東北地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響因素分析

祝志川 翁新新

[摘 要] 對黑龍江、吉林和遼寧20062016年的金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行現(xiàn)狀宏觀分析，選取金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的測度指標(biāo)，對相關(guān)指標(biāo)運用協(xié)整分析、格蘭杰檢驗、誤差修正模型等方法，了解東北地區(qū)金融業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的重要影響。結(jié)果表明：東北地區(qū)金融業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正向作用；金融相關(guān)率、保險深度、固定資產(chǎn)投資額占比均與經(jīng)濟(jì)增長存在著長期均衡關(guān)系；金融業(yè)發(fā)展中的金融相關(guān)率提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度最大，保險深度與固定資產(chǎn)投資占比對經(jīng)濟(jì)增長的影響相差不大。

[關(guān)鍵詞] 東北地區(qū)；金融；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整分析；誤差修正

[中圖分類號]F062.2 [文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A

一、問題的提出

金融作為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中運行的“血液”，通過資金高效引導(dǎo)作用助推技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，有效的推進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。[1]隨著改革開放基本國策的深入推進(jìn)，東北地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展對其經(jīng)濟(jì)增長的影響日益顯著。近年來東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展陷入停滯，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整緩慢，國企改革進(jìn)入深水區(qū)，如何從地區(qū)金融發(fā)展角度破解困局，是當(dāng)前學(xué)者研究的熱點。

目前，學(xué)界關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的研究已有大量成果，主要集中在理論模型與實證分析兩方面。在理論模型的研究方面，Levine和Lucas[23]對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的理論關(guān)系作了早期開拓性研究。沈麗等[4]基于區(qū)域間金融關(guān)聯(lián)分析探討了投資者非理性行為的傳染效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)不良貸款對宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊在不同的區(qū)域空間關(guān)聯(lián)模式下為負(fù)。王云芳等[5]提出金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，并且金融發(fā)展是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的原因，經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展的原因，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)增長互為因果。王晉斌[6]卻認(rèn)為在金融控制強(qiáng)的區(qū)域，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著的促進(jìn)作用；在金融控制弱的區(qū)域，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間可能表現(xiàn)出一種“中性”作用?；诖?，劉金全[7]提出金融發(fā)展應(yīng)該結(jié)合我國國情的觀點，在現(xiàn)階段我國應(yīng)當(dāng)注意控制金融發(fā)展的速度，同時注重提升人民的收入水平，最大程度的發(fā)揮金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。王晶[8]認(rèn)為在國際金融業(yè)混業(yè)監(jiān)管已成為必然的形勢下，我國應(yīng)根據(jù)具體情況選擇混業(yè)監(jiān)管，同時需要構(gòu)建和完善與之相適應(yīng)的具體制度。李文軍等[9]指出作為配置資源的核心平臺，金融市場對于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的作用尤為重大?？梢钥闯觯碚撗芯砍晒饕性诮鹑诎l(fā)展的時空差異帶來的不同經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展變化上。

實證分析的研究方面，蘇建軍等[10]從金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理出發(fā)，構(gòu)建金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長的多方程模型，利用19932010年中國省際面板數(shù)據(jù)考察了三者之間的關(guān)系。周麗麗等[11]通過β收斂模型對中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長速度和區(qū)域金融發(fā)展速度進(jìn)行經(jīng)驗比較分析，發(fā)現(xiàn)中國金融發(fā)展收斂速度遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)增長收斂速度，中國經(jīng)濟(jì)增長差異每降低1%，其金融發(fā)展差異縮小8.79%。楊友才[12]以金融發(fā)展水平作為門檻變量對我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系進(jìn)行了考察，發(fā)現(xiàn)在不同的金融發(fā)展水平下，中國的金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用表現(xiàn)為門檻效應(yīng)和邊際效率遞減的非線性特征。馬軼群等[13]根據(jù)中國19782010年的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用VAR模型從金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量三個方面的影響進(jìn)行了實證分析，發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長結(jié)果質(zhì)量變化的貢獻(xiàn)越來越大，而對經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)性變化的貢獻(xiàn)非常有限。周惠民等[14]基于20002014年長三角城市群的面板數(shù)據(jù)，運用時空耦合模型對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長二者間的協(xié)調(diào)發(fā)展態(tài)勢進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)該區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)均保持著較快的增長態(tài)勢，且金融危機(jī)以來金融發(fā)展指數(shù)增幅進(jìn)一步擴(kuò)大，而經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)增幅則有所減弱。以上成果的研究尺度主要以全國范圍的省際為主，利用計量模型方法分析了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的復(fù)雜關(guān)系。

以往文獻(xiàn)的研究尺度多以全國范圍為主，而立足于一個區(qū)域的系統(tǒng)性研究較少；研究方法以計量的單一模型為主，結(jié)合時間序列分析方法的研究較少；成果建議以全國范圍內(nèi)的意見為主，針對于一個地區(qū)的政策建議較少。

二、東北三省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)狀分析

（一）東北三省經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)狀分析

生產(chǎn)總值是衡量經(jīng)濟(jì)增長的重要指標(biāo)，而區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與當(dāng)?shù)厝丝谟兄芮械年P(guān)系。由于一些地區(qū)巨大的人口基數(shù)所創(chuàng)造的生產(chǎn)總值往往掩蓋了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的問題，為了更好的反映出東北三省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，本文選取了東三省20062016年的人均生產(chǎn)總值指標(biāo)來研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，見表1。

從表1可以看出，東北地區(qū)人均GDP從2006年的16 698.72元增長為45 548.98元，增長了28 850.26元，總體增幅較為明顯。因此，東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況目前還是處于增長階段，但是觀察人均增長率可以看出，增長率從2011年達(dá)到頂峰的21.52%之后，逐年遞減，在2015年僅為0.79%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛力不足，甚至出現(xiàn)了停滯不前的現(xiàn)象?，F(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形式已經(jīng)不能滿足推動經(jīng)濟(jì)繼續(xù)發(fā)展的需求，東北地區(qū)自從2014年之后人均GDP幾乎沒有太大幅度的變動，而人均增長率自2006年到2008年出現(xiàn)巨大增幅，受到2008年金融危機(jī)的影響出現(xiàn)短暫衰退，直到2011年增長率一直呈現(xiàn)總體增長的趨勢。自2011年開始，人均增長率就出現(xiàn)持續(xù)性的減弱，2015年到2016年才出現(xiàn)復(fù)蘇。

（二）東北三省金融發(fā)展現(xiàn)狀分析

金融業(yè)是個復(fù)合并且復(fù)雜的行業(yè)，涉及金融業(yè)的指標(biāo)十分多。本文選取了最具有代表性的金融相關(guān)率、保險深度以及固定投資占GDP的比重這三個金融指標(biāo)。金融相關(guān)率是業(yè)內(nèi)公認(rèn)用來衡量金融發(fā)展的指標(biāo)，金融相關(guān)率數(shù)值是該區(qū)域銀行存貨、銀行貸款之和與區(qū)域生產(chǎn)總值的比值。而保險深度和固定投資額占GDP的比重可以反映出該區(qū)域保險業(yè)發(fā)展情況，以及固定投資在該地區(qū)的地位。這兩個指標(biāo)的計算方式與金融相關(guān)率相似，分別是保險收入與GDP的比值以及固定投資額與GDP的比值。觀察該地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)借此可以對東北三省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式以及結(jié)構(gòu)做出相應(yīng)判斷和建議。原始數(shù)據(jù)如表2所示：

由表2可知，受金融危機(jī)的影響東三省的金融相關(guān)率在2008年達(dá)到最低點。整體上東三省金融發(fā)展情況相似，其中遼寧省金融相關(guān)率明顯高于其他兩省且在2016年達(dá)到最大值，吉林省與黑龍江省在2008年之前相差較大，前者稍高于后者，但2008年后兩者幾乎沒有明顯區(qū)別。因此，東三省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有類似性，金融相關(guān)率均不高說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有結(jié)構(gòu)性問題。然后，東北三省在固定投資占GDP的比重具有明顯區(qū)別。其中，遼寧省2015年以前的固定投資在東三省比例最高且在2013年之前總體保持增長，但在2013年之后遼寧省固定投資占GDP的比重出現(xiàn)劇烈下降，2016年達(dá)到近十年最低點為0.4。吉林省總體保持增長狀態(tài)，2010年達(dá)到最高隨即便衰退至0.7左右，其后繼續(xù)保持平穩(wěn)增長態(tài)勢。黑龍江省則一直保持平穩(wěn)的增長模式。因此，說明遼寧省在一定程度上比較注重固定資產(chǎn)投資，在2013年之后由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，使得大幅降低了對固定資產(chǎn)的投資，而吉林省與黑龍江省則在近十年中對待固定資產(chǎn)的投資力度變化不大，仍需加強(qiáng)。

從表2數(shù)據(jù)上可看出固定資產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用不太明顯。由于區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長為雙向促進(jìn)作用，一方面區(qū)域金融發(fā)展促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長，另一個方面區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長又為區(qū)域金融發(fā)展創(chuàng)造了條件。固定資產(chǎn)投資作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，在一定程度上可以反映該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并不能長期保持在較低水平。因此，對于黑龍江省和吉林省而言，繼續(xù)保持現(xiàn)有狀態(tài)，保持固定資產(chǎn)投資平穩(wěn)增長即可，而對于遼寧省有必要使固定資產(chǎn)投資水平回復(fù)到正常水平，改善經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。

黑龍江省與遼寧省保險深度總體程度較為接近。遼寧省保險深度在2009年至2012年期間有明顯下降趨勢，2012年之后出現(xiàn)上升并于2016年到達(dá)近十年最大值0.05。變化程度較大說明遼寧省對待保險業(yè)的政策在逐漸調(diào)整變化。黑龍江省情況相似，但黑龍江省沒有出現(xiàn)連續(xù)兩年以來下降的趨勢，保險深度總體保持上升趨勢并在2016年達(dá)到最高值。吉林省總體較為平緩，對待保險業(yè)的態(tài)度沒有出現(xiàn)較大變化，總體保持上升態(tài)勢，20152016年的增幅出現(xiàn)加劇現(xiàn)象，能否繼續(xù)這種態(tài)勢需要進(jìn)一步觀察。

三、東北三省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證分析

為了深入探討區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，將采用計量方法進(jìn)行定量研究。首先，對金融發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在長期均衡的關(guān)系進(jìn)行分析；其次，為了建立多元動態(tài)回歸模型，進(jìn)行協(xié)整檢驗。最后，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗論述金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的互動關(guān)系，為政府部門制定適合本區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策提供參考。

（一）指標(biāo)體系構(gòu)建

本文所研究的是吉林、遼寧、黑龍江三省的金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，因此，選取的指標(biāo)需要能夠反映二者的增長情況。本文選取描繪經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值Y1，以及描述金融發(fā)展的指標(biāo)金融相關(guān)率X1、保險深度X2和固定資產(chǎn)占GDP的比重X3見表3。

本文選取人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)，選取金融相關(guān)率、固定資產(chǎn)占GDP的比重和保險深度作為金融發(fā)展指標(biāo)。具體來說，“人均GDP”是各國研究者公認(rèn)最能反映經(jīng)濟(jì)增長水平，在經(jīng)濟(jì)方向研究中被大量廣泛的使用；“金融相關(guān)率”是一國全部金融資產(chǎn)占國民生產(chǎn)總值的比重，銀行在中國的金融機(jī)構(gòu)中占到相當(dāng)大的比重，具有一定程度的代表性，因此，利用銀行的存貸款總和與GDP的比重來表示金融相關(guān)率；投資可以推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，金融資本占了投資資本來源的很大一部分，利用“固定資產(chǎn)投資額占GDP的比重”來反映金融市場的活躍程度；“保險深度”是一國（地區(qū)）的保費收入與GDP的比重，被廣泛運用于研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長。

（二）模型建立

本文選用了20062016年東北三省的金融發(fā)展指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析。在四組時間序列間中利用協(xié)整分析檢驗證實變量間是否存在長期均衡趨勢，然后利用格蘭杰檢驗反映出變量之間的因果關(guān)系，找出因素之間具體的影響關(guān)系，最后利用誤差修正模型來進(jìn)行精確回歸，找出更好的途徑與方法來解決經(jīng)濟(jì)增長的難題。

1.單整檢驗

在協(xié)整之前，需要對四組時間序列進(jìn)行單整檢驗，即檢驗單個時間序列的平穩(wěn)性，避免取偽錯誤，造成虛假回歸。對四組變量取對數(shù)，以拉近數(shù)據(jù)距離，減少長期波動帶來的影響。單整檢驗結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表4可以看出，lnX1，lnX2，lnX3三組變量的t檢驗的統(tǒng)計量均小于不同顯著性水平下的值，且P值小于0.05，lnY的t檢驗統(tǒng)計量均小于5%和10%水平下的檢驗統(tǒng)量值，且P值也小于0.05，因此，可以認(rèn)為四個變量均為平穩(wěn)序列，即拒絕原假設(shè)非平穩(wěn)序列的假設(shè)，以證明一階差分后的lnY，lnX1，lnX2，lnX3均為平穩(wěn)序列。

2.協(xié)整分析

多元非平穩(wěn)序列之間可否建立動態(tài)的回歸模型，關(guān)鍵在于他們之間是否具有協(xié)整關(guān)系。EG兩步法要求協(xié)整的兩序列間必須同階單整，經(jīng)單整檢驗可知該序列同階單整，可考慮它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。因此，對lnY與lnX1，lnX2，lnX3進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果見表5。

根據(jù)上表5中的數(shù)據(jù)，當(dāng)以lnX1作為被解釋變量時，lnX1的t檢驗的統(tǒng)計量值為-7.1863，且P值為0.0038，二者都小于0.05的顯著性水平。因此，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為以lnX1的作為被解釋變量時，lnX1與lnX3，lnY，lnX2存在協(xié)整關(guān)系，具有長期均衡趨勢。當(dāng)以lnX2作為被解釋變量時，lnX2的t檢驗統(tǒng)計量值為-3.6407，大于5%顯著水平下的統(tǒng)計量值，且P值為0.1635大于顯著性水平0.05，沒有理由拒絕原假設(shè)不存在長期均衡關(guān)系的假設(shè)，則認(rèn)為當(dāng)以lnX2作為被解釋變量時，lnX2與lnX3，lnX1，lnY之間不存在長期均衡關(guān)系。當(dāng)以lnX3作為被解釋變量時，lnX3的t檢統(tǒng)計量值為-3.3569，大于5%顯著水平下的統(tǒng)計量值，且P值為0.2345，明顯大于顯著性水平0.05，因此拒絕原假設(shè)，當(dāng)以lnX3作為被解釋變量時，lnX3 與lnX1，lnY，lnX2并不存在長期趨勢，兩者不存在協(xié)整關(guān)系。當(dāng)以lnY作為被解釋變量時，lnY的t檢驗的統(tǒng)計量值為-7.2977，小于5%顯著水平下的統(tǒng)計量值，且P值為0.0034亦小于顯著性水平0.05。因此，此時拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為以lnY作為被解釋變量時，lnY與lnX1，lnX2，lnX3存在協(xié)整關(guān)系，具有長期均衡趨勢。經(jīng)過上述協(xié)整分析，可知lnY與lnX1，lnX2，lnX3存在協(xié)整關(guān)系，lnX1與lnX3，lnY，lnX2具有長期趨勢。

3.格蘭杰因果檢驗

雖然協(xié)整分析判定了變量間存在著長期均衡，但不知其中的因果關(guān)系，二者究竟是誰起到正向推動作用，還是互相作用同時發(fā)展，由此對變量間進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。進(jìn)行格蘭杰因果檢驗的前提是平穩(wěn)序列，所以根據(jù)單整檢驗結(jié)果，取lnY，lnX1，lnX2，lnX3的一階差分序列進(jìn)行檢驗。

根據(jù)格蘭杰因果判定定理，從表6可以看出lnY與lnX1的P值全都通過檢驗，兩者之間存在因果關(guān)系，并且互為因果，兩者互相作用同時發(fā)展，可以看出lnX2與lnY存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，lnX2推動著 lnY的發(fā)展，lnY與lnX3存在單向的因果關(guān)系，因此lnX3推動著lnY的發(fā)展，此外lnX1與lnX3之間存在單向的因果關(guān)系。由于本文研究的是區(qū)域金融對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)合之前做的協(xié)整分析，建立了以lnY為因變量，以lnX1，lnX2，lnX3自變量的回歸方程，回歸結(jié)果見表7。

從回歸模型可以看出，在顯著性水平為0.05的情況下，lnX1的t檢統(tǒng)計量值為14.6553，且P值為0.0000二者都小于0.05的顯著性水平，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為金融相關(guān)率對人均GDP有影響；lnX2的P值為0.0006亦小于顯著性水平0.05，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為保險深度對人均GDP有影響；lnX3的t檢統(tǒng)計量值為2.8339，小于5%顯著水平下的統(tǒng)計量值，且P值為0.0220亦小于顯著性水平0.05，lnX3的系數(shù)通過了檢驗，認(rèn)為固定投資比重對人均GDP有影響。

各項系數(shù)檢驗均合格，且回歸方程的R2=0.7338，說明擬合優(yōu)度較好，參數(shù)系數(shù)顯示：變量lnX1的系數(shù)為3.4572，說明金融相關(guān)率的當(dāng)期波動對經(jīng)濟(jì)增長的當(dāng)期波動有顯著的正向的影響；變量lnX2和變量lnX3的系數(shù)分別為1.1680和1.0788說明金融相關(guān)率對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度最大。保險深度和固定資產(chǎn)占GDP的比重的當(dāng)期波動也具有一定的正向促進(jìn)影響，但影響力度并沒有前者強(qiáng)大，這也符合公眾的認(rèn)知，是我國發(fā)展現(xiàn)階段的基本情況。

4.誤差修正模型

為了使協(xié)整模型更加的精確，根據(jù)Granger定理，具有長期協(xié)整關(guān)系的模型可以建立誤差修正模型來解釋短期的波動情況，修正模型見表8。

根據(jù)表8可知，ECM與各項系數(shù)均未通過檢驗，統(tǒng)計上的檢驗與實際經(jīng)濟(jì)意義出現(xiàn)了分歧，主要是因為金融相關(guān)率、保險深度、固定資產(chǎn)占GDP的比重對人均GDP的比重的影響表現(xiàn)為長期，短期影響不大?，F(xiàn)對模型進(jìn)行修正，將不顯著的滯后項進(jìn)行逐步刪除，最后得到的誤差修正模型（見表9）。

模型的各項系數(shù)均通過檢驗，R2=0.8325方程的擬合優(yōu)度較好，上一期誤差ECMt-1的系數(shù)為負(fù)數(shù)，也符合反向調(diào)節(jié)機(jī)制。該模型表明，每年的實際人均GDP生產(chǎn)總值與長期均衡值中的偏差中有31%被修正，修正效果較好。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融相關(guān)率存在長期均衡關(guān)系

由協(xié)整分析結(jié)果可得，東三省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融相關(guān)率密不可分，存在著長期均衡關(guān)系。并且經(jīng)濟(jì)增長受金融相關(guān)率的深刻影響。從中得知，當(dāng)前的政策和經(jīng)濟(jì)形勢下，以銀行為首的傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)仍然是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要力量，起到支撐性作用。預(yù)見的是這一現(xiàn)象在未來的一段時間內(nèi)不會發(fā)生根本性的變化。而東三省作為老牌工業(yè)城市，金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展力度比較薄弱，金融相關(guān)率較低，并且三個省份的情況類似，需要引起重視。

2.經(jīng)濟(jì)增長與保險深度存在著長期均衡關(guān)系

由上文的協(xié)整分析可得出結(jié)論，經(jīng)濟(jì)發(fā)展，人均生產(chǎn)總值的增長與保險深度存在長期均衡關(guān)系。東三省是國家早期的重工業(yè)地區(qū)，重視重工業(yè)的發(fā)展以及農(nóng)業(yè)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式較為傳統(tǒng)。東三省居民對于經(jīng)濟(jì)普遍保持略微保守的態(tài)度，更傾向于儲蓄而非投資，因此，在購買保險等產(chǎn)品會更為謹(jǐn)慎。這就導(dǎo)致對經(jīng)濟(jì)增長有著巨大影響的保險深度在東三省并沒有發(fā)揮出作用。

3.格蘭杰檢驗結(jié)論

通過格蘭杰因果檢驗，可以發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到單向提高作用。從數(shù)據(jù)上可以看出固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用沒有那么明顯。東三省對于固定資產(chǎn)投資的態(tài)度也不相同。而區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長為雙向促進(jìn)作用。一方面金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，另一個方面經(jīng)濟(jì)增長又為金融發(fā)展創(chuàng)造了條件。

（二）建議

1.繼續(xù)加大固定資產(chǎn)投資的保障力度

根據(jù)實證分析結(jié)果，固定資產(chǎn)投資起到單向促進(jìn)作用。但是沒有另外兩個指標(biāo)效果顯著。固定資產(chǎn)投資作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，在一定程度上可以看出該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，不能長期保持在較低水平。對于黑龍江省和吉林省而言，繼續(xù)保持現(xiàn)有狀態(tài)，保持固定資產(chǎn)投資平穩(wěn)增長即可。對于遼寧省，有必要使固定資產(chǎn)投資水平回復(fù)到正常水平，改善經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。

2.提高金融機(jī)構(gòu)存貸款總額

從結(jié)論可知，金融相關(guān)率是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要影響因素。而金融相關(guān)率和存貸款總額有著密不可分的關(guān)系。這也表明在東三省銀行等傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)在未來一段時間內(nèi)需要得到更大力度的政策支持。隨著第三方支付平臺的蓬勃興起，給銀行帶來了巨大的沖擊。應(yīng)該出臺相應(yīng)政策，平衡銀行和第三方平臺之間的矛盾共同發(fā)展。對東三省各地區(qū)銀行加強(qiáng)監(jiān)管，但也要給予必要的權(quán)限，使之靈活應(yīng)對發(fā)生問題。比如可以給予在適度范圍內(nèi)的靈活調(diào)整利率的權(quán)限。隨著網(wǎng)絡(luò)的普及，銀行在服務(wù)上暴露的問題更容易得到關(guān)注。存貸款總額的提高主要依賴于銀行。因此，必須加強(qiáng)對銀行從業(yè)人員的考核，提升他們的業(yè)務(wù)能力。

東三省的發(fā)展模式較為類似，在這一點上可以采取相同方式。在適當(dāng)范圍內(nèi)提高存貸款總額，對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著巨大的作用。因此可以靈活調(diào)整活期利率，建立補(bǔ)償機(jī)制等措施。

3.大力推廣保險業(yè)的發(fā)展

由于保險業(yè)是推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要力量，也是東三省經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式中的薄弱環(huán)節(jié)，大力推廣保險業(yè)在東北三省的發(fā)展已經(jīng)刻不容緩。關(guān)于居民方面，政府以及保險公司應(yīng)該宣傳保險的益處，改變居民購買保險態(tài)度，釋放金融開放空間。對于保險公司來說要做到誠信與效益并存，設(shè)計科學(xué)同時又能夠保證所有人利益的保險產(chǎn)品，吸引社會關(guān)注和購買保險，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。同時，政府部門要加強(qiáng)保險行業(yè)的投入力度，完善社會保障體系。隨著大數(shù)據(jù)時代的發(fā)展，各行各業(yè)的居民都是潛在的消費用戶，例如車險、人身安全保險，等等都慢慢走入居民的生活之中。

[參考文獻(xiàn)]

[1]曾冰，張艷.我國區(qū)域金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)測度及其時空分異研究[J].經(jīng)濟(jì)管理評論，2018（2）：132141.

[2]R.Levine.Financial Development and Economic Growth：Views and Agenda[J].Journal of Economic Literature，1997（2）：688726.

[3]REL Jr.On the mechanics of economic development[J].Journal of Monetary Economics，1988（1）：342.

[4]沈麗，劉媛，李文君.不良貸款、空間溢出與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)與管理評論，2018（3）：2641.

[5]王云芳，馬莉.金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)因果性分析[J].延安大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2018（2）：6570+76.

[6]王晉斌.金融控制政策下的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（10）：95104.

[7]劉金全，龍威.我國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響機(jī)制研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2016（3）：7180+97.

[8]王晶.分業(yè)還是混業(yè)：我國金融監(jiān)管模式應(yīng)如何選擇[J].吉林師范大學(xué)學(xué)報：人文社會科學(xué)版，2015（1）：114117.

[9]李文軍，張巍巍.強(qiáng)化金融市場對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持[J].吉林師范大學(xué)學(xué)報：人文社會科學(xué)版，2016（1）：6065.

[10]蘇建軍，徐璋勇.金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長——理論與經(jīng)驗研究[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014（2）：139149.

[11]周麗麗，楊剛，強(qiáng)江洪.中國金融發(fā)展速度與經(jīng)濟(jì)增長可持續(xù)性——基于區(qū)域差異的視角[J].中國軟科學(xué)，2014（2）：5869.

[12]楊友才.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長——基于我國金融發(fā)展門檻變量的分析[J].金融研究，2014（2）：5971.

[13]馬軼群，史安娜.金融發(fā)展對中國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響研究——基于VAR模型的實證分析[J].國際金融研究，2012（11）：3039.

[14]周惠民，逯進(jìn).金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的時空耦合度測度——以長三角城市群為例[J].城市問題，2017（3）：5966+86.

[15]翟文華，周志太.中國經(jīng)濟(jì)增長的十大紅利[J].牡丹江師范學(xué)院學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2017（3）：3138.

[16]王立國.中國特色社會主義市場經(jīng)濟(jì)下公平與效率的認(rèn)識與實踐[J].生產(chǎn)力研究，2011（4）：120121+143.

[17]張鵬飛，江三良.安徽省金融支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展實證分析[J].牡丹江師范學(xué)院學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2016（1）：3234.

[18]史建幫，馬德功，劉淑涵.金融支持研究：新型城鎮(zhèn)化背景下供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革[J].牡丹江師范學(xué)院學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2016（3）：1014.

[責(zé)任編輯]王立國

Abstract：To understand the impact of financial industry development on economic growth in northeast China， this paper analyzed the status quo of the financial and economic development of the three provinces of Heilongjiang， Jilin， and Liaoning from 2006 to 2016； Then， the measurement indicators of financial and economic development were selected through the corresponding analysis results； And finally， the indicators were analyzed empirically using methods such as cointegration analysis， Granger test， and error correction model. The results show that： First， the development of regional financial industry has a significant positive effect on economic growth； Second， there is a longterm equilibrium relationship between financial correlation rate， insurance depth， and the proportion of fixed assets investment and economic growth； Third， the development of the financial industry The increase in the financial correlation rate has the largest contribution to economic growth， and the impact of insurance depth and fixed asset investment on economic growth is not much different.

Key words：Northeast China； finance； economic growth； cointegration analysis