新疆經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)之間的關(guān)系研究*

吳艷軍

（新疆財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與信息學(xué)院　新疆 烏魯木齊 830012）

新疆經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)之間的關(guān)系研究*

吳艷軍

（新疆財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與信息學(xué)院新疆 烏魯木齊 830012）

本文利用1990～2014年的年度時間序列數(shù)據(jù)，在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Johansen協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、向量誤差修正模型、脈沖響應(yīng)、方差分解方法對新疆經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率、資產(chǎn)使用效率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，新疆經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率、資產(chǎn)使用效率之間存在長期的均衡穩(wěn)定關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長與資產(chǎn)利用率形成雙向的格蘭杰因果關(guān)系，金融發(fā)展和金融效率沖擊對經(jīng)濟(jì)增長波動的影響較大，通過分析認(rèn)為要促使新疆金融業(yè)發(fā)展能進(jìn)一步地帶動經(jīng)濟(jì)增長，必須優(yōu)化新疆金融體系，強(qiáng)化金融創(chuàng)新，充分發(fā)揮金融在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的作用，加大對資金投入的力度。

新疆 金融發(fā)展 金融效率 協(xié)整 VAR模型

經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展之間關(guān)系的研究是經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域所關(guān)注的重大問題。長期以來，很多著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家一直致力于經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)之間關(guān)系問題的研究。金融發(fā)展主要側(cè)重于金融總量的增長，如金融交易工具、股票市場，債券市場等一系列金融市場、金融機(jī)構(gòu)及金融輔助機(jī)構(gòu)等的發(fā)展，即“金融體系規(guī)模的不斷擴(kuò)大或金融效率得到實(shí)質(zhì)性的提高”。［1]經(jīng)濟(jì)增長主要關(guān)注的是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，如實(shí)際的國內(nèi)生產(chǎn)總值以及國內(nèi)人均實(shí)際生產(chǎn)總值的增加、生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)制度的完善、經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等。

在經(jīng)濟(jì)、金融領(lǐng)域改革不斷深入的同時，金融業(yè)與經(jīng)濟(jì)各部門之間的聯(lián)系也更加緊密?；诮鹑跇I(yè)的發(fā)展對一個國家或經(jīng)濟(jì)增長所起到的重要作用，一些知名學(xué)者以不同的視角，運(yùn)用不同的計量方法對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。國內(nèi)學(xué)者如楊艷、李新波對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)的發(fā)展之間的相互關(guān)系作了實(shí)證研究，研究結(jié)果表明：兩者之間不存在明顯的相互關(guān)系，并且對它們之間的關(guān)系也難以量化。［2]談儒勇研究得出結(jié)論經(jīng)濟(jì)增長與金融機(jī)構(gòu)數(shù)之間有較強(qiáng)的正相關(guān)性。［3]國外學(xué)者如Pagan（1993）等人認(rèn)為金融體系在動員儲蓄、分散風(fēng)險、項(xiàng)目投資、交易方便等方面扮演了重要的角色，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，［4]關(guān)于二者之間的關(guān)系Levine （2003）的研究結(jié)果表明，關(guān)于金融體系相當(dāng)完善的國家，其經(jīng)濟(jì)增長率也是十分迅速的結(jié)論持有不確定的態(tài)度。［5]由于新疆各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展?fàn)顩r差異很大，因此，我們認(rèn)為，研究新疆金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系具有十分重要的意義，它不僅可以為該方面的研究提供更多、更新的建議，而且也將有利于更好服務(wù)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展與金融業(yè)相互之間的協(xié)調(diào)關(guān)系。

一、模型建立

1.計量模型簡介。本文采用由克里斯托弗·西姆斯在1980年提出的向量自回歸模型簡稱VAR模型。VAR模型主要是用來估計模型系統(tǒng)內(nèi)所有內(nèi)生變量不含有任何限制性約束條件之間的動態(tài)關(guān)系，是所有的當(dāng)前變量對其若干滯后期進(jìn)行回歸，是目前在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域應(yīng)用最為廣泛的一種經(jīng)濟(jì)計量模型。

本文選取新疆地區(qū)人均GDP作被解釋變量，記為PGDP，選取金融發(fā)展指標(biāo)FIR作為解釋變量（金融機(jī)構(gòu)存貸款總額與GDP的比值），選取金融效率指標(biāo)SQL（金融機(jī)構(gòu)存款總額與貸款總額的比值）作為解釋變量，選取投資效率GDZ（資產(chǎn)形成總額與GDP的比值）作為解釋變量，構(gòu)造的VAR模型可以表示為：

2.數(shù)據(jù)的來源及處理。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取1990～2014年新疆人均GDP：其中人均GDP衡量經(jīng)濟(jì)增長水平；金融機(jī)構(gòu)存款總額與貸款總額的比值來衡量金融資產(chǎn)的配置效率；資產(chǎn)形成總額與GDP的比值來衡量資金的使用效率。數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》，新疆維吾爾自治區(qū)統(tǒng)計局，新疆政府工作報告。

為了研究各變量之間的線性趨勢關(guān)系，同時消除各序列中的異方差現(xiàn)象，因此對數(shù)據(jù)進(jìn)行線性變換，即“對數(shù)據(jù)取對數(shù)”，取對數(shù)后的數(shù)據(jù)不改變數(shù)據(jù)之間的關(guān)系。在變量前加Ln表示取自然對數(shù)。

LPGDP=Ln（PGDP），LFIR=Ln（FIR），LSQL=Ln（SQL），LGDZ=Ln（GDZ）

二、經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)之間的短期效應(yīng)分析

1.單位根檢驗(yàn)。在對經(jīng)濟(jì)時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析之前，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象影響模型的結(jié)果。根據(jù)協(xié)整理論的檢驗(yàn)方法，把LnPGDP、LnFIR、LnSQL、LnGDZ作為檢驗(yàn)變量，進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在ADF檢驗(yàn)中，關(guān)于最優(yōu)滯后期的選取標(biāo)準(zhǔn)上一般通常采用AIC與SC準(zhǔn)則，當(dāng)兩者同時取得最小值時，便確定了滯后長期。常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)的確定：主要通過作圖可以看出，如果序列圖的起始點(diǎn)不是從原點(diǎn)出發(fā)，則模型中應(yīng)包含常數(shù)項(xiàng)，如果圖中的序列表現(xiàn)明顯的趨勢，則模型中應(yīng)含有趨勢項(xiàng)。

對人均GDP、金融發(fā)展指標(biāo)FIR、金融效率指標(biāo)SQL、投資使用效率指標(biāo)GDZ數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

表1　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表1中單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，原變量的時間序列都是非平穩(wěn)的過程，經(jīng)過對變量進(jìn)行一階差分后，所有序列都變成平穩(wěn)的，因此對所有變量都成為一階平穩(wěn)后的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.協(xié)整分析。協(xié)整是指多個經(jīng)濟(jì)變量表現(xiàn)出非平穩(wěn)性并對這些非平穩(wěn)變量進(jìn)行線性組合就變成了平穩(wěn)性，由上面的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，該時間序列具有一階單整平穩(wěn)性，這就具備了進(jìn)一步協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。根據(jù)AIC和SIC準(zhǔn)則，確定VAR模型滯后期為2，由于該模型的方程所有特征根都位于單位圓以內(nèi)，所以VAR（2）模型是穩(wěn)定的（如圖1所示）。

圖1 1　Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

根據(jù)1990～2014年數(shù)據(jù)，使用EG兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)，首先用最小二乘法估計模型的參數(shù)，從而得出方程的殘差序列。然后對殘差序列進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，從而進(jìn)一步檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表2?？梢钥闯?，在5%的顯著性水平下有且只有一個協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系的表達(dá)式如下：

模型的可決系數(shù)為96%，D.W為1.8，模型整體擬合很好，不存在自相關(guān)。

從上面的協(xié)整關(guān)系式可以看出，新疆的經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率、資產(chǎn)使用效率存在長期的均衡穩(wěn)定關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率、資產(chǎn)使用效率是同方向的變動關(guān)系，金融效率對經(jīng)濟(jì)增長的彈性較大，說明金融效率對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用很大。金融效率每增加一個百分點(diǎn)，人均GDP平均增加2.412492個百分點(diǎn)；其次，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用也很大，僅次于金融效率，金融發(fā)展每提高一個百分點(diǎn)，人均GDP增長2.269615個百分點(diǎn)。

表2 2　Johansenansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

對殘差的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，從表3可以看出，在5%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)值為-4.061565，小于臨界值-2.998064，故拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根。

表3　殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.向量誤差修正模型。由于經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率關(guān)系緊密，因此在建立誤差修正模型時只考慮經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率之間的誤差修正模型。模型的結(jié)果如表4所示。向量誤差修正模型的整體檢驗(yàn)對數(shù)似然值較高，為105.8321，并且AIC和SC值都比較小，分別為-7.166559和-5.827552，說明模型的整體解釋能力較強(qiáng)。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。

表4 4　VECMVECM模型的回歸結(jié)果

三、經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)之間的長期效應(yīng)分析

基于VAR（2）建立的模型，我們使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)等動態(tài)的計量方法來對經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率、資產(chǎn)使用效率之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行分析。

1.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。經(jīng)過上面的協(xié)整檢驗(yàn)我們知道述變量之間具有長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，但變量之間是否具有因果關(guān)系，須通過格蘭杰因果檢驗(yàn)來闡述，因此對LnPGDP、LnFIR、LnSQL、LnGDZ進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表5 5　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表5中的結(jié)論可以看出，經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)指標(biāo)的假設(shè)中，PGDP可以80%的概率認(rèn)為是資產(chǎn)利用率GDZ的格蘭杰原因。然而在金融業(yè)所導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)假設(shè)中，F(xiàn)IR可以有90%的概率認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長PGDP的格蘭杰原因，SQL可以有80%的概率認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長PGDP的格蘭杰原因，GDZ可以有70%的概率認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長PGDP的格蘭杰原因，而PGDP不是金融發(fā)展FIR、金融效率SQL的格蘭杰原因，即經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展，金融效率間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長與資產(chǎn)利用效率形成雙向的格蘭杰因果關(guān)系。以上結(jié)果表明，在1990～2014年之間，新疆主要是金融發(fā)展帶動經(jīng)濟(jì)增長，這與協(xié)整分析的結(jié)論相一致。

2.脈沖響應(yīng)。從圖2中可以看出，在給LnFIR一個正向沖擊之后，從第1期開始就會對LnPGDP產(chǎn)生負(fù)向沖擊，呈現(xiàn)逐漸縮小的趨勢，這種沖擊在第4期為0轉(zhuǎn)變?yōu)檎驔_擊，在第10期達(dá)到最大，之后逐漸減弱。這說明隨著新疆經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，新疆金融業(yè)發(fā)展初期有很多地方需要改善，使得新疆金融業(yè)發(fā)展不能適應(yīng)新疆經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，從而使得前幾期的沖擊為負(fù)向的，但隨著新疆經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，人們對金融業(yè)的關(guān)注度越來越大，金融體系結(jié)構(gòu)不斷完善，在一定程度上金融發(fā)展推動了經(jīng)濟(jì)的增長，但這種經(jīng)濟(jì)增長主要是由金融發(fā)展推動的。

圖2 2　LFIRLFIR一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊引起LPGDPLPGDP的響應(yīng)

從圖3可以看出，在當(dāng)期給LSQL一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，從第1期開始就對LPGDP產(chǎn)生正向沖擊，這種沖擊會不斷縮小，并在第4期發(fā)生逆轉(zhuǎn)，即正向效應(yīng)變?yōu)樨?fù)向效應(yīng)，在第13期再次發(fā)生逆轉(zhuǎn)。這表明金融機(jī)構(gòu)的大量資金流向了一些具有壟斷性質(zhì)的行業(yè)并且關(guān)系國家重大經(jīng)濟(jì)發(fā)展的行業(yè)，而大量的中小企業(yè)卻很難從金融機(jī)構(gòu)獲得資金。短期內(nèi)，這些具有壟斷性質(zhì)的行業(yè)通過獲得資金并增加投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。長期來看，由于這些企業(yè)經(jīng)營管理松散、效率低下、經(jīng)營效益下降甚至資不抵債，出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長放緩。

圖3　LSQLLSQL一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊引起LPGDPLPGDP的響應(yīng)

從圖4中可以發(fā)現(xiàn)，給LGDZ一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，第1期就開始對lPGDP產(chǎn)生正向沖擊，在第三期開始逐漸穩(wěn)定，在第10期開始減弱，并逐漸到0再微弱增加，這說明資產(chǎn)的使用效率情況在外部影響發(fā)生變化之后，會繼續(xù)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生同向影響，并且這種影響會是先增大后減小再增加。這與前面的格蘭杰因果關(guān)系結(jié)論想一致。

圖4 4　LGDZLGDZ一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊引起LPGDPLPGDP的響應(yīng)

3.方差分解。在所建立的VAR（2）模型中對Ln?PGDP標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行方差分解。從表6可以看出，新疆經(jīng)濟(jì)增長的變化受自身的影響因素的沖擊的成分呈先減少后不變再減少的趨勢，從100%逐漸下降為80.47%，之后維持在77%上下波動，然后下降到46%。受金融發(fā)展擾動項(xiàng)的沖擊影響的成分較大，從0.00%上升到10.56%，后又上升到25.68%，說明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較大。受資產(chǎn)使用率擾動項(xiàng)沖擊的成分變化不大，在第2期就逐漸平穩(wěn)。說明資產(chǎn)使用率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較小。金融發(fā)展的沖擊對經(jīng)濟(jì)增長變化的貢獻(xiàn)比重，從第5期開始呈現(xiàn)不斷上升的趨勢，且上升速度較快，從第5期的1.8%上升到第10期的25.7%。金融效率的沖擊呈現(xiàn)先增大后減少的波動?？梢姡鹑诎l(fā)展和金融效率變化將對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生較大影響。資產(chǎn)使用效率沖擊對經(jīng)濟(jì)增長變化的貢獻(xiàn)比重，從第2期開始呈現(xiàn)不斷上升的趨勢，之后逐漸穩(wěn)定。可見，資產(chǎn)使用效率變化將對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響較小。

表6 6　LPGDPLPGDP的方差分解

四、結(jié)論

本文利用1990～2014年時間段的年度數(shù)據(jù)，建立VAR模型，通過Johansen協(xié)整分析、向量誤差修正模型、脈沖響應(yīng)等一系列方法對新疆經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融效率、資產(chǎn)使用效率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，得出結(jié)論如下：

一是Johansen協(xié)整分析表明，新疆經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展、金融系統(tǒng)效率、金融資產(chǎn)使用效率之間存在長期的均衡穩(wěn)定關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)說明，經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展，金融效率間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長與資產(chǎn)利用效率形成雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

二是脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果表明，在短期金融效率沖擊金融資源的配置能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但在長期金融資源配置效率需要進(jìn)一步提高。在短期，新疆金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一個負(fù)的沖擊；在長期，金融發(fā)展在一定程度上推動了經(jīng)濟(jì)增長。這可能是由于起初新疆金融發(fā)展滯后，金融結(jié)構(gòu)體系不合理所導(dǎo)致，通過對金融體系的逐步完善，金融發(fā)展推動了經(jīng)濟(jì)增長。

三是方差分解結(jié)果表明，新疆金融發(fā)展、金融效率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)大于資產(chǎn)使用效率的貢獻(xiàn)。

五、建議

通過本文的分析，從短期看，金融業(yè)發(fā)展是新疆經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎，從長期看，新疆金融業(yè)的發(fā)展在很大程度上對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用不明顯。說明新疆金融業(yè)沒有發(fā)揮出對新疆經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用。針對以上的分析，關(guān)于新疆經(jīng)濟(jì)增長與金融業(yè)的發(fā)展之間的關(guān)系提出以下建議。

1.優(yōu)化新疆金融體系。推動新疆資本市場健康發(fā)展，離不開一個良好的金融生態(tài)系統(tǒng)，因此，發(fā)展和優(yōu)化新疆金融系統(tǒng)至關(guān)重要。

首先，增加資本市場上的交易工具，提高直接融資在資本市場上的比例，增加金融交易工具，改革并完善債券與股票市場的交易機(jī)制增強(qiáng)其可操作性。

其次，對新疆帶有很強(qiáng)壟斷性質(zhì)的大型國有企業(yè)在信貸資金審批上，應(yīng)進(jìn)行嚴(yán)格把關(guān)，防止資金的使用效率低下，優(yōu)化金融機(jī)構(gòu)人才隊(duì)伍，提高金融效率。同時，積極吸引內(nèi)地商業(yè)銀行和外資商業(yè)銀行更好地服務(wù)于新疆的金融系統(tǒng)，使新疆的金融系統(tǒng)健康高效發(fā)展。

2.適應(yīng)新疆經(jīng)濟(jì)增長的需要，強(qiáng)化金融創(chuàng)新。新疆地區(qū)大部分金融資源都流向了帶有壟斷性質(zhì)的國有企業(yè)，針對這種情況，銀行應(yīng)該大力扶持新疆中小企業(yè)的發(fā)展，加快金融資源流向的轉(zhuǎn)變。

一是加快金融機(jī)構(gòu)對金融工具的創(chuàng)新，不斷完善金融期貨，金融期權(quán)等金融衍生工具產(chǎn)品市場。

二是金融機(jī)構(gòu)在對中小企業(yè)的支持上，要從有形資產(chǎn)向虛擬資產(chǎn)轉(zhuǎn)變，尤其是對于一些高新技術(shù)的中小企業(yè)，要從一般的金融產(chǎn)品向技術(shù)含量高的金融產(chǎn)品轉(zhuǎn)變，通過對中小企業(yè)的支持，才能不斷地進(jìn)行金融創(chuàng)新，從而提高金融機(jī)構(gòu)的綜合競爭力。

三是加快票據(jù)市場的發(fā)展，推廣電子貨幣，完善支付體系。

3.充分發(fā)揮金融在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的作用。加強(qiáng)與財政、產(chǎn)業(yè)、環(huán)保等政策的協(xié)調(diào)配合，同時不斷從新疆經(jīng)濟(jì)多元化結(jié)構(gòu)中尋找新的增長點(diǎn)，將金融支持的重點(diǎn)放在有效率的石油系統(tǒng)部門、上市公司、優(yōu)秀的民營企業(yè)和私營企業(yè)上，促進(jìn)金融產(chǎn)品向最有效率的企業(yè)流動，以達(dá)到經(jīng)濟(jì)資源配置最優(yōu)，經(jīng)濟(jì)效益達(dá)到最大。因此要逐步發(fā)揮出新疆金融業(yè)對新疆經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用，形成新疆金融與經(jīng)濟(jì)之間協(xié)調(diào)發(fā)展的良性互動機(jī)制。

4.加大對資金投入的力度。加大資金的投入，尤其是加大對固定資產(chǎn)的投入，有助于增加就業(yè)，同時也會形成聚集效應(yīng)與溢出效應(yīng)。聚集效應(yīng)可以拉動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長，溢出效率可以帶動相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的聯(lián)動效率，提高區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，增加人們的收入。

［1]Khan，A.The Finance and Growth Nexus.［J].Business Review-Federal Reserve Bank of Philadelphia，2000（02）.

［2]楊艷，李新波.中國區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究［J].云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009（12）.

［3]談儒勇.中國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究［J].經(jīng)濟(jì)研究，1999（10）.

［4]Pagan，M.Financial Markets and Growth:An overview［J]. European Economic Review，1993（37）.

［5]R.Levine.Financial Development and Economic Growth: Viewsand Agenda［J].Journal of Economic Literature，1997（35）.

責(zé)任編輯：洪美云

F127.45

A

10.3969/j.issn.1003-4641.2016.04.08

*本文系國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“轉(zhuǎn)型期的塔里木河流域綠洲生態(tài)水權(quán)和可轉(zhuǎn)讓農(nóng)用水權(quán)分配及其對農(nóng)業(yè)、農(nóng)民收入和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的效應(yīng)研究”（71163039）、國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“塔里木河流域生態(tài)水權(quán)和可轉(zhuǎn)讓農(nóng)用水權(quán)分配及制度創(chuàng)新對綠洲生態(tài)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的效應(yīng)研究”（13BGL104）、新疆社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計研究中心重大項(xiàng)目“基于水資源可持續(xù)利用管理創(chuàng)新的塔里木河流域生態(tài)水權(quán)和可轉(zhuǎn)讓農(nóng)用水權(quán)計量分配研究”（XJEDU050313A01）的階段性成果