不全，样本起点分别是1992和1990年。
1．4．3在研究方法上
周立和王子明(2002)虽然利用的是各省市的数据，但估计方法却是简单的回归分
析，这种研究方法不能利用各个省市数据之间的信息，且该文在利用时间序列进行回归
时没有进行单位根和协整检验，得到的回归结果有可能是伪回归。张海波和吴陶(2005)
利用固定效应模型估计了面板数据，这种研究方法可以利用各个省市数据之间的信息，
在一定程度上反映了各省市金融发展对经济增长作用的内在结构特点，但固定效应模型
得到的估计结果各变量的斜率是相等的，这种分析框架显然不能反映金融发展对各个省
市经济增长作用的差异，而且面板数据依然可能是不平稳的，从而研究结果也有可能是
伪回归。冉光和等(2006)运用面板单位根(panel data)和面板协整(panel cointegtation)
检验技术作为研究工具，应该说是国内现有文献中研究方法最为先进的。但冉光和的文
章是通过OLS来估计面板数据模型，OLS估计法得到各变量的斜率系数也是相同的，
显然也不能分析金融发展对各个省市经济增长作用的差异，而且OLS估计法不能处理
非平衡的面板数据(unbalance panel data)，对于某些统计资料不全的省市只能舍弃以得
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到平衡的面板数据，这也会使样本信息减少。本文运用的研究方法则解决了这些问题。
1．4．4在实证分析上
在进行实证结果分析的过程中，不仅对各模型的回归结果进行了详细的阐述与分析，
且在同类指标的回归结果出现差异，甚至分歧时，能够从理论上寻求支持、进行科学的
分析与论证，并针对分析结果提出了相应的政策建议。
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2金融发展与经济增长关系的机理研究
2金融发展与经济增长关系的机理研究
2．1金融发展对经济增长作用的传导
大量文献表明，一个好的金融体系可以减少信息与交易成本，进而影响储蓄率、
投资决策、技术创新和长期经济增长率(Levine 1997)。金融体系各个功能发挥的质量
与经济增长有着密切的联系。在经济发展的不同阶段，金融业的结构也有所转变，发挥
的主要功能也有所不同。
从现实角度看，各国的金融结构大不相同，这与各国政治、经济、文化与历史背
景的差异，以及政策导向、技术水平等有很大关系。即使在同一个国家，金融机构的名
称、业务范围、规模、执行的职能等也大不相同。因此，从机构或结构角度去衡量金融
发展，不利于进行历史的分析和国际间的比较。而使用功能作为统一的理论框架，则能
将历史比较与国际比较统一在同一个概念框架下。
通常我们按照莱文(Levine 1997)的分类，金融有五个基本功能：
(1)便利风险的交易、规避、分散和聚集。
(2)配置资源@．
(3)监督经理人，促进公司治理。
(4)动员储蓄。
(5)便利商品与劳务的交换。
实际上，每一种功能都可以通过促进资本积累和技术创新，从而影响经济增长。
下图显示了莱文所说的五大金融功能如何导致经济增长的路径。
下面按照莱文(Levine 1997)的功能分析框架，对五大功能影响经济增长的路径
做出解释。
西莱文在此功能的阐述上，主要指的是信息揭示功能对资源配置的作用。因此，下文用“信息揭示”功能来指代“资
源配置”功能。
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市场问题：
信息成本
交易成本
J
I 金融市场与中介
上
金融功能：
动员储蓄
配置资源
促进公司治理
便利风险管理
便利商品、劳务
与合约交易
土
导致增长的因素：
资本积累
技术创新
上
l 经济增长
2．1．1风险管理功能与经济增长
信息与交易成本的存在，需要金融市场和机构去便利风险的聚集、交易和规避。以
流动性风险(1iquidity risk)为例来考察风险管理功能。
流动性与经济增长的联系缘于一些高收益项目需要长期资本而储蓄者不愿长期放
弃他们对储蓄的控制权。这样，如果金融机构不愿对长期投资提供流动性，一些高收益
项目将因缺少投资而难以进行。希克斯(John Hicks 1969)认为，资本市场的进步减少
了流动性风险，这是英国工业革命产生的最主要原因。许多新发明的应用必须要注入大
量的长期资本，有了流动的资本市场，储蓄者才愿意持有股票、债券、存款单这类的流
动资产，在他们想变现时，可以迅速地、轻易地卖出。与此同时，资本市场才能将这些
流动性金融资产转化为长期资本，投资非流动性产品的生产过程中去，工业革命才有可
能发生。
近年来，经济学家们建立了金融市场应对流动性风险的模型，以此来考察金融市场
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2金融发展与经济增长关系的机理研究
是如何来影响经济增长的。例如，在一个流动性模型中，一部分储蓄者在面临非流动、
高收益和高流动、低收益的这两种投资选择时，由于害怕风险，一小部分储蓄者受到了
冲击后，希望在非流动项目生产之前就将其投资变现。这种风险就激励了人们去投资于
高流动性、低收益项目。该模型假定，每个人都因为信息成本高昂而无法判定他人是否
受到风险的冲击。这种信息成本假定激励了金融市场的产生，以使经济主体能够发行和
交易证券(Douglas Diamond和Philip Dybvig 1983)。在莱文(Levine 1991)看来，储
蓄者觉得受到风险冲击后，可以将其对非流动性生产技术的收益权卖给他人。市场参与
者不需要去辨别他人是否受到冲击，他只需要简单地在不受个人操纵的股市上交易即
可。这样，有了流动性股市，股权所有者可以随时售出股票，公司可以永久获得从原始
股权所有者那里得到的资本。通过便利交易，股市降低了流动性风险。当股市交易费用
下降时，更多的投资会流向非流动、高收益项目。如果非流动项目能获得足够多的外部
资金，则股市流动性越强，就越能促进经济更快、更稳定地增长。
除降低流动性风险外，金融体系还可以降低单个项目、公司、产业、地区、国家等
的风险。银行、共同基金和证券市场都为交易、聚集和分散风险提供了金融工具。金融
体系具有提供风险分散化服务的能力，能通过改变资源配置和储蓄率来影响长期经济增
长。
风险管理功能除与资本积累有联系外，还能影响技术变革。公司不断促进技术进步
以获得有利可图的市场地位。除了创新者能获得利润外，成功的创新也导致整个技术水
平的上升。然而，投资于创新是有风险的。对创新项目的证券融资进行分散化持有会降
低风险，促进投资流向那些推动增长的创新活动中。这样，金融体系就通过便利风险分
散促进了技术进步和经济增长(Robert King等1993)。
2．1．2信息揭示功能与经济增长
评估公司、经理人和市场状况是困难的、有成本的(Vincent Carosso 1970)。单个储
蓄者一般没有时间、精力与方法，对如此大范围的公司、经理人和市场状况进行信息的
收集和处理。储蓄者也不愿意投资于很少可靠信息的项目。结果，高昂的信息成本往往
使投资不能流向实现其最高价值的地方。
信息获取成本激励了金融中介的出现。金融中介获取和处理信息的能力对经济增长
有重要作用。因为许多公司和企业家要借助于资本、金融机构和市场去选择最有前途的
公司和经理人，这会使资本配置更有效率，经济更快增长(Jeremy Greenwood等1990)。
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湖北大学硕十学位论文
除了识别最好的生产技术外，金融中介还通过识别最有机会在新产品、新工艺上取
得成功的企业家而提高技术创新水平(King等1993)。股市也能影响公司信息的获取与
传播。当股市变得更大(Sanford Grossman等1980)且更具流动性(Albcrt Kyle 1984)
时，市场参与者就得到了更大的激励去获取公司信息。在更大、更具有流动性的市场上，
那些获取信息的人更容易在市场中释放私人信息以赚钱。这样，大的、有流动性的股市
可以促进信息的获取。而且，这又会提高资源配置进而促进经济增长(Merton 1987)。
2．1．3公司治理功能与经济增长
除了降低事先获取信息的成本外，金融合约、金融市场和金融中介还降低了事后监
督经理人、促进公司治理的信息获取和执行成本。例如，公司所有者会创设金融安排，
推动经理人按照股东利益最大化原则来管理公司。还有“外部”债权人(银行、股票与
债券持有者)并不进行日常管理，而创设金融安排推动经理人按“外部’’债权人的利益
去经营企业。若缺少了推动公司治理的金融安排，就可能阻碍储蓄从分散储户的手中集
中起来，并使资本不能流向有利可图的投资(Stiglitz等1983)。
金融中介还会进一步降低信息成本。如果借贷者必须从许多外部人那里获得资金，
金融中介就可使监督成本大大降低。金融中介动员了许多单个储蓄并将其贷给项目承担
者。这种“代理监督’’安排节约了总体监督成本，因为不需要所有储蓄者进行监督，而
只需要利用金融中介就对借款人实行了监督(Diamond 1984)。除了减少双重监督成本
外，金融中介通过便利公司治理，还使得所有权与经营权分离成为可能，这又会促进按
比较优势原则进行更精细的有效率的分工(Merton等1995)。然而，这种代理监督安排
有一个潜在问题：谁去监督监督者(Stefan Rasa等1992)?如果金融中介持有高度分散
化证券的话，储蓄者就无需监督它。由于有高度分散化的证券，金融中介总能实现按照
存款利率支付利息给存款者的承诺，存款者也就根本不用去监督银行。这样高度分散化
的金融中介就通过降低监督成本扶持了有效率的投资。而且，由于金融中介和公司建立
了长期联系，这会进一步降低信息获取成本。信息不对称的减少又进一步降低了外部融
资限制，促进资源的更好配置(Sharpe 1990)。在长期增长中，金融安排提高了公司治
理，又进而通过提高资源配置效率，促进资本更快地积累和增长(Benvibenga等1993)。
2．1．4动员储蓄功能与经济增长
动员储蓄就是把分散的储蓄聚集成资本并转化为投资。若没有多种多样的投资者，
12
2金融发展与经济增长关系的机理研究
许多生产过程就达不到有效率的规模(Erik Sirri等1995)。进而，动员储蓄会创造出各
种名目的工具。这些工具提供了使居民持有分散化证券的机会，以投资于达到效率规模
的公司，提高资产流动性。没有资金的聚集，居民只得对整个公司进行买卖。通过提供
风险分散性、流动性和使公司规模更加适宜，动员储蓄促进了资源配置(Sirri等1995)。
从许多机构那里动员储蓄需要交易和信息成本，于是大量为减少摩擦、便利聚集资
金的金融安排就产生了。特别是，动员储蓄会涉及融资的生产部门与有剩余资源的部门
的多种双边契约。股份公司就是这种双边储蓄合约的最主要代表。为节约多种双边契约
的交易成本与信息成本，像上述的利用金融中介聚集资金的情况就会发生，成千上万的
投资者很信任地把钱交给金融中介去投资到成百上千个公司里。
除此之外，金融体系还可以为项目有效动员储蓄，更好的促进技术应用和刺激经济
增长。
2．1．5便利交换功能与经济增长
除了促进储蓄动员和扩大技术应用外，金融安排降低了交易成本，能推动专业化、
技术创新和增长。便利交易、专业化、创新和经济增长之间的联系是亚当．斯密《国富0，
论》(1776)的核心部分。他认为，劳动分工是促进生产率提高的最主要因素．有了更高的
专业化程度，工人能发明更好的机器和生产工艺。‘
金融体系能促进专业化。亚当．斯密认为，低交易成本会允许更大的专业化，因为
专业化比自给自足经济要求更多的交易。斯密认为，用货币而非物物交换会降低交易成
本，促进技术创新。然而，信息成本也促使了货币的产生，因为对各种商品估价是有成
本的，物物交换成本就非常高。一个容易辨认的交换媒介就会出现，以便利交易。(King
等1986；WiUiamson等1994)。
现代理论家一直试图把交易、专业化与创新之间的联系阐释得更为清晰(Greenwood
等1997)。更多的专业化要求更多的交易，因为每笔交易都是有成本的，所以，金融安
排降低了交易成本，会促进更大的专业化。通过这种方式，市场推动交易刺激了生产率
提高。生产率提高还会反馈到金融市场发展上。如果建立金融市场的成本是固定的，则
更高的人均收入意味着相对于人均收入来说，固定成本的负担更小。这样经济发展又促
进了金融市场发展。
13
湖北大学硕士学位论文
2．1．6小结
由上述五大功能促进经济增长的阐述可见，金融早已不是蒙在实物经济上的一层面
纱，从经济发展的早期起，金融与增长就紧密联系在一起。熊彼特(1912)和麦金农(1973)
对金融体系在经济增长中的作用做出了详细的说明。正如斯密(1973)说明专业化的重
要性一样，熊彼特说明了金融体系在选择和采用新技术方面的重要性。麦金农则强调了
金融体系在促进更好的农业技术应用方面的重要性。然而，即使熊彼特和麦金农也并未
将所有金融功能纳入到金融与发展的论述中。实际上，五大功能不能单独分开，它们往
往同时发挥作用，促进经济增长。
金融发展对经济增长的影响途径可总结为下表：
2．2金融发展与经济增长关系理论演进
在整个经济、金融发展史上，关于金融发展与经济增长理论的研究，存在大量角度
各异、方法多样、内容广泛、结论不一的理论与实证文件，可以说它一直是西方学术界
争执不休的热点。而这一理论在不断发展、完善中，逻辑上更加严密、论证上更加复杂、
理论上更趋于成熟、实证上更贴近现实。研究这两者的关系，首先就是关注于两者之间
是谁推动谁、谁引导谁，即：是金融发展促进了经济增长呢?还是经济增长带动了金融
发展?
借助于Patrick(1966)所提出的金融发展与经济增长有“供给引导(supply—leading)"
14
2金融发展与经济增长关系的机理研究
和“需求跟随(demand．following)"两种截然不同的关系的理论框架，将早期的理论与
实证文献概括如下：
2．2．1“供给引导"：金融一经济
“供给引导"是指，金融发展先于经济对金融服务的需求，因而对经济增长有着自
主的积极影响，对动员那些阻滞在传统部门的资源，使之转移到能够促迸经济增长的现
代部门，并确保投资于最有活力的项目方面，起基础性的作用。
借用Pagano(1993)的简易框架，通过一个模型来概括金融发展作用于经济增长的机
制。考察最简单的内生增长模型刊K模型，其中总产出是总资本存量的线性函数：
Y—AK。(1)
为简单起见，假设人口规模不变，并且经济只生产一种商品，这种商品可被用于投
资或消费(如果被用于投资，每期以6的比率折旧)，那么，总投资等于：
It—Kt+l一(1-6)K。(2) 。
在一个没有政府的封闭经济中，资本市场的均衡条件是：总储蓄S。等于总投资I。。
假设金融中介成本的存在使一定比例的储蓄在金融中介过程中流失掉：
≯S。-I。(3)
根据式(1)，t+l期的增长率是gt+l—X+l／g,-1-Kt+l／K。-1。利用式(2)，并去
掉时间下标，稳定状态下的增长率可写为：
g=A专岳A妒s一6 (4)
在式(4)的第二步中，我们利用了资本市场的均衡条件(式(3))，并把总储蓄率
S／Y定义为s．
式(4)显示，金融体系可以通过影响妒(储蓄被转化为投资的比例)、A(资本的
边际社会生产率)或s(私人储蓄率)来影响增长率g，下面依次介绍这三种机制。
①金融中介体和金融市场的发展一更高比例的储蓄被转化为投资一经济增长
金融体系的第一种重要功能是把储蓄转化为投资。在把储蓄转化为投资的过程中，
金融体系需要吸收一部分资源，从而1美元的储蓄只能带来少于1美元(式(3)中的妒)
湖北大学硕十学位论文
投资。剩下的卜驴以存贷利差的形式流向银行，以佣金、手续费等形式流向证券经纪人
和交易商。金融发展使金融部门所吸收的资源减少——使式(4)中妒提高，从而使增
长率g提高。
②金融中介体和金融市场的发展一资本配置效率提高一经济增长
金融体系的第二种重要功能是把资金配置到资本边际产出最高的项目中去。在上述
框架中，金融体系通过三种方式来提高资本生产率A，从而促进增长。第一种方式是收
集信息以便对各种可供选择的投资项目进行评估；第二种方式是通过提供风险分担(risk
sharing)来促使个人投资于风险更高但更具生产性的技术；第三种方式是促进创新活动。
③金融中介体和金融市场的发展一改变储蓄率一经济增长
金融发展影响经济增长的第三种方式是通过改变储蓄率S。在这种情况下，金融发
展和经济增长关系的符号是不明确的，因为金融发展也可以降低储蓄率，从而降低增长
率。随着金融市场的发展，家庭能够更好的对收益率风险进行分散，同时更易于获得消
费信贷。金融发展也使厂商所支付的利率和家庭所收取的利率之间的差距缩小。这些因
素都对储蓄行为产生影响。‘。
2．2．2“需求跟随"：经济一金融
“需求跟随"是指金融发展是世纪经济部门发展的结果，是消极地应对一个发展
的经济对新金融服务的需求(Robinson，1952；Stem，1989)。在早期人们普遍认为，
金融体系仅仅是为了迎合实际经济部门融资的需要，配合这些部门的自主发展，因而其
作用是被动的。
当经济增长时，经济的真实增长便利了金融部门的发展。随着市场的不断拓宽和产
量的不断增长，必须更有效地分散风险以及更好地控制交易成本，因此需要大量的金融
服务以及提供这些服务的金融机构。同时，因为金融服务促使资源由经济中低增长的部
门向高增长的部门转移，所以对金融服务的需求也依赖于经济中不同部门之间的增长速
度(Patrick,1966)。Robinson(1952)不但认为金融仅仅是追随经济增长而发展的，即
经济增长导致金融的发展，而且还指出，金融发展和经济增长之间很强的关系也有可能
是由同时作用于它们的各种冲击之间的正相关性所导致。
金融部门在经济增长的动态的发展过程，在Greenwood和Jovanovie(1990)、
Greenwood和Smith(1997)以及Levine(1992)的论证中得到了证实。他们在各自的
16
2金融发展与经济增长关系的机理研究
模型中引入了固定的进入费或固定的交易成本，借以说明金融中介体和金融市场是如何
随着人均收入和人均财富的增长而发展的。
在经济发展的早期阶段，人均收入和人均财富很低，人们无力支付固定的进入费，
或者即使有能力支付也因为交易量太小，每单位交易量所负担的成本过高而得不偿失，
从而没有激励去利用金融中介体和金融市场，除非在他们的收入和财富达到一定的水平
之后。由于缺乏对金融服务的需求，金融服务的供给无从产生，金融中介体和金融市场
也就不存在。
但是，当经济发展到一定阶段以后，一部分先富裕起来的人由于其收入和财富达到
上述的临界值，所以有激励去利用金融中介体和金融市场，也就是有激励去支付固定的
进入费。这样，金融中介体和金融市场就得以建立起来。随着时间的推移和经济的进一
步发展，由于收入和财富达到临界值的人越来越多，利用金融中介体和金融市场的人也
越来越多，这意味着金融中介体和金融市场得以不断发展。最终，当所有人都比较富裕，
都能从金融服务中获益时，金融部门的增长速度就不再快于经济中的其它部门了。
Levine(1992)扩展了上述观点，在其模型中，固定的进入费或固定的交易成本随
着金融服务复杂程度的提高而提高。在这种框架下，简单金融体系会随着人均收入和人
均财富的增加而演变为复杂金融体系。
2．2．3二者的关系取决于经济发展的阶段
综合上述两种观点，也就是说金融的发展和经济的增长之间有着两种关系。Patrick
(1966)认为它们之间的这两种关系取决于经济发展的阶段。在经济发展的早期，金融
部门通过建立金融机构，提供金融资产，对经济发展起支配作用。特别在金融部I'-J f／皂更
有效地为包含技术创新的投资者提供资金时，更是体现了金融发展对经济的“供给引导"
作用。而当经济发展到一定阶段日趋成熟时，金融部门的发展就扮演着“需求跟随’’型
角色。
A
2．2．4小结
Patrick的假设强调了金融发展和经济增长之间可能存在的两方面的因果关系，因而
是很有益的。不过，他也是不完全的，因为他没有把这两种情况的互补性考虑进去。事
实上，在“供给引导’’的金融发展可以加速经济增长的同时，“需求跟随”的金融发展
并不仅仅是金融体系被动适应实际经济部门的发展需求的结果。
】7
湖北大学硕士学位论文
在当代，大量的理论和经验证明金融发展对经济增长有着互为因果的影响。正如
Greenwood和Jovanovic(1990)以及Levine(1992)的实证所表明的，经济增长和金
融发展之间存在着一个循环的联系——经济增长有助于金融体系的发展，同时，金融体
系的建立与发展又有助于加速经济部门的增长和经济结构的调整。
18
3金融发展对我国经济增长效应模犁设计及原理说明
3金融发展对我国经济增长效应模型设计及原理说明
3．1金融发展指标的选取及数据来源
3．1．1指标的选取说明
为了解释金融发展对各地区经济增长的作用，我们选取了各地区的人均GDP增长
指数做为被解释变量，而将金融市场化比率指数化来反映各地区金融发展对经济增长的
作用。使用GDP作为经济增长指标，已是通用做法，在此不再说明，现对金融发展的
指标选取做出说明：
在做金融发展水平的国家比较时，通常用金融增长(Financial Growth)作为金融发
展水平的替代指标。金融增长表现为金融资产规模相对于国民财富的扩展。国际上通常
用戈式和麦式这两种指标来衡量金融增长水平。
戈德史密斯(1969)意图“找出决定一国金融结构、金融工具存量和金融交易流量
的主要经济因素，并阐明这些因素怎样通过相互作用而促进金融发展"。为此，他创造
性地提出了一个衡量一国金融结构和金融发展水平的存量和流量指标，其中最主要的是
金融相关比率(Financial Interrelations Ratio，FIR)。金融相关比率是指，“某一时点上现
存金融资产总额与国民财富——实物资产总额加上对外净资产——之比’’。通常，人们
将其简化为金融资产总量与GDP之比，以此衡量一国的经济金融化程度。
麦金农(1973)着重研究发展中国家的金融抑制与金融深化。在衡量一国的金融增
长时，主要使用货币存量(M，)与国民生产总值的比重作为标尺。并认为，“货币负债
对国民生产总值的比率——向政府和私人部门提供银行资金的镜子——看来是经济中
货币体系的重要性和‘实际规模’的最简单标尺"。入们通常将其简化为M，与GDP之
比，以衡量一国的经济货币化程度。
很明显，戈式和麦式两种指标都是从总体上去衡量一国的金融发展程度的。本文在
此将其作为衡量中国地区金融发展程度的指标，在进行金融发展程度的地区比较时，由
于中国缺乏各地金融资产和肘，的统计数据，无法直接使用戈式和麦式指标，而只能利
用存贷款的数据作为金融资产的一个窄的衡量指标，去揭示中国金融发展水平。
除了现实的数据条件限制了本文研究的可选指标外，还必须说明该指标能够代表各
省市的金融发展水平?如果代表性不强，那么模型也就没有了解释力。解释力的说明要
19
湖北大学硕士学位论文
从两个角度，一个是结构的角度，另一个是总量(规模)的角度。从结构角度讲，本文
选取的指标要能够反映出金融结构的变化，如若不然，就要直接证明金融结构和经济增
长无关。从总量上讲，本文选取的指标要能代表各地区的金融发展的规模，而且在样本
期间一直要有代表性。
结构问题十分复杂。目前世界上已有的多项研究无法验证金融结构与经济增长的关
系。作者只能借助国际上已经形成的较为权威的结论，将金融结构与经济增长的研究暂
时搁置，只探讨总量的代表性问题，这需要我们对改革开放以来中国各地区金融资产总
量结构做出分析。
在改革开放以后，中国金融资产结构由单一的银行资产向市场化和多元化方向发
展，证券市场和保险市场占全部金融资产的比重由1978年的0．5％，一直上升到2000
年的10．6％，速度还是很快的。但是，银行存贷款，尤其是国家银行存贷款仍然占主导
地位，而且在20世纪90年代以来，存贷款占整个金融资产的比重趋于稳定。全部金融
机构存贷款占整个金融资产的比重由1978年的92．2％下降到1991年的84％，下降了8．2
个百分点，但到2000年只下降到78．4％，90年代只下降了5．6个百分点。国有银行存
贷款占比下降较多，但到目前还有60％，仍居于主导地位。利用存贷款作为指标，基本
上可以反映中国金融资产规模的总体状况。
此外，在金融资产所包含的项目中，有许多只存在于国家层面，并不散布在各个省
市。例如，许多学者关注的“财政向银行举债"、“外汇储备"、“铸币税’’等问题，在中
国只存在于国家层面，对各省市的分析没有意义。因此，我们从中选取“流通中现金“、
“金融机构存款"、“金融机构贷款"、“企业债券"、“股票筹资额"、“国内保险费’’这六
项散布在各个地区的金融资产，来重新分析中国金融资产总额。结果中国各地区金融资
产占全国金融资产的比重由1978年的9996下降到2000年的86．7％。这说明中国金融资
产的市场化和多元化更多地停留在国家层面，各省市层面的金融资产结构并没有发生太
大的变化。这样，无论是国有银行，还是全部金融机构的存贷款余额，对于省市金融发
展的解释力就大大增强了。国有银行存贷款余额占地区层面的金融资产在20世纪90年
代中期以来一直保持在7成左右，全部金融机构的存贷款则保持在9成。存贷款对于省
市金融发展的解释力很强。存贷款不能代表的最大一部分就是“流通中的现金"，但这
部分资产占比在改革开放20多年来一直维持在5％到8％之间，比较稳定，而且在各省市
的分布也大致相同。对我们利用存贷款作为指标基本上不产生影响。对存贷款解释力产
生最大影响的就是证券市场的发展。
20
3金融发展对我国经济增长效应模型设计及原理说明
股市作为一个重要的变量，在我们的模型中并没有被选取是因为在20世纪90年代
以前，证券市场在中国基本不存在。而90年代后从无到有地蓬勃发展起来，从绝对量
上看，仍然没有成为企业融资的主渠道。从1986年开始发行企业债券以来，到1995年
中国共发行企业债券1738．3亿元，而1996．1999年累积又发行了434亿元，仅占贷款额
的2％。股票市值虽然在2000年达到了国内生产总值一半的水平，但流通市值和流通股
本都仅占发行股本和上市市值的1／3。能够被批准发行股票的企业只是凤毛麟角，大部
分企业融资的主要来源还是银行贷款。这样，存贷款不仅在现实上是我们能收集到的地
区层面最完整的系列数据，也能在理论上代表各地区金融发展的实际水平。
3．1．2数据来源说明
我们从《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》相关年份及《新中国五十五年统计资
料汇编》中选取了我国各省市GDP指数、国内生产总值(GDP)、存贷款额、固定资本形
成额的面板数据。为了保持数据的连续性，将重庆市的数据归入了四川省，将两个省市
作为一个地区来考虑。样本区间除了西藏和宁夏因统计资料不全，分别只选取了
1992～2005年及1990-2005年的数据外，其他省市均为1980。2005年，本文的数据显然1=：．
是非平衡的面板数据(Unblance panel data)。
3．2模型说明
在研究金融发展与经济增长关系的文献中，所用实证模型都是大同小异。其主要不
同主要体现在金融发展与经济增长指标的选择以及控制变量的选取上。为了分析金融发
展对我国经济增长的效应及省际差异，本文借鉴Dimitds和Efthymios(2004)的模型，建
立了如下的面板数据模型：
LNYit=口f+IBliLNEt+p2iLNPit+p3iLNSit+vit j=19．o*，N t=1，⋯，T (5)
其中：LN表示自然对数，Y为经济增长率，用各省市的GDP指数表示，以1980
年为100@；F为金融发展水平，用各省市的银行存贷款之和与名义GDP的比率表示④；
S为投资产出比，用各省市的总固定资本形成额与名义GDP的比率表示；P为通货膨胀
。其中西藏和宁夏分别以1992年和1990年为100。
。对金融发展水平有不同的定义，如Dimitris采iEfthymios(2004)用银行存款占名义GDP的比率来定义；冉光和等
(2006)用各省国有及国有控股银行贷款占名义GDP的比率来定义；周立(2004)用银行存贷款之和占名义GDP的
比率来定义，本文的定义和周立(2004)一致。
21
湖北大学硕士学位论文
率，用各省市的消费物价指数(CPI)表示，以1980年为100。v／t为误差项。由于q、
鼬、励和触均取决于各省市的特征，而各省市促进经济增长的各种因素的特征可能是
不同的，所以面板数据模型(5)具有异质性(heterogeneous)，即模型参数对于不同省市
而言可能是不相同的，这和经典的固定效应模型和随机效应模型均假设面板数据模型中
的各横截面单元的斜率是相同的有本质的区别。
3．3面板单位根检验理论简介
所谓面板单位根，是指基于一般形式：
)，矗。JD：f咒．r-1 4"如+荟％每小，+‰， “1’⋯，Ⅳ：卜1，⋯，r (6)
对原假设日o：辟-P-,1，相对备选假设也：至少对一个截面单元，有肛<1进行检
验。其中，蟊一％+吒f为确定性成份，即截距和时间趋势；％为高阶动态调整系数；
Ⅳ表示横截面单元个数；T为时间序列的长度。接受原假设H。即表示面板数据％由面
板单位根(即非平稳)过程所生成，记为虼一，(1)。反之，拒绝风则意味着至少有一
个截面单元是平稳的，即存在f∈q2，⋯，Ⅳ)使％一J(0)。同时还有部分检验被设定为基
于原假设(风：n<1)相对备选假设(也：至少对一个截面单元，有肛-1)进行检验，
即检验的原假设为各截面单元都是平稳的。显然，如果N一1，则(6)式则为传统时间
序列单位根检验的设定形式，如ADF检验。
自Levin和Lin(1992，1993)最先提出面板数据单位根检验以来，Levin，Lin和
Chu(2002)、Im、Pesaran和Shin(2003)、Maddala和Wu(1999)及Choi(2001)分别提出面
板数据单位根的LLC检验、IPS检验和联合P值检验。
3．3．1 LLC检验
Levin、Lin和Chu(LLC，2002)对其1992和1993提出的LL面板单位根检验法进
行改进，对每个截面单元分别进行差分(即ADF)和水平动态(即动态DF)回归获取相应的
标准化残差瓦，并对此进行一阶自回归产生t检验，LLC经过对估计量及其方差进行稳
健性调整，使调整后的t检验服从正态分布，以此检验面板单位根原假设。LLC检验的基
22
本思路为，对模型：
Ayn IaI．Iid幢
3金融发展对我国经济增长效应模型设计及原理说明
+匆il-l+薯t (7)
其中：一2<y s 0；‰d臃=0、％或％+aut；扰动过程厶对于每个个体单元是
独立分布的，且对于每个个体均服从平稳可岛毛一-+％。
对不同个体可以取不同的滞后阶A，然后分别进行以下回归并且获取残差毛和
屹J一1’
-吼+弧川+萎6：f『甑产，+气P‘
见，f—l-口。一_’|一l+
将毛和《“
bq姆t1．j+vil-l
标准化：色
色一贼¨+乞
⋯^⋯
。％／％，U,t-l—U,t-l／％， 并估计如下方程
(8)
(9)
(10)
对原假设风：么-6：-⋯·“-6—0和备选假设风：磊一6：·⋯·“-6<0。单位
根检验的乞统计量为：
乙。南
其中：占．
Σ：。Σ乙，嵋一，
皓
一酬旬峨陲
rⅣ
：，Σ乙@吨1)2】
r 一％
’
，f—z一歹-1，万。专Ⅳ
i．1A。
对该检验进行均值和方差调整即标准化，当z-．∞，且√万／丁_0，则有
其中：
一NTgⅣd；2STD(6)(听P----{-z．)
Ⅳ(O，1) (12)
(11)
。Y角
逆ARMA过程厶I
乙|．听
I ．气
湖北大学硕士学位论文
氏一(二1，善N毒，也。一击荟T蜕+2耄屹【击，狰T觚“】，屹。1一南
为Barlett核权函数，g为滞后截取参数。均值和标准差调整量麟和西通过仿真试验得
到。
3．3．2 IPS检验
Im、Pesaran和Shin(2003)取消同质性假定，即在异质性以及不同滞后阶的条件下，
分别对横截面单元进行ADF检验并构成f(p)统计量。其基本思路为，对模型(6)中变
量的每个横截面单元i分别进行ADF回归，记‘为对每个截面单元分别进行ADF单位根
检验得到的ADF检验统计量，对虚拟假设：所有截面单元均存在单位根，即
Ho：P，·⋯-PⅣ一1，和备选假设：至少一个序列是平稳的，即H_：n<1，i-1,⋯，Ⅳ1：
6；．0，i一Ⅳl+1，⋯，Ⅳ，在气服从零均值、有限互异方差砰的正态分布假定下，f面板
单位根检验统计量及其渐近分布为：
(13)
其中：k一专薹“p；)为各截面单元序列ADF检验统计量的平均值，其中pt为截
面f的检验式中的动态调整的阶数。EB盯瓴，o)】，Var[t,r瓴，o)]分别为相应设定下ADF
统计量的均值和方差，Im、Pesaran和Shin通过Monte Carlo仿真计算了T=10—100，PRO一8
时二者的仿真估计结果(Im、Pesaran和Shin(2003)表3)。
3．3．3联合P值检验
Maddala和Wu(1999)，Choi(2001)分别独立地基于模型(6)中各序列的标准单位根
检验(ADF，DF．GLS)I拘P值，构造了面板单位根的联合P值检验。Maddala和Wu(1999)
提出的P检验为：
P--2善n(A)辛藤(14)
3金融发展对我国经济增长效应模犁设计及原理说明
其中P；(f一1’⋯，N)分别为各截面单元ADF检验的P值。Choi(2001)除上述P
检验外，同时提出了基于联合P值的Z检验和L检验，分别为：
“专善巾-1(p一Ⅳ㈣，m为标准正态分布函数(15) 三一厄Σ二lIl慨／(1-Pi))j‰，七一丽3(5N+4)(16)
Choi的仿真结果显示基于DF—GLS检验而形成联合P值检验具有比IPS的i(p)更
高的检验势。
3．4面板数据协整理论介绍
所谓面板协整，是指对一般形式：
f屏l 展2 ⋯艮】陟m Yf2| ⋯y出】’+d口一F打， i一1，⋯，N；，·1，⋯，T (17)
如果(17)中的误差项矗，)。矗打￡a⋯￡胁)是平稳的，即所有截面单元都不含单
位根，则称Y。，y：，⋯y。这七个非平稳变量之间存在面板协整关系。其中，瞻。层：⋯凡】
是第f个截面单元的一个协整向量，对一个截面单元而言，相互正交的协整向量最多可
能有k-1个，所有正交的协整向量确定了变量咒。，Yi2,'"Y馥的协整空间。在此，
叱-氏+6ut表示截距和时间趋势等确定性成份。显然，如果Ⅳ一1，则(17)就表示传
统时间序列中的协整关系。众所周知，时间序列中的协整检验包括基于估计残差的EG
两步法检验和基于VECM的Johansen检验。
类似于时间序列的协整检验，面板数据的协整检验同样也可分为两大类：一类是目
前广泛应用的基于估计残差的面板协整检验，其基本思想类似于时间序列的EG两步法
协整检验。另一类是基于面板误差纠正模型(PVECM)的面板协整检验，类似于时间
序列中普遍应用的Johanson协整检验。这类检验方法基于对PVECM的极大似然估计，构
造检验面板模型协整关系个数(协整秩)的似然比检验统计量，同时得出协整向量及对
应调节向量的极大似然估计结果。限于篇幅，本文只介绍Kao(1999)、Pcdroni(1995，
1997，2001)基于残差的面板协整检验。
湖北大学硕士学位论文
3．4．1 Kao检验
Kao(1999)首次提出虚假面板回归问题，讨论的模型形式为：
Yn—x：∥+zl’ty+气，吃：，(1)。在假设磊一{M)的条件下，此时LSDV模型为：
Y缸-口i+x：卢+eit)i一1,K，N；t一1,K，r
DF检验基于回归方程en。pe¨+ViI，磊是LSDV模型中三it的估计量，原假设
H。：P一1，即不存在协整关系。检验统计量为：
。‘一巫螺掣一㈣
其中： 易。鬻^彤一1)愿i-1 2eit-1／sc，《．斋善扣城¨。)2 2i-1 2l-2 eit．1 ¨l’可扣1
3．4．2 Pedroni检验
Pedroni(1999)提出了可考虑异方差情形的面板模型的7个检验统计量。原假设为
不存在协整关系。考虑的模型形式为：Yn一％+屈Xi+氏t+en，Yn为(N掌T)·1维变量，
Xl为(N拿T)·M维变量，M是回归变量的个数。Pcdroni提出两种形式的检验。一种检
验是用联合组内尺度描述，包括4个统计量，分别是：
Paneh—stat；sttc：z，一(；Nl；耋巳一2tu三：一-)一1：
Panel P·statistic：
N
乙。(Σ
I-1 砉已_21越三：．-)一1；Nl；；Tjf目．Z21“(三n以△三n一互t)
Panel PP-statistic：zt≈(v92N,r
Pane．ADF-stat碗破z．《屹羹
喜已-2-ue,,n2一-)一l尼薹善T已～-n(三nd△苫n一芫t)
砉旦，-2tue^2；t一-)一u它善N；r兰f星,-2·u：“一·△三n
另一种检验是用组间尺度描述，包括3个统计量，分别是：
3金融发展对我国经济增长效应模型设计及原理说明
p-statistic：z芋-；N!；(砉三：一-)1善T(缸·△eGroup ‘“一互；) z芋-善(Σ蔷一-)以善(磊一·△““一芫；)
GroupPP《at趣如：z≯。善(吒T》广扣‘。i)
-statistic：z≯一善N(砉筝三”舢t)一坭善T(△eA*GroupADF ¨-△：n)
。statistic：z≯一善(善刍‘三‘舢t)一坭善(△e¨-△：其中：
互t一{荛(1一再S)ir川u虬。，；；一{积，fjrw蕊；一弘，
护扩三N巳21n一{缸2+詈耋(1一寺)。弘以。
而且u，品：。，另i，t又有下列式子可得：
三u．赫“帆，三一五“弘矗他+眨t'AYI,t"薹6戚△x叫喊。
其他条件都是通过Newey．West方法确定合适滞后阶数的。这七个统计量的极限分
布均是标准正态分布。
由于在用OLS方法进行面板模型估计时，如果回归统计量存在内生性，将使得估
计统计量不具有超一致性。Pedroni(1996)指出FMOLS(fully modified)方法能修正
异方差动态模型中的协整关系的估计和推断。在FMOLS设定中，将对协整回归模型中
的残差进行非参数变换。Kao和Chiang(2000)指出在面板协整回归模型中，FMOLS
比传统的OLS方法更有效地修正模型存在的内生性和序列自相关性。
4金融发展对我国经济增长效应的实证分析
4．1面板协整模型的估计与检验
如果模型(5)中的变量均服从面板单位根过程，且Ⅳ办～I(o)，则模型(5)即为我国金融
发展与经济增长的面板协整模型。因此，本文首先检验面板数据是否由面板单位根过程
生成，然后估计模型(5)，最后基于估计的残差检验面板协整关系。
4．1．1变量的面板单位根检验
本文使用Evicws 5．1软件对模型(5)中我国31个省市的GDP指数m、金融发展水
平(F)、通货膨胀率(P)以及投资产出比(S)等数据的自然对数值进行面板单位根检验，结
果见表I。
表1面板数据单位根检验结果
一———————————————————————————————————————一
变量名IPS检验LLC检验MW检验CHOI检验
一———————————————————————————————————————————一
LNY 8．2112(1·oooo)0．2222(0．5879) 13．1013(1．oooo) 11·5973(1·oooo)
ALNY -9．0737(0．oooo) -6．1206(0．oooo) 252．3020(0．oooo) ’11·1892(0·oooo)
LNF 1．1591(0．8768) -3．4294(0．o003) 60．1853(0．4690) -0·4519(0·3257)
△U师．13．4629(0．oooo) ．12．0696(0．oooo)449．4600(0．oooo) 。17-3698(0·oooo)
LNP 1．2581(0．9078) -7．0467(0．oooo) 37．5680(0．9897) 2．2157(0·9866)
ALNP -7．2162(0．oooo) -9．4772(0．oooo)89．9641(0。0130) -3·7876(0·O001)
LNS ．1．0638(0．1437) ．2．7649(0．0028) 51．6916(0．7688) 1．1624(o·9478)
／XINS ．11．9653(0．oooo) ．11．5348(0．oooo)401．2390(0．oooo) 。16·0017(0·oooo)
一一————————————————————————————————————————一
说明：l，所有的面板单位根检验形式设定为：含截距不含趋势项；2．△表示变量的一阶差分；3·括号前的数字
表示对应的面板单位根检验的统计量，括号内的数字表示该统计量的p值；4．四种检验方法的原假设都是被检验的变
量为I(1)。
从表1的面板单位根检验结果来看，除了ur检验拒绝变量LNS、LNF、LNP为I(1)
过程外@，其他的检验均表明矾Y、I NS、LNF、U岬为I(1)过程。
。这和IJ．．c检验要求各截面单元有相同自回归系数，从而检验势较其他检验方法低有一定关系。
28
4金融发展对我国经济增长效应的实证分析
4．1．2面板协整检验与协整向量的FMOLS的估计结果
如前所述，模型(5)为非平衡的异质面板数据模型，i7iJPedroni(1999，2000)提出的完全
修正的最小二乘法(FMOLS)iE是估计非平衡、异质面板数据模型，而且可以修正模型中
的序列相关和解释变量内生性的有效方法。以下简述模型(5)的FMOLS估计，将模型(5)
的被解释变量记为向量妇姚，解释变量记为向Jtx．-㈣，LNP．，LNS．)’，则模型(5)
可以写成为(18)式：
妇=伪+屈x／t+u／t
’ (18)
其中，X／t--X／t-1 4-e／t，屈一(凡，玩，成)’，并记邑Ill 0豇，《)’。FMOLS估计的基本思想
是：首先对(18)式及砌=X／t-1+eit进行OLS回归，然后对因变量和参数进行修正。OLS估
计量的渐近分布依赖于误差项色的长期方差阵。用Q；表示邑的长期方差矩阵，Q；可定
义并分解为：
Qi一；觋【E阿’1(Σ-·氦)G：，磊)】l Q：l+E+F一[￡：￡复12i，】(19)
肌Qo_e㈣-～lirazΣ挑叫豪斟表示毛的同期协碰．矩呼．
即拟㈣。一limlr戳7-n1FT洲砘黝一巴封表示磊的自协方差鹏瓯表
示残差“豇的长期方差矩阵，Q捌表示残差勖的长期方差矩阵，Q：“表示H豇和eff的长期协方
差矩阵。另定Y-I-L-·Q?+E。【：：：三】。为计算Q?和e，首先需要得到￡，其中
毛-△b一瓦，而对于残差吮的估计，Pedroni(1999)建议用△婚对瓴做回归，其残差
即为屯。然后，根据Newey．wrest方法估计同期协方差Q?和自协方差E的一致估计辞和
e，其中非参数估计的滞后窗宽选择为5。枞oLs面板协整向量的第i个估计量为：
卮．月．，一(Z置)～(xiy；一刀占+)(20)
其中，孱m。@；，厦"反，，麂；)’，彦+．n：，一n：：Q乏Q暑为序列相关修正因子；
29
湖北大学硕士学位论文
尤一虼一(Q。：，A。122e～u)’表示通过对因变量的变形来实现对内生性的修正；五一心，《)，‘
为元素全为1的T×l向m-,万-一(o，U，1)’。由FMoB估计产生的残差为屯一y：一而屈，FlVl，
面板协整检验即检验屯～，(o)。Pedroni(1999)提出了七种形式的检验协整统计量，本文
的协整检验结果见表2。
表2面板协整检验结果
说明t 1．所有的面板协整检验形式设定为：含截距不含趋势项；2．括号上的数字表不对应的面板协整检验的
．统-a-t，括号内的数字表示该统计量的p值·
从表2给出的面板协整检验各统计量的估计值和P值可以看出，除了Panel v统计量在
10％的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设外，其他所有统计量都在1％的显著性
水平上拒绝不存在协整关系的原假设，因此可以认为模型(5)中的变量LNY、LNS、LNF、
LNP之间存在面板协整关系。在存在协整关系的前提下，我们使用上述的FMOLS估计协
整向量@，结果见表3。
@本文的面板协整关系的检验和面板协整向量的估计均基于Pedroni教授提供的Rats程序实现。
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4金融发展对我国经济增长效应的实证分析
说明：1．限于篇幅，没有报告届，的估计值；2．括号上的数字表示协整向量的估计值，括号内的数字表示该统
计量的蹴计量。
在表3的估计结果中，虎、色和麂，分别表示经济增长对金融发展水平、通货膨胀
水平以及投资水平的弹性，由估计的结果可知：(1)对全国总体而言，在长期中金融发展
水平、通货膨胀水平和投资水平对经济增长有着显著的正效应，每当其增长1％，能分
31
湖北大学硕士学位论文
别促进经济增长0．6％、0．77％和0．7％。(2)对各省市而言，金融发展除了对广西、海南、
贵州、西藏的经济增长在长期中没有显著的促进作用外，对其他省市均有显著的正效应，
其中对上海、江苏、浙江、广东、云南、甘肃、青海、宁夏、新疆的促进作用尤其明显，
金融发展水平每增长1％，对经济增长的促进作用均超过1％。北京、天津、河北、山西、
内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、四川(含重庆)
这些省市的金融发展对经济增长的促进作用相对较弱，金融发展每增长1％，经济增长
量在0．4％--0．75％左右。而湖南和陕西的金融发展对经济增长的促进作用最弱，弹性分别
只有0．16％和0．106％。(3)除了天津、辽宁、上海、青海、新疆这些省市通货膨胀与经
济增长没有显著相关关系外，河北、内蒙古、福建这三个省市通货膨胀率与经济增长之
间具有显著的正相关关系，且通货膨胀和经济增长具有高度的正相关性，弹性系数大约
在1％左右。其余省市也具有显著正相关关系，但相关性减弱，弹性系数在0．5％左右，
这一结果在一定程度上印证了西方经济学理论中的适度通货膨胀有利于经济增长的观
点。(4)所有省市的固定资产形成与经济增长之间均为显著的正相关关系，其中河北、吉
林、黑龙江、山东、河南、湖南、四川、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆的固定资产投
资对经济增长的促进作用最强，弹性系数大于1％；山西、内蒙古、辽宁、上海、江苏、
浙江、安徽、福建、江西、广西、西藏相对减弱，弹性系数在0．5％左右；北京、天津、
湖北、广东、海南、贵州、云南这些省市最弱，弹性系数在0．3％左右。
4．2金融发展对经济增长的短期动态调整
模型(5)揭示了我国各省市金融发展与经济增长之间的长期均衡关系，度量了我国金
融发展的省市特征，为我国各省市长期的金融发展政策提供了依据。进一步，我们以面
板向量误差校正模型(PVECM)考察我国金融发展的短期动态调整效果。由于面板协整模
型残差的平稳性，所以PVECM中的变量都是平稳的，故我们以OLS估计如下的PVECM
模型，以考察金融发展与各省市经济增长的长期均衡所产生的短期动态调整效应。
ztLNY／,=ctoi+aliALNFit+a2i4L慨+a3i4L慨+ecmit2i．f一1+vu
f=1，．．．，N t=Z．．．，T (21)
其中瓯为模型(1)FMOLS估计的面板残差，ecm；为短期调整效应(误差修正系数)，
它反映上一期对平衡关系的偏离在本期所得到的修正，其估计结果见表4。
32
4金融发展对我国经济增长效应的实证分析
说明：1．限于篇幅，没有报告∞，的估计值；2．括号上的数字表不协整向量的估计值，括号内的数字表不该统
计量的缆计量．
表4中，与反映长期均衡关系的协整向量不同，吼、瓯和氏分别反映了各省市的
金融发展水平、通货膨胀水平以及投资水平的短期变化对经济增长的短期影响，ecrh，表
示PVECM的短期调整系数，估计结果显示：(1)金融发展水平的短期变化对北京、天津、
河北、辽宁、吉林、上海、江苏、浙江、安徽、江西、广东等省市的经济增长具有显著
33
湖北大学硕士学位论文
的正向影响，其中以广东、浙江、江苏三省短期金融发展水平的变化所导致的经济的短
期增长变化最明显，分别为0．3805、0．3563和0．3189；对黑龙江、山东、湖北、海南四省
没有显著的影响；而对余下的省市具有显著的负向影响，而这些省市基本上分布在经济
发展水平相对落后的中西部。(2)通货膨胀水平的短期提高则对内蒙古、安徽、吉林、黑
龙江、贵州、西藏、甘肃、青海、宁夏、新疆等省市的经济增长具有显著的抑制作用；
对江西、山东、河南、湖南、湖北、上海六省市没有显著的影响；但对余下的省市具有
显著的正向影响，而这些省市基本上分布在经济发展水平较高的东部。(3)投资水平的短
期增长对我国31个省市的经济增长都有显著的正效应。(4)31个省市中，除了西藏、青海、
宁夏3个省市的短期调整系数ecffli为正，不具有正确的符号外，其他各省市短期调整系
’ 数eohi不仅具有正确的符号，并且均在5％的水平上显著(只有新疆在10％的水平上显
著)。根据Granger表述定理，PVECM的估计结果证实了上述面板协整关系的存在。这一
实证结果也表明我国经济增长的长期均衡的短期调整效应显著，如上海、江苏、浙江、
广东经济增长对长期均衡的偏离均可在下一期得到30％左右的校正，误差修正系数较低
的是广西、贵州、甘肃、新疆四省市，其均衡偏差在下一期的纠正率低于10％，其余大
部分省市对均衡偏差的修正均在10％～20％之间。
5协调我国金融发展与经济增长关系的政策建议
5协调我国金融发展与经济增长关系的政策建议
通过面板单位根和面板协整检验与估计，本文研究了我国31个省市的经济增长与金
融发展的基本特征，其结论为：我国31个省市的经济增长与金融发展之间存在着长期均
衡的面板协整关系，长期中金融发展水平对全国总体以及绝大多数省市的经济增长有着
显著的正效应，但这种正效应在各省市之间存在显著的省际差异。具体而言，其一，金
融发展对经济增长促进作用最为显著的9个省市为上海、江苏、浙江、广东、云南、甘
． 肃、青海、宁夏、新疆，其中上海、江苏、浙江、广东为经济发展水平在全国最为领先
的东部沿海省市，而云南、甘肃、青海、宁夏、新疆则是经济发展水平较为落后的西部
省市，这是本文发现的一个较为有意义的结论。这个结论隐含的经济学意义为，在东部
沿海的经济发达省市，金融市场的效率明显高于其他省市，金融市场配置资源并进而促
进经济增长的功能得到了充分发挥；而在西部经济发展相对滞后的省市，由于建设资金
相对短缺，发展经济所需的资金高度依赖于金融发展的水平，例如贷款的发放。其二，
广西、海南、贵州、西藏4个省市的金融发展对经济增长没有显著的影响，这说明这些’
经济发展水平相对落后的省市的金融结构不够完善，金融市场不够成熟，金融发展的本：
质特征是金融增长而非金融发展，即数量增长而非质量提高，或日“高增长、低效率’’。
从而金融发展促进经济增长的功能还没有得到充分发挥。
具体可以从下面三点中体现出来：(1)金融资产规模迅速扩张，以货币化程度衡量
的金融深化程度已达到很高水平。快速的货币化，弥补了中央财政收入大幅度下降的不
足，保证了中国政府在发展过程中可以依赖金融控制推进改革。但是中央对金融业的控
制，导致金融改革滞后于经济改革，金融发展依附于经济增长，金融效率服从于经济效
率。由于片面强调金融增长，忽视金融发展，导致金融资产结构单一，投资渠道狭窄，
金融竞争不足，效率低下。(2)金融变革“显著”，但“不深刻’’。由于国有金融主导、
政府控制和产权结构单一，使得金融功能财政化，带来了金融资源的非效率配置特征。
(3)银行业在金融体系中居于主导地位。四大国有银行占有了大部分市场份额。这导
致了竞争不足和效率低下。但伴随着更多金融机构的介入，金融业市场结构慢慢由寡头
垄断转向垄断竞争。新兴商业银行和外资银行获取了较高的利润率，竞争优势在增强。
与此同时，国有商业银行也伴随着市场竞争压力的增大，在改变其行为模式，注重风险
管理和效益提高，向健康的方向发展。
上述结论的现实意义在于：就我国各省市长期经济增长和金融发展的关系而言，本
35
湖北大学硕士学位论文
文的结论对于准确认识各个省市的经济增长与金融发展的关系、合理规划发展我国的金
融市场以及借助金融市场促进经济增长具有显著的现实意义。另一方面，基于短期调整
效应所产生的经济学和政策意义为，深化金融改革是一个长期的过程，但在短期内，对
那些金融发展水平提高在短期内能显著的刺激经济增长的省市如广东、浙江、江苏给予
金融政策支持，可以促进这些省市的经济增长，使资源得到最有效的配置。
基于此，本文的政策主张归结为对不同省市实行有差别的金融政策。由于各省市的
经济运行状况存在显著不同，金融发展与经济增长的关系具有差异，如果在各个省市采
用“一刀切”的金融政策，事实上是对资源的浪费，甚至有可能对经济产生不利影响。具
体而言，国家在货币供应量的调控及利率、信贷等相关金融政策的制定及执行时必须重
视各省际差异，做到区别对待。例如，金融发展对经济增长作用不显著的经济落后省市，
要加强这些省市金融体制改革，推进金融主体的多元化发展，改变旧有的金融制度供给
模式，使金融市场成为配置资源的重要枢纽。
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攻读硕士学位期间取得的研究成果
攻读硕士学位期间取得的研究成果
1．中国金融发展与经济增长【J】，《法制与社会》，2007年11月
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湖北大学硕士学位论文
致谢
三年的硕士生活是我生命中宝贵而美好的一段时光，这段记忆将永远珍藏在我心底。
在论文完成的此刻，在这即将离别的日子里，我想对关心和帮助过我的所有老师和同学，
对一直关爱我的家人致以真诚的谢意。
衷心感谢我的导师毛泽春教授，在论文的选题、撰写、修改以及定稿的整个过程中，
给予了我细致而耐心的指导。三年的硕士生活中，以他的身体力行教我治学上的严谨与
勤奋，他渊博的知识，敏锐的洞察力，缜密的思维时刻感染着我，启发着我，使我获益
良多。特别要感谢谭本艳老师，帮助我完成了论文模型中最关键的部分，对于他的无私
帮助，表示衷心的感谢。还要感谢程崇祯教授，正是他对我无微不至的关心，让我学习
到了更多人生的道理。
还有金融学院的其他老师与同学，三年来给予我学习上的帮助和生活上的关心，在
此一并谢过。本论文的写作过程中还参考了国内外许多优秀学者专家的研究成果，在此
也对他们表示诚挚的感谢。
最后要特别感谢我的父母，谢谢他们多年来对我物质和精神上的大力支持，没有他
们也就没有我的今天。再次感谢湖北大学金融系多年来对我的悉心栽培，谢谢母校。
程宁双
2008．5．4