證券業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響研究

翟 艷，黃解宇

(運城學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，山西 運城 044000)

證券業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響研究

翟 艷，黃解宇

(運城學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，山西 運城 044000)

經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距受多種因素的綜合影響，其中，證券業(yè)集聚是一個重要因素?；谌珖?1省區(qū)市1990～2013年的時間序列數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，證券業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距之間既存在長期均衡關(guān)系，也存在短期均衡關(guān)系；證券業(yè)集聚不但沒有促進(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)增長，還擴(kuò)大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。

證券業(yè)集聚；經(jīng)濟(jì)增長；區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距

一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)高速增長。然而，自2008年至今，經(jīng)濟(jì)增長速度逐漸放緩，2013年為近年來的最低點7.7%。同時，由于國內(nèi)實行非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，各省市的資源稟賦、地理位置的差異，地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不平衡，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距不斷擴(kuò)大。[1-2]1978年各省市的人均GDP標(biāo)準(zhǔn)差僅為471元/人，而2013年則上升至21042.82元/人，35年間各省市人均GDP的標(biāo)準(zhǔn)差擴(kuò)大了近45倍。這對我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展極為不利。實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變、縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，已成為當(dāng)前急需解決的難題。大量的文獻(xiàn)表明，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。[3-5]證券業(yè)作為金融系統(tǒng)的一部分，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，縮小區(qū)域差距方面發(fā)揮了重要作用。證券市場從1990年發(fā)展至今，已具備較大的規(guī)模和較好的發(fā)展水平。2013年上市公司的規(guī)模和股票市價總值分別達(dá)到2489家和23.91萬億元，發(fā)行債券9萬億元。證券市場為實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了大量的資金支持。然而，從行業(yè)集聚角度研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的較少，且現(xiàn)有研究也僅考慮了股票市場。顯然，進(jìn)一步探討證券業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長及區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的關(guān)系，不僅能進(jìn)一步深入認(rèn)識金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)差距之間的關(guān)系，也是對現(xiàn)有研究的進(jìn)一步拓展與豐富。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

我國的經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距受到多種因素的綜合影響，其中以金融發(fā)展的影響最為顯著。對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距關(guān)系的研究，多以國家和區(qū)域?qū)用娴难芯繛橹?，結(jié)論也不盡相同。從國家層面來看，韓廷春(2001)的實證分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)面影響；[6]周立和胡鞍鋼(2002)則認(rèn)為金融發(fā)展有利于長期經(jīng)濟(jì)增長，且金融發(fā)展的差距是造成各地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的主要原因之一。[7]蘇建軍(2014)利用省際面板數(shù)據(jù)實證分析后指出，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長互相影響。[8]從區(qū)域?qū)用鎭砜?，徐琤(2006)認(rèn)為西部長期發(fā)展滯后的原因是融資結(jié)構(gòu)失衡。[9]孫文軍和黃倩(2011)、宋翠玲(2013)、王瀟(2014)分別從省、市角度進(jìn)行了研究，得出金融發(fā)展促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。[10-12]然而，上述文獻(xiàn)僅從金融發(fā)展的宏觀角度分析其與經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的關(guān)系。

金融業(yè)由銀行業(yè)、保險業(yè)和證券業(yè)三部分構(gòu)成，它們對經(jīng)濟(jì)增長的作用也具有差異性。證券業(yè)作為金融發(fā)展的重要組成部分，其籌集資金、分散風(fēng)險和優(yōu)化資源配置的作用對經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言是非常重要的。尤其是隨著信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，證券市場對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響更為突出，已成為國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晴雨表。目前對于證券業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系的研究，主要集中于股票市場與經(jīng)濟(jì)增長之間，對兩者關(guān)系的研究結(jié)論主要歸納為以下三個方面：一是股票市場與長期經(jīng)濟(jì)增長顯著正相關(guān)，即股票市場促進(jìn)了一國的經(jīng)濟(jì)增長(Levine and Zervos，1996；殷醒民和謝潔，2001；楊再斌和匡霞，2004)。[13-15]二是股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有限或不利。談儒勇(1999)認(rèn)為股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的作用極其有限；[16]Arestis等(2001)利用發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)實證分析后發(fā)現(xiàn)，股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較小。[17]王宗軍和鐘俐(2004)、高輝(2011)等的研究則認(rèn)為，股票市場并沒有對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生有力的支持；[18-19]而李凍菊(2006)則進(jìn)一步指出，股票市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長是不利的。[20]三是股票市場與經(jīng)濟(jì)增長互相促進(jìn)。段鴻斌和楊光(2009)、王瀟(2014)等的實證研究發(fā)現(xiàn)，股票市場與經(jīng)濟(jì)增長存在著雙向因果關(guān)系。[21][12]上述差異較大甚至相悖的研究結(jié)論，意味著我們并未找到令人滿意的答案，并且上述文獻(xiàn)在研究中也忽略了債券市場對經(jīng)濟(jì)增長的重要作用。盡管白欽先和張志文(2008)考察了股票市場和債券市場與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，指出債券市場規(guī)模發(fā)展和股票市場的流動性均對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，而股票市場規(guī)模發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響卻顯著為負(fù)，[22]但受數(shù)據(jù)與研究方法的限制，還沒有進(jìn)一步分析證券市場對區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響。此外，從我國債券市場發(fā)展來看，2012年我國的債券籌資額是2722.8億元，占融資總額的29.2%，遠(yuǎn)高于股票籌資3.6%的比重，債券市場的重要性進(jìn)一步凸顯。因此，隨著我國證券市場的不斷成熟與發(fā)展，融資結(jié)構(gòu)將發(fā)生更大變化，直接融資所占比重將越來越高，要真實反映證券市場對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，還需充分考慮債券市場的作用。

以股票和債券為主的證券市場是聯(lián)結(jié)虛擬經(jīng)濟(jì)和實體經(jīng)濟(jì)的橋梁，對一國或區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長作用重大。主要表現(xiàn)為：第一，加快儲蓄向投資轉(zhuǎn)化。一方面，證券市場集聚的大量信息不但克服了信息不對稱，還降低了交易成本；另一方面，發(fā)行證券不但為投資者提供了新的投資產(chǎn)品，拓寬了企業(yè)的融資渠道，提高了企業(yè)融資能力，還改變了我國企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)——以間接融資為主向直接融資轉(zhuǎn)變的變化。第二，證券市場對不同產(chǎn)業(yè)的資金需求進(jìn)行市場配置，能提高資金使用效率，加速資本積累，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。我國經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的根本途徑是科技創(chuàng)新，而引導(dǎo)科技創(chuàng)新的關(guān)鍵是證券市場。由于證券市場分散風(fēng)險的功能，投資者可以投資風(fēng)險大且收益高的項目，使資金流向經(jīng)營業(yè)績較好的企業(yè)或邊際效率較高的行業(yè)?；I集到資金的企業(yè)才有能力進(jìn)行科技創(chuàng)新、加大研發(fā)投入，這不但能夠促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，帶來全要素生產(chǎn)率的增長，而且隨著企業(yè)技術(shù)壟斷帶來的高額利潤迅速增長，還促進(jìn)行業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，催生新的經(jīng)濟(jì)增長點，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更快增長。

證券業(yè)的地理集聚使其在區(qū)域分布上嚴(yán)重失衡。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的證券市場發(fā)展迅速，在資金供給量增加的同時降低了經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的資金供給。優(yōu)先發(fā)展的東部地區(qū)擁有中、西部地區(qū)無法比擬的資源、人才和交通等優(yōu)勢，吸引了大量的企業(yè)在此聚集，近三年來東部地區(qū)的上市公司數(shù)量占全國的64%以上，股票和債券籌資額最高時分別占全國的66.9%和75.7%，東部地區(qū)出現(xiàn)明顯的證券業(yè)集聚。而中、西部地區(qū)不但上市公司的數(shù)量不到全國的40%，且股票和債券籌資額在2013年最高時也只僅占全國的39.6%和26.1%。金融資源的流動性使資金流向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，為東部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新提供了大量資金，其技術(shù)創(chuàng)新尤其是高新技術(shù)創(chuàng)新一旦完成，東部地區(qū)轉(zhuǎn)型升級后又將進(jìn)入一個快速發(fā)展的階段，而部分中、西部地區(qū)依賴資源開發(fā)和重工業(yè)的發(fā)展方式卻不是可接續(xù)的，最終導(dǎo)致區(qū)域間經(jīng)濟(jì)差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。

因此，本文提出如下假設(shè)：證券業(yè)集聚促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)增長，但拉大了我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。

三、模型構(gòu)建與變量說明

(一)模型構(gòu)建

根據(jù)上文的理論分析與假設(shè)，構(gòu)建的計量模型為：CVt(RGDPt)=C+β1HHIt+β2CAPITALt+β3EXPORTt+β4GOVt+β5STRUCt+μit

(1)

其中，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距CV和經(jīng)濟(jì)增長RGDP為因變量，證券業(yè)集聚HHI為自變量，t指時間，μit為隨機(jī)擾動項，其余為控制變量，具體含義如下所述。

(二)變量說明

1. 因變量

(1)經(jīng)濟(jì)增長

通常用人均實際GDP增長率反映某區(qū)域的實際經(jīng)濟(jì)增長水平，由于取得的數(shù)據(jù)是人均名義GDP，本文以1989年為不變價的CPI指數(shù)進(jìn)行調(diào)整后得到全國的人均實際GDP，并以此為基礎(chǔ)計算出我國的人均實際GDP增長率來表示實際經(jīng)濟(jì)增長率(RGDP)。

(2)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距

經(jīng)濟(jì)差距的度量有均值、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)等方法，本文采用變異系數(shù)度量區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距(CV)，計算公式如下：

(2)

本文將全國分為四個區(qū)域，其中，東部地區(qū)是京、津、冀、滬、蘇、浙、閩、魯、粵和瓊；東北地區(qū)是黑、吉、遼；中部地區(qū)是晉、皖、贛、豫、湘、鄂；西部地區(qū)是桂、渝、川、貴、云、藏、陜、甘、青、寧、新、蒙。四大區(qū)域的人均實際GDP等于四大區(qū)域的實際GDP除以各區(qū)域的總?cè)丝凇?/p>

2.自變量

對證券業(yè)市場結(jié)構(gòu)的度量有兩種方法：絕對集中法和相對集中法。王寶安和羅曉光(2003)、方芳和付長文(2004)利用絕對集中度方法度量后指出，我國的證券市場還處于低集中度階段；[23-24]姚秦(2003)同時運用兩種方法計算后指出，我國的證券業(yè)集中度有明顯上升趨勢。[25]相比而言，相對集中度方法比絕對集中度方法更準(zhǔn)確。因此，本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)度量證券業(yè)的集中度(HHI)，其計算公式為：

(3)

根據(jù)所取得的數(shù)據(jù)，本文用股票籌資額和債券發(fā)行額來表示證券市場籌資額。si為某個區(qū)域股票籌資額與債券發(fā)行額之和占全國證券市場籌資額的比重。HHI為證券業(yè)集中度，取值介于0到1之間，HHI越大，表明證券業(yè)的區(qū)域集中程度越高。

3. 控制變量

影響經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距因素較多，為避免遺漏重要變量影響結(jié)果，本文依據(jù)上述文獻(xiàn)選取的主要控制變量有：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整升級是一國經(jīng)濟(jì)增長的核心，本文用第二、三產(chǎn)業(yè)之和占GDP的比重來表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(STRUC)；固定資產(chǎn)投資越多，對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用越強(qiáng)，用固定資產(chǎn)投資總額占GDP的比重(CAPITAL)，表示投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響；中國政府對經(jīng)濟(jì)的影響較大，用政府財政支出占GDP的比重(GOV)，表示政府對經(jīng)濟(jì)的影響；對外開放政策在東部地區(qū)的優(yōu)先實施，在帶來東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長的同時，也拉大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，本文用進(jìn)出口總額的對數(shù)值(EXPORT)，表示我國的對外開放度。

證券市場籌資額來源于《中國區(qū)域金融運行報告》(2012～2013)和《中國金融年鑒》(1991～2012)，其余數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》(1990～2013)，并對相關(guān)數(shù)據(jù)整理計算而得到。

四、實證分析

(一)時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

為避免可能出現(xiàn)“偽”回歸問題，需要分析時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗方法，得到各變量的單位根檢驗結(jié)果。如表1所示。

表1 時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：“△”表示變量的一階差分；檢驗形式中(C,T,K)分別表示常數(shù)項、時間趨勢項、滯后階數(shù)(根據(jù)AIC值和SC值最小的原則確定)。

從表1的結(jié)果來看，在10%的顯著性水平上，各變量的水平值均存在單位根，為非平穩(wěn)序列。對所有變量進(jìn)行一階差分后發(fā)現(xiàn)，所有變量均為一階單整。因此，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗

雖然這些經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻是平穩(wěn)的，即這些經(jīng)濟(jì)變量之間存在著一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。對于多變量的協(xié)整分析，一般采用Johansen檢驗法。本文采用Johansen協(xié)整模型分別對RGDP與HHI和CV與HHI之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗。所選的協(xié)整方程中含有常數(shù)項，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定兩組變量的最優(yōu)滯后階數(shù)均為1，其協(xié)整檢驗結(jié)果見表2和表3。

表2 RGDP與HHI、CAPITAL等變量的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：*表示在5%的顯著性水平上顯著(下表同)

表2表明，各時間序列變量在5%的顯著性水平上至少存在四個穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。根據(jù)其均衡關(guān)系估計出的協(xié)整方程表達(dá)式為：

RGDP=-0.5749HHI+2.3097CAPITAL+0.3003EXPORT+0.1368GOV+0.7950STRUC+3.8154

(4)

表3 CV與HHI 、CAPITAL等變量的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表3表明，顯著性水平為5%時，各時序變量之間至少存在三個穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。根據(jù)其均衡關(guān)系估計出的協(xié)整方程表達(dá)式為：

CV=0.1589HHI-0.7184CAPITAL +0.1152EXPORT+2.6075GOV -2.4269STRUC+1.0027

(5)

從方程(4)和(5)可以看出，證券業(yè)集聚分別與經(jīng)濟(jì)增長、區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在長期均衡的穩(wěn)定關(guān)系。長期來看，證券業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)相關(guān)性，與原假設(shè)相反，與區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距具有正相關(guān)性，與原假設(shè)相同。具體來講，證券業(yè)集聚變動1%，經(jīng)濟(jì)增長將下降0.5749%，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距將拉大0.0597%，說明證券業(yè)集聚不但沒有促進(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)增長，還拉大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。我國的證券市場以國有企業(yè)為主，長期以來受政府的宏觀調(diào)控影響較大，證券市場并沒有發(fā)揮出其籌集資金、配置資源的作用，過多的計劃導(dǎo)致其市場優(yōu)化資源配置的功能無法發(fā)揮，對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利影響。由于東部地區(qū)優(yōu)越的地理位置及國家優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，大量的資源在東部地區(qū)聚集，資本的逐利性促使上市公司也主要集中在東部地區(qū)，2012年東部地區(qū)的股票籌資額和債券發(fā)行額分別占全國的66.9%和72.6%。雖然，近十年來我國先后實施了“西部大開發(fā)”、“中部崛起”和“振興東北老工業(yè)基地”等重大戰(zhàn)略，中西部地區(qū)、東北地區(qū)也享受到政策傾斜的福利，吸引大量的資金流入支撐其經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距并沒有縮小。

方程(4)中，經(jīng)濟(jì)增長與固定資產(chǎn)投資、對外開放度、政府財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整均為正相關(guān)的關(guān)系，說明這些因素也是導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)增長的原因。其中，固定資產(chǎn)投資的作用最大，反映出我國的經(jīng)濟(jì)增長主要依靠投資拉動；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用次之，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在逐步顯現(xiàn)；雖然對外開放的促進(jìn)作用則有所下降，但高于政府財政支出的作用。

方程(5)中，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距與固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是負(fù)相關(guān)，與對外開放度和政府財政支出是正相關(guān)。固定資產(chǎn)投資的增加、中西部地區(qū)承接了東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移及各地區(qū)進(jìn)行的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，縮小了我國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。政府財政支出和對外開放的政策傾斜，使東部地區(qū)優(yōu)先發(fā)展成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高的地區(qū)，也是吸引外資最多的地區(qū)，也是吸引外資和進(jìn)出口最多的地區(qū)，導(dǎo)致我國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距不斷擴(kuò)大。

(三)誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，RGDP與HHI、CV與HHI等變量之間存在短期動態(tài)過程中不斷調(diào)整的長期動態(tài)均衡穩(wěn)定關(guān)系，因此需要建立誤差修正模型解釋因變量的短期波動是如何決定的。引入長期均衡關(guān)系模型方程(4)和(5)中產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量，說明在長期均衡趨勢中各時點出現(xiàn)偏誤的程度。所建立的誤差修正模型結(jié)果如表4所示。

表4 誤差修正模型結(jié)果

其中，△表示一階差分，ECM為均衡誤差，ECM項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整程度。表4表明，兩個模型中的ECM項系數(shù)估計值均為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，說明經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距一旦偏離了其長期均衡時，是能被調(diào)整和修正的。短期來看，證券業(yè)集聚滯后一階對區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的促進(jìn)作用大于對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，但整體來看，對兩者的促進(jìn)作用均不是很大。從長期來看，如果經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡，在下一時期這一偏離將有25%得到修正；如果區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距偏離長期均衡，將有23.7%在下一期得到修正。

五、結(jié)語

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)研究的重要內(nèi)容，證券市場作為重要的資金池，其發(fā)展的健康與否對我國的經(jīng)濟(jì)增長有巨大影響。本文從金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)理論出發(fā)，利用1990年～2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗和誤差修正模型，系統(tǒng)分析了證券業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響，得出以下結(jié)論：(1)從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，我國的證券業(yè)集聚的上升不但沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，還擴(kuò)大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。(2)從誤差修正模型來看，證券業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距之間既存在長期均衡關(guān)系，也存在短期均衡關(guān)系。

要發(fā)揮證券市場對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，一方面需要繼續(xù)完善資本市場，豐富投資品種；另一方面減少政府對證券市場的干預(yù)，發(fā)揮證券市場優(yōu)化資源配置的功能，才能實現(xiàn)證券市場對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡，最終會影響到整個經(jīng)濟(jì)增長，所以在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時，還要考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)整發(fā)展。只有兩者兼顧，才能實現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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【責(zé)任編輯 楊 強(qiáng)】

2014-10-26

教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目(12YJA790050)；山西省重點扶持學(xué)科管理科學(xué)與工程學(xué)科項目(XK-2013005)

翟艷(1976-)，女，運城學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

F832.1，F(xiàn)207

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1008-8008(2015)01-0064-05