一、文献回顾及问题的提出

西方学者对金融发展和经济增长的长期关系进行了大量理论研究和实证分析，研究主要侧重于二者之间的作用方向及强度大小。古典经济学家大多认为金融发展能促进经济增长，熊彼特(阮hUInpeter，1911)认为金融中介所提供的服务对于技术创新和经济增长有着重要作用;希克斯(托cks，1%9)发现技术革命本身不足以推动18世纪英国的长期持续增长，金融创新对工业革命的作用与技术进步同等重要。自从戈德史密斯(伪lds而th，1%9)、麦金农(Mc拓~，1卯3)和肖(Shaws，1973)创立金融发展理论，比较一致的观点是金融发展既对经济增长产生影响又受到经济增长的影响。但是麦金农和肖对金融发展和经济增长关系的研究基本停留在经验式的主观判断上，对这种关系的刻画较为粗糙。这种缺陷在金和莱文(儿ngand玩vi二，1993)等经济学家的研究中得到了补充，他们把金融发展置于内生增长模型中，建立了大量结构严谨、逻辑填密和论证规范的模型并且通过实证分析对理论模型的结果加以检验。虽然模型多种多样，阐释的角度也不同，但是结论基本上是一致的，即金融发展和经济增长相互促进。

国内学者对于我国金融发展与经济增长的关系也进行了一定的研究，主要集中于通过实证分析验证两者的关系。谈儒勇(20以))的研究指出我国的金融中介(银行体系)和股票市场对经济增长的作用相当有限，存款货币银行在配置国内信贷过程中相对于中央银行的重要性和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系。但是也有学者对此提出了不同的观点，殷醒民、谢洁(2以)1)通过实证分析指出我国股票市场在1993一1卯9年间的发展促进了经济增长。总之对于我国金融发展与经济增长之间的关系，学者们还缺乏一致的认识。因此本文将利用对G溉n卿记一Jov~c(l，关))模型(简称GJ模型)修正后的产出增长率模型通过理论分析和实证研究对二者关系继续进行探讨，在第二部分给出金融发展对经济增长作用机理的数理分析，第三部分在数理分析的基础上建立回归模型，并利用1卯4年至么l)2年的季度数据对我国金融市场发展对经济增长的作用进行了实证分析，第四部分对实证分析结果进行了讨论，最后是本文的结论。

二、金融发展对经济增长的作用机理

为了分析金融发展对经济增长的作用机理，我们在这里引人了GJ模型。GJ模型通过把金融系统的信息作用、分散风险功能和投资收益率联系起来说明金融发展和对经济增长的作用机理。基本出发点为产出Y是资本K和劳动L的生产函数，为了在收益率不断增加的环境下保护竞争，按照几陀ntea耐乃七即喊(1991)的做法对公司雇佣员工加一个容量限制L，从而有:v二天而n(乙，乙)夕，口>0，(z)考虑金融中介作用的资本就变成:凡，，二(l一占)凡+几(凡一，凡2)人①，(2)其中8代表折旧率，I代表投资，F代表金融的发展水平，巩，表示信贷市场的发展水平，凡表示股票市场的发展水平，R是一个增函数，表示GJ模型中金融系统提高投资收益率的作用过程，也就是当叭增加和当金融系统越有效率时储蓄和投资的每单位美元耗费的金融成本就越低。如果凡随时间而增长，R(巩)也随着增长，从而资本品的价格会下降，投资和融资成本降低，进而提高投资收益率、增加全社会总投资，促进经济发展。令m二(动e，表示每个公司的最大生产能力，因此m与资本产出率成反比，产出Y二瓦K，此时一旦达到最大劳动力容量，公司就面临恒定的规模收益，总产出就与总资本存量成正比，产出的增长率就等于资本存量的增长率。令gx表示变量x的增长率，有璐=压。由方程(2)可得:。二一;，;(式，，兀2)鲁=一。十;(名，，兀2)(兽)(兽)=一。+诚(式:，凡2)it气入Jt其中i:表示投资与产出的比率，等于V丫。因此产出的增长gy=一占+mR(凡，，凡2)礼(3)R在F的一阶工卿玩展开为:R(凡1，凡2)、R(o，o)+R，凡x(o，0)凡:+R‘凡2(o，o)凡2代入(3)式得回归方程为:场=一占+m(R(0，0)+R‘凡;(0，o)凡，+R‘凡2(0，o)凡2)i‘(4)=一占+诚(o，o)i‘二诚’rtl(o，o)凡礼+诚，凡2(o，o)式21:根据修改的GJ模型，信贷市场和股票市场的发展水平决定了金融系统把投资转化为实物资本的效率，而表示金融效率的函数R(凡，Fa)是增函数，意味着信贷市场和股票市场的发展水平越高，单位投资花费的金融中介成本就越低，整个金融系统就越有效率，金融对经济的促进作用就越显著。投资收益率(l/动也对GDP的增长有作用，高的投资收益率能使等量投资额产生更多的产出。金融系统通过投资收益率作用于经济增长，金融的作用要受到投资收益率的影响。

三、实证分析

1.模型的建立和数据的收集。根据方程(4)，我们建立如下产出增长率模型:爵二一占+nzR(0，0)心+mR’凡，(0，0)凡it+mR‘凡2(0，o)只Zit为了消除解释变量的多重共线性，把回归方程变形为:阶/i，二一占/‘+砍(o，o)+诚‘。，(o，o)凡1+mR‘。2(o，o)凡2(5)我们选取l奥科年第一季度至2(X犯年第四季度的指标数据。数据来源于(中国人民银行统计季报》(l996.1一2003.1)、《中国统计年鉴》(撇)。产出增长率份用GDF的增长率表示(指标GY);1.用实际投资增量与GDp的比值表示(指标IG);信贷市场的发展水平凡用国内信贷占GDp比重的增长率(简称信贷比重增长率)表示(指标BANK)，股票市场的发展水平凡用股票市场的流通市值增量与GDp的比例表示(指标51℃〔K)。各指标均经过了季节调整。

2.实证分析。假设在各个时期公司面临同样的生产能力限制，因此m是不变的。假设a也不变，它们的影响体现在系数和常数项中。回归分析要求序列是平稳的，对非平稳序列要进行协整检验才可以进行回归。可以看出，GYI、BANK指标在l%的显著性水平下拒绝了存在单位根的假设，序列是平稳的，而变量GI的ADF检验在5%的显著性水平下拒绝原假设，并且在1%的显著性水平下没有通过PP检验，因此可以认为变量Gl是平稳序列，没有单位根，而变量SIDCK虽然没通过PP检验，但是通过了ADF检验，我们认为序列是不平稳的，需要对差分序列进行平稳性检验。经检验变量SIDCK的一阶差分序列是平稳的(检验结果略)，51℃〔K一I(1)。

四、实证结果的解释

根据我国经济增长和金融系统数据所作的实证分析表明，投资占GDP的比例与经济增长负相关。这是因为我国的GDP增长率自卯年代中期以来总体呈下降趋势，而投资占GDP的比重却在逐年上升，也就是说虽然GDp主要是由投资推动的，但是投资收益率并不高或者说投资的边际收益处于下降阶段。我国信贷市场对经济增长的贡献主要是通过国内信贷比重的不断增长起作用的，单纯的信贷规模的扩大并不必然荟导致经济增长。在经济增长(GDP增加)的过程中，国内信贷规模增加的速度快于GDP的增长速度，从而使国内信贷比重不断增加，促进经济增长。这种信贷规模不断扩张的资金来源主要就是较高的国内储蓄，自卯年代以来存款占金融机构资金来源的比重一直在近80%以上，而城乡储蓄存款占存款总量的50%以上(见表3)。可以预见，如果城乡储蓄存款下降或者房地产泡沫破灭等导致银行体系呆坏账比例增加，那么信贷市场对经济增长的作用就会减弱了。股票市场由于发展时间短，规模较小，而且约三分之二的股份不流通，对经济增长的作用有限比较容易理解，与哈里斯对发展中国家股票市场作用的研究结论比较一致。

还有一个重要原因就是我国股票市场金融资源配置的低效率。从表4可以看出，上市公司的融资总额虽然逐年上升，平均每家的融资额从1992年的1.的亿元增加到Zlx幻年的6.89亿元，但是经营业绩却在不断下滑，大量资金闲置，生产性投资比例较低。从中国证监会对2(X刃年上半年募集资金投向情况的统计可以看出，上市公司普遍存在着资金闲置的情况，首发融资、配股及增发新股融资总计闲置比例占融资总额的53.85%。而“多余资金”的投向情况为:转投其他项目的为6.64%;存于银行的为38.78%;购买国债为4.89%;归还贷款为1.28%;未说明去向的为48.41%。上述现象说明我国上市公司“重融资，轻使用”问题十分突出，而大量稀缺的金融资源被闲置或者在金融体系内部流动，没有转化为实物资本也表明我国股票市场资源逆配置问题相当严重，并存在一定程度的过度融资问题，对经济增长的作用不明显也就在情理之中了。

五、结论

本文针对金融发展对经济增长作用问题，采用对Greenw以月一Jov山扣丽c模型修正后的产出增长率模型，利用1望抖至2(Xj2年间的季度数据，从实证研究的角度检验了我国金融发展对经济增长作用，实证结果表明:目前信贷市场对经济增长的显著效应是通过信贷比重的增长起作用的，而股票市场对经济增长的作用并不明显。我们认为，较高的国内储蓄使得信贷市场资金充足，能够保证信贷规模的不断扩张，促进经济增长。但是如果国内储蓄下降或者银行呆坏账比例增加，那么信贷市场对经济增长的作用就会减弱了。而股票市场融资利用效率低下、资源逆配t，是造成我国股票市场对经济增长推动效应较差的根本原因。因此，只有保持较高的国内储蓄，全面提高我国银行资产质量和金融市场效率才能够提升金融发展对经济增长的促进作用。