甘肅省金融機(jī)構(gòu)活躍度與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究

內(nèi)容提要：隨著西部大開發(fā)及“十一五”規(guī)劃的制定，甘肅省作為西部老工業(yè)基地，應(yīng)該加快本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，為西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作出貢獻(xiàn)。本文主要討論甘肅省金融機(jī)構(gòu)活躍度與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)問題，以金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出來表示金融機(jī)構(gòu)活躍度，結(jié)合1978——2005年的歷史數(shù)據(jù)論證，運(yùn)用格蘭杰檢驗(yàn)和協(xié)整分析等手段來分析兩者之間的關(guān)聯(lián)性，提出甘肅省金融發(fā)展的建議。

關(guān)鍵詞：金融機(jī)構(gòu)活躍度；經(jīng)濟(jì)增長；格蘭杰檢驗(yàn)；協(xié)整分析

中圖分類號：F127.42文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1003-4161(2008)02-0047-05

西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度緩慢，區(qū)域內(nèi)各省區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也極不平衡。而且，在今后相當(dāng)長的一段歷史時(shí)期內(nèi)，西部面臨著加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、加強(qiáng)生態(tài)環(huán)境保護(hù)和建設(shè)、鞏固農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、發(fā)展特色旅游業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和文化衛(wèi)生事業(yè)等艱巨的歷史任務(wù)，同時(shí)還面臨著由此而帶來的巨大資金需求與資金瓶頸壓力。甘肅省是我國的西部老工業(yè)基地之一，要加快甘肅省老工業(yè)的改造、提升和發(fā)展，就必須加大投資力度，特別是國家投資的力度。與此同時(shí)，營造優(yōu)化投資環(huán)境，促進(jìn)投資體制向多元化方向發(fā)展。歷史數(shù)據(jù)表明，金融機(jī)構(gòu)貸款總量不斷增加，促進(jìn)了各地區(qū)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長。本文用現(xiàn)金支出來表示甘肅金融機(jī)構(gòu)活躍度，現(xiàn)金投放（支出）是一定時(shí)期內(nèi)商業(yè)銀行通過各渠道向社會投放現(xiàn)金的總量，包括工資支出、收購農(nóng)副產(chǎn)品支出、行政管理費(fèi)支出等項(xiàng)目?，F(xiàn)金投放量與經(jīng)濟(jì)增長速度和物價(jià)上漲有密切關(guān)系。一般情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度加快和物價(jià)漲幅加大，現(xiàn)金投放量也加大。本文將通過格蘭杰檢驗(yàn)和協(xié)整分析導(dǎo)出金融機(jī)構(gòu)活躍度與甘肅經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

1.文獻(xiàn)回顧

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是近年來國內(nèi)外學(xué)術(shù)界較為關(guān)注的一個(gè)議題。國外學(xué)者對這一問題的研究取得了累累碩果，可以參見謝亞軒（2003）［1］，毛秋蓉、李萍（2005）［2］，王?。?006）［3］，周波（2007）［4］等人的相關(guān)研究成果，他們對國外學(xué)者對該問題的相關(guān)研究進(jìn)行了很好的綜述。而國內(nèi)學(xué)者對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究主要沿著以下三條路徑來進(jìn)行：基于中國全國的數(shù)據(jù)和全局的視角分析中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系；基于區(qū)域（或者省區(qū)）的視角分析各區(qū)域（或省份）的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系及其區(qū)域分異；基于農(nóng)村的視角分析農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展（或農(nóng)民收入增長）間的關(guān)系。

在對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究路徑中，從全局視角來分析二者關(guān)系的路徑占據(jù)主導(dǎo)地位。其中，饒曉輝、王啟亮（2003）利用多元回歸的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)單方程模型證明了實(shí)際利率對我國經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)為負(fù)；［5］丁曉松（2005）通過單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析探討了1986～2002年中國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明金融發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極作用，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展對金融發(fā)展的促進(jìn)作用不大；［6］楊曉華（2005）利用協(xié)整及誤差修正模型對我國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系， 金融中介和國內(nèi)信貸通過轉(zhuǎn)化為投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長， 而金融業(yè)的深度發(fā)展則對經(jīng)濟(jì)的增長有一定的副作用；［7］張曉強(qiáng)（2005）用修正后的AK模型建立經(jīng)濟(jì)增長與二元金融市場(信貸市場、股票市場) 之間的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，并借助1994～2004 年的季度資料，探討了我國金融發(fā)展中信貸市場和股票市場在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用途徑，結(jié)果表明信貸市場的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長存在明顯的正效應(yīng)，股票市場的發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長中作用則不顯著；［8］王一峰、董麗、杜哲卿（2005）利用哈羅德—多馬經(jīng)濟(jì)增長模型，從金融的作用角度，建立了中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長二者關(guān)系的回歸方程式，并通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間有相互促進(jìn)的關(guān)系；［9］王?。?006）應(yīng)用協(xié)整、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量方法， 深入分析了1978～2004 年我國GDP 增長和金融發(fā)展之間的內(nèi)在聯(lián)系，并指出改革開放以來中國金融發(fā)展推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長；［10］梁琪、藤建州（2006）采用多元Near-VAR方法對我國1952～2003年間的經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展以及影響經(jīng)濟(jì)增長的其他指標(biāo)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明，在樣本期內(nèi)，我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間存在著有經(jīng)濟(jì)增長向金融發(fā)展的單項(xiàng)因果關(guān)系；［11］宋利民（2006）利用1979~2004年金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，對二者相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，指出金融發(fā)展對我國的經(jīng)濟(jì)增長具有積極的推動(dòng)作用，但力度有限；［12］林志偉（2007）基于VAR 模型，利用協(xié)整分析和Granger 因果檢驗(yàn)法，對中國1982～2004 年經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，指出金融發(fā)展規(guī)模與城鎮(zhèn)居民收入不平等負(fù)相關(guān)，且前者也是后者的Granger 成因，金融發(fā)展效率與城鎮(zhèn)居民收入不平等負(fù)相關(guān)，并且兩者具有雙向的Granger 因果關(guān)系。［13］ 

其次，研究路徑中較為重要的是從區(qū)域（或省區(qū)）的視角來分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。從區(qū)域視角來看，張海波、吳陶（2005）從中觀層面以中國各地區(qū)為研究對象，通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型探討了區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明我國各地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)的增長有促進(jìn)作用；［14］冉光和、李敬、熊德平、溫濤（2006）基于中國東部和西部的省級數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型，對東部和西部金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系和短期關(guān)系進(jìn)行了比較研究，結(jié)果顯示西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有金融發(fā)展引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長的單向長期因果關(guān)系而無明顯的短期因果關(guān)系，東部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有明顯的雙向長期因果關(guān)系和雙向短期因果關(guān)系；［15］焦兵（2007）基于中國東部和西部的區(qū)域數(shù)據(jù)， 運(yùn)用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)， 對東部和西部金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系和因果方向進(jìn)行了比較研究，指出西部地區(qū)的金融發(fā)展的各項(xiàng)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在格蘭杰因果關(guān)系， 東部地區(qū)也僅僅只有農(nóng)村金融效率與經(jīng)濟(jì)增長存在格蘭杰因果關(guān)系。［16］從省區(qū)的視角來看，李忠民、劉創(chuàng)剛（2005）基于陜西省1984～2003年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過運(yùn)用多變量VAR 系統(tǒng)分析指出陜西省的金融發(fā)展沒有帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長；［17］鄭長德（2006）利用四川省金融發(fā)展數(shù)據(jù)，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和線性回歸分析方法，對四川省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證比較研究，指出四川金融體系與經(jīng)濟(jì)增長之間具有明顯的相互制約作用，而且表現(xiàn)出很強(qiáng)的結(jié)構(gòu)性特征；［18］劉紅、葉耀明（2006）從內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型(AK模型) 出發(fā)，利用上海有關(guān)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用Johanson 協(xié)整檢驗(yàn)和VECM模型分別研究了金融業(yè)發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的三種途徑與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系，認(rèn)為上海金融業(yè)發(fā)展主要通過將儲蓄轉(zhuǎn)為投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長， 而提高儲蓄率和邊際資本生產(chǎn)率未構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力；［19］邱新國、陳源媛（2007）以1985～2004 年間重慶金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間序列為基礎(chǔ)，結(jié)合Granger因果檢驗(yàn)、向量自回歸( VAR) 模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)分析了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長作用，指出重慶市的金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。［20］

當(dāng)然，從農(nóng)村金融視角來分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系的成果也不少。姚耀軍、和丕禪（2004）基于VAR 模型， 利用Granger 因果檢驗(yàn)， 對中國農(nóng)村1978～2001年間金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做出實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)村正規(guī)金融的發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長并沒有起到“供給主導(dǎo)”作用， 而是處于一個(gè)嚴(yán)重滯后的“需求遵從”地位，并指出農(nóng)村正規(guī)金融相對于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是缺乏效率的， 而農(nóng)村非正規(guī)金融值得關(guān)注；［21］李剛（2005）以金融壓抑和金融深化理論為分析依據(jù)， 對我國農(nóng)村金融深化與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，指出我國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有一定的相關(guān)關(guān)系，而農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間僅存在弱相關(guān)關(guān)系；［22］劉旦（2007）運(yùn)用1978～2004 年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對中國農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)民收入增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，指出農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入增長具有顯著的負(fù)效應(yīng)；［23］張穎慧（2007）運(yùn)用時(shí)間序列分析方法，對中國農(nóng)村1978~2004年間的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做出實(shí)證研究，指出中國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在一種長期的均衡關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長卻不是農(nóng)村金融發(fā)展的Granger原因。［24］

綜上所述，不管是從全國的視角，還是區(qū)域的視角，抑或是農(nóng)村的視角，分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系無外乎是利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)方法論（即便在方法和數(shù)據(jù)的使用上或有所不同），而結(jié)論基本上可以統(tǒng)一，即金融發(fā)展將對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響。本文并不打算對該問題進(jìn)行簡單重復(fù)，而從金融機(jī)構(gòu)活躍度的視角切入分析金融機(jī)構(gòu)的活動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，可以說這既沿用了分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的第二條路徑，也同時(shí)具有一定的創(chuàng)新性。

2.數(shù)據(jù)收集及初步分析

為了分析甘肅金融機(jī)構(gòu)活躍度與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，我們將選擇金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出來表征金融機(jī)構(gòu)活躍度，同時(shí)，以國內(nèi)生產(chǎn)總值表征經(jīng)濟(jì)增長狀況。從相關(guān)《甘肅年鑒》 ①中獲取兩組序列的數(shù)據(jù)，分別記為CIt和GDPt，如下表1所示：

以上表數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分別作兩組序列CIt 和GDPt時(shí)序圖、一階差分后的對數(shù)值的時(shí)序圖、對一階差分對數(shù)值進(jìn)行差分后的值的時(shí)序圖，如下圖1、圖2和圖3所示：

圖1中CIt和GDPt 兩組元序列伴隨著時(shí)間變動(dòng)明顯上升，不具有穩(wěn)定的水平趨勢；圖2中ΔCIt和ΔGDPt 具有伴隨時(shí)間變動(dòng)的長期上升趨勢，不具有水平趨勢；而在圖3中將ΔCIt和ΔGDPt 作一階差分后的序列值Δ(LOG(ΔCIt))和Δ(LOG(ΔGDPt))隨時(shí)間變動(dòng)呈現(xiàn)水平變動(dòng)，可以認(rèn)為是平穩(wěn)序列②。對數(shù)據(jù)初步分析以后，我們大致認(rèn)為序列CIt 和GDPt具有長期的穩(wěn)定關(guān)系。這也是我們進(jìn)行長期關(guān)系分析的基礎(chǔ)。

3.金融機(jī)構(gòu)活躍度與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系分析［24］

根據(jù)上述關(guān)于金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出和國內(nèi)生產(chǎn)總值的原始數(shù)據(jù)，進(jìn)行兩者間的協(xié)整分析，也即是分析金融機(jī)構(gòu)活躍度對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響。首先，我們通過Granger causality test檢驗(yàn)序列CIt 和GDPt之間的因果關(guān)系，其因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)論如下表2所示：

從上表可以看出，在顯著性水平α=0.1下，序列CIt 的組合均不是GDPt的組合的格蘭杰原因。為此，我們設(shè)法調(diào)整兩組序列，用各自的差分序列代替原序列，分別記CIt 和GDPt的差分序列為ΔCIt 和ΔGDPt，對差分序列的組合進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如下表3所示：

從上表可以看出，在顯著性水平α=0.1下，ΔCIt 和ΔGDPt 、LOG(ΔCIt )和LOG(ΔGDPt)間具有較好的因果關(guān)系。利用ADF檢驗(yàn)判斷序列 ΔCIt 、ΔGDPt 、LOG(ΔCIt )、LOG(ΔGDPt)的單整性，結(jié)果如下表4所述：

從上表中可以看出，ΔCIt 、ΔGDPt 、LOG(ΔCIt )、LOG(ΔGDPt)分別是I(2)、I(1)、I(1)、I(1)階單整序列。結(jié)合單整分析和格蘭杰因果分析的結(jié)論，建立以LOG(ΔGDPt)為被解釋變量， LOG(ΔCIt )為解釋變量的模型如下：

LOG(ΔGDPt)=0.983529+0.633954×LOG(ΔCIt )

T=(4.0953) (12.2514)

P=(0.0004) (0.0000)

R2=0.8621 F=150.098 D-W=1.4096 P(F)=0.0000

以上模型的回歸方程能夠通過方程顯著性檢驗(yàn)、變量顯著性檢驗(yàn)和擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，且D-W處于(dl，du)之間（其中dl=1.30，du=1.46），則不能判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)序列是否存在自相關(guān)性，從而上述模型存在偽回歸的嫌疑。將金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出的實(shí)際觀測值代入模型求出殘差序列 ，并對該序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5所示：

表5 殘差序列μ的單整分析結(jié)果

變量ADF檢驗(yàn)類型（C，T，*）T統(tǒng)計(jì)量5%的臨界值

μ（0，0，0）-4.6456-1.9556

從表中可以看出殘差序列μt為0階單整序列，即 I(0)，所以，原模型變量LOG(ΔGDPt)和LOG(ΔCIt )構(gòu)成(1，1)階協(xié)整關(guān)系。這是進(jìn)行兩組序列協(xié)整分析的前提。而回歸方程LOG(ΔGDPt)=0.983529+0.633954×LOG(ΔCIt )也反映了金融機(jī)構(gòu)活躍度對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響，即金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出的差分后對數(shù)值每變動(dòng)一個(gè)單位，將會引起國內(nèi)生產(chǎn)總值差分后對數(shù)值變動(dòng)0.633954個(gè)單位。兩者關(guān)系的實(shí)際值和擬合值之間長期關(guān)系如下圖3所示：

圖4 LOG(ΔGDPt)和LOG(ΔCIt )長期關(guān)系實(shí)際值、擬合值關(guān)系示意圖

從圖4可以看出，模型的實(shí)際值和估計(jì)值的變動(dòng)趨勢具有很好的一致性。從而說明該模型較好的闡釋了兩者之間長期關(guān)系。

4.金融機(jī)構(gòu)活躍度與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系分析 ③

由于序列LOG(ΔGDPt)和LOG(ΔCIt )構(gòu)成(1，1)階協(xié)整關(guān)系，因此，我們可以通過構(gòu)建誤差修正模型來揭示兩變量之間的短期關(guān)系以及長期和短期之間的修正關(guān)系。以ecm來表示上述協(xié)整回歸中的殘差序列ut，并作為非均衡誤差建立ECM模型，通過以LOG(ΔGDPt)為被解釋變量，逐步引入常數(shù)項(xiàng)、emc(-1)、ΔLOG(ΔCIt )、ΔLOG(ΔGDPt)(-1)、ΔLOG(ΔGDPt)(-2)、ΔLOG(ΔGDPt)(-3)、ΔLOG(ΔCIt )(-1)、ΔLOG(ΔCIt )(-2)、ΔLOG(ΔCIt )(-3)，通過綜合判斷方程顯著性、變量顯著性、擬合優(yōu)度以及D-W數(shù)值建立模型式如下：

ΔLOG(ΔGDPt)=0.280954×ΔLOG(ΔCIt )+0.543049×ΔLOG(ΔGDPt)(-2)+0.263993×ΔLOG(ΔGDPt)(-3)-0.806307×ecm(-1)

T=(3.216) (-4.7612) (1.546) (-4.4639)

P=(0.0054) (0.0052) (0.1417) (0.0004)

R2=0.5953 D-W=1.9505

以上模型中的變量均能通過顯著性檢驗(yàn)（除ΔLOG(ΔGDPt)(-3)僅能通過α=0.15的顯著性檢驗(yàn)外，其余變量均能通過α=0.05的顯著性檢驗(yàn)），擬合優(yōu)度也較高，同時(shí)，D-W處于(du，4-du)之間（其中dl=1.00，du=1.68），所以隨機(jī)誤差項(xiàng)序列不存在自相關(guān)性。將誤差項(xiàng)ecm(-1)=-0.983529+LOG(ΔGDPt)-0.633954×LOG(ΔCIt )代入上述模型中，可得到反映序列LOG(ΔGDPt)和LOG(ΔCIt )之間的短期關(guān)系以及長期和短期之間修正關(guān)系的模型，如下式所述： 

ΔLOG(ΔGDPt)=0.280954×ΔLOG(ΔCIt )+0.543049×ΔLOG(ΔGDPt)(-2)+0.263993×ΔLOG(ΔGDPt)(-3)

-0.806307×(-0.983529+LOG(ΔGDPt)-0.633954×LOG(ΔCIt ))

該等式即是LOG(ΔGDPt)和LOG(ΔCIt )兩組序列間的誤差修正模型，反映了兩者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，其中0.280954、0.543049、0.263993為兩變量之間的短期關(guān)系參數(shù)，而-0.633954為兩者之間的長期關(guān)系參數(shù)。而兩者關(guān)系的實(shí)際值和擬合值之間動(dòng)態(tài)關(guān)系如下圖4所示：

圖5 和兩者動(dòng)態(tài)關(guān)系實(shí)際值、擬合值關(guān)系示意圖

從上圖可以看出，模型的實(shí)際值和估計(jì)值的變動(dòng)趨勢具有很好的一致性，同時(shí)，模型的殘差值較小，表現(xiàn)得比較平穩(wěn)。

5.結(jié)論

本文以上討論闡釋了金融活躍度對甘肅經(jīng)濟(jì)增長的作用，考察了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，測算了1978～2005年甘肅金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。其結(jié)論是無論長期或動(dòng)態(tài)情況下，兩者之間的相關(guān)程度均顯著，現(xiàn)有數(shù)據(jù)表明，甘肅金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出對經(jīng)濟(jì)增長有直接推動(dòng)作用，本文建議適度地?cái)U(kuò)大金融機(jī)構(gòu)的現(xiàn)金支出：首先，固定資產(chǎn)投資和農(nóng)副產(chǎn)品采購是現(xiàn)金支出的主要渠道，固定資產(chǎn)投資規(guī)模的增加，必然拉動(dòng)現(xiàn)金需求的增加。甘肅省金融機(jī)構(gòu)信貸仍然是“銀行主導(dǎo)型”，今后在銀行貸款上應(yīng)投向基本符合甘肅省產(chǎn)業(yè)調(diào)整的方向，防止信貸資金通過銀行流向沿海發(fā)達(dá)地區(qū)。其次，居民由于受理財(cái)渠道狹窄、購房、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育子女等預(yù)期開支的影響，大部分閑置資金還是選擇存入銀行，為此我們應(yīng)該努力把儲蓄轉(zhuǎn)化為有效投資，充分考慮有價(jià)證券市場，特別是股票市場變動(dòng)對現(xiàn)金流動(dòng)的影響，開拓更多的理財(cái)渠道，增加居民收入，刺激消費(fèi)經(jīng)濟(jì)增長，這些都有利于長期穩(wěn)定快速的經(jīng)濟(jì)增長。而對于甘肅省內(nèi)金融發(fā)展水平比較落后的地區(qū)，我們應(yīng)該提高金融發(fā)展水平，增加金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)，根據(jù)實(shí)際情況按季節(jié)性投放，支持農(nóng)戶的發(fā)展，給本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長帶來良好的影響。總之，甘肅金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金支出對持續(xù)性經(jīng)濟(jì)增長問題的研究是值得重視和進(jìn)一步的探索。

注 釋：

①甘肅年鑒編委會.甘肅年鑒：1978-2006［Z］.北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社.

②覃思乾.中國教育投入與經(jīng)濟(jì)增長［Ｊ］.統(tǒng)計(jì)與決策(理論版)，2006，(08).

③高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：EVIEWS運(yùn)用及實(shí)例［M］.北京:清華大學(xué)出版社，2006.

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［作者簡介］林維邦，男，蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士生導(dǎo)師，甘肅省國資委副主任；喬華利，男，蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2005級金融專業(yè)碩士研究生.

［收稿日期］2007-10-25（責(zé)任編輯：梅文）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文?！?/p>