1992-2012年中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證剖析與理論洞察一、引言1.1研究背景與意義自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟經(jīng)歷了舉世矚目的高速增長，國內生產總值（GDP）持續(xù)攀升，經(jīng)濟結構不斷優(yōu)化升級，在全球經(jīng)濟格局中的地位日益重要。1992年，黨的十四大明確提出建立社會主義市場經(jīng)濟體制的改革目標，為中國經(jīng)濟的進一步發(fā)展注入了強大動力，中國經(jīng)濟發(fā)展進入新的階段。在這一階段，市場機制在資源配置中開始發(fā)揮基礎性作用，各類經(jīng)濟主體的活力得到極大釋放，投資、消費和出口成為拉動經(jīng)濟增長的主要動力。在金融領域，1992-2012年同樣是中國金融體系快速發(fā)展和深刻變革的時期。1993年12月，國務院印發(fā)《關于金融體制改革的決定》，提出把中國人民銀行辦成真正的中央銀行，把專業(yè)銀行辦成真正的商業(yè)銀行，推動了金融機構的市場化改革。1994年，國家開發(fā)銀行、中國進出口銀行和中國農業(yè)發(fā)展銀行三大政策性銀行先后成立，承接了四大國有專業(yè)銀行負責的政策性金融業(yè)務，使金融機構分工更加清晰，金融體系建設日益完善。2003年9月，國務院啟動國有銀行股份制改革，通過國家注資、財務重組等市場化方式，推進建立現(xiàn)代金融企業(yè)制度，增強了國有銀行的競爭力和抗風險能力。在資本市場方面，1990年至1991年，上海、深圳證券交易所相繼成立，標志著中國直接融資渠道向著規(guī)范化發(fā)展，此后，股票市場規(guī)模不斷擴大，上市公司數(shù)量持續(xù)增加，債券市場也逐漸活躍起來。同時，1998年11月中國保監(jiān)會成立，2003年3月中國銀監(jiān)會成立，“分業(yè)監(jiān)管”的金融監(jiān)管模式基本確立，有效防范和化解了金融風險，維護了金融市場的穩(wěn)定。金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著密切的關系，兩者相互影響、相互作用。一方面，金融發(fā)展通過提供資金融通、風險管理、資源配置等功能，為經(jīng)濟增長提供支持。金融體系能夠將儲蓄轉化為投資，促進資本積累和技術創(chuàng)新，推動產業(yè)升級和經(jīng)濟結構調整。例如，企業(yè)通過銀行貸款、發(fā)行股票和債券等方式獲得資金，用于擴大生產規(guī)模、研發(fā)新技術和新產品，從而提高生產效率和市場競爭力，促進經(jīng)濟增長。另一方面，經(jīng)濟增長也會對金融發(fā)展產生反作用。隨著經(jīng)濟的增長，居民和企業(yè)的收入水平提高，對金融服務的需求也會增加，從而推動金融機構的發(fā)展和金融市場的完善。例如，經(jīng)濟增長帶來更多的投資機會，吸引更多的投資者參與金融市場，促進金融產品的創(chuàng)新和金融市場的活躍。在1992-2012年期間，中國經(jīng)濟與金融的快速發(fā)展為研究兩者關系提供了豐富的樣本和獨特的視角。深入探究這一時期中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。從理論層面來看，有助于豐富和完善金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的理論體系。傳統(tǒng)的金融發(fā)展理論在解釋發(fā)展中國家的金融與經(jīng)濟現(xiàn)象時存在一定的局限性，通過對中國這一典型發(fā)展中國家在特定時期的研究，可以檢驗和拓展現(xiàn)有理論，為金融發(fā)展理論的創(chuàng)新提供實證依據(jù)。從現(xiàn)實意義上講，研究兩者關系可以為中國金融改革和經(jīng)濟發(fā)展政策的制定提供參考。通過揭示金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用機制和影響程度，能夠明確金融改革的方向和重點，提高金融資源配置效率，促進金融更好地服務實體經(jīng)濟，推動經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。在當前經(jīng)濟金融形勢不斷變化的背景下，深入研究歷史經(jīng)驗，對于應對經(jīng)濟下行壓力、防范金融風險、實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要的指導意義。1.2研究方法與創(chuàng)新點本文采用實證研究方法，深入探究1992-2012年期間中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系。在數(shù)據(jù)選取方面，為確保研究的準確性和可靠性，從權威數(shù)據(jù)庫、政府統(tǒng)計部門以及專業(yè)金融資訊平臺收集了涵蓋該時期的年度數(shù)據(jù)，涉及金融發(fā)展和經(jīng)濟增長多個維度的指標數(shù)據(jù)。在金融發(fā)展指標上，選用金融相關比率（FIR），即某一時期一國全部金融資產價值與該國經(jīng)濟活動總量的比值（FIR=(M2+L+S)/GDP，其中M2為廣義貨幣供應量，L為各類貸款，S為有價證券）來衡量金融發(fā)展規(guī)模；同時，選取金融中介對企業(yè)的私人信貸與GDP的比值（PRIVY）來反映金融發(fā)展結構，該指標能夠體現(xiàn)金融資源在私人企業(yè)部門的配置情況；此外，采用金融中介的貸款總額與GDP的比值（LOAN）來衡量金融發(fā)展效率，以此全面反映金融體系將儲蓄轉化為投資的能力。在經(jīng)濟增長指標上，以國內生產總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟增長總量的指標，同時引入人均GDP的增長率（AGDP）來反映經(jīng)濟增長的質量和人均經(jīng)濟發(fā)展水平，從而從多個角度全面刻畫經(jīng)濟增長態(tài)勢。在模型構建方面，構建向量自回歸（VAR）模型，該模型能夠有效處理多個時間序列變量之間的動態(tài)關系，無需事先區(qū)分變量的內生性和外生性，通過估計變量之間的相互影響系數(shù)，全面分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的短期動態(tài)關系和長期均衡關系。同時，為了進一步深入研究變量之間的因果關系，運用格蘭杰因果檢驗，判斷金融發(fā)展指標與經(jīng)濟增長指標之間是否存在因果關聯(lián)以及因果關系的方向，從而明確金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的作用機制。此外，進行協(xié)整檢驗，確定金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相關變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，若存在協(xié)整關系，則表明這些變量在長期內會相互影響并趨向于共同的均衡路徑，為研究兩者之間的長期關系提供有力依據(jù)。本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是研究視角獨特，聚焦于1992-2012年這一中國經(jīng)濟金融體制改革的關鍵時期，該時期中國經(jīng)濟經(jīng)歷了從計劃經(jīng)濟向社會主義市場經(jīng)濟的轉型，金融體系也在不斷改革和完善，通過對這一特定時期的研究，能夠深入揭示金融發(fā)展與經(jīng)濟增長在體制轉型背景下的相互作用機制，豐富了轉型經(jīng)濟背景下金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究。二是指標選取全面且具有針對性，在衡量金融發(fā)展和經(jīng)濟增長時，不僅考慮了常用的總量指標，還引入了能夠反映金融結構、金融效率以及經(jīng)濟增長質量的指標，全面涵蓋了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的多個維度，使研究結果更加準確和全面，有助于深入理解金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的多方面影響。三是綜合運用多種實證方法，通過構建VAR模型、進行格蘭杰因果檢驗和協(xié)整檢驗等多種計量方法，從不同角度深入剖析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，包括短期動態(tài)關系、長期均衡關系以及因果關系，克服了單一方法研究的局限性，為研究提供了更為豐富和深入的實證依據(jù)，使研究結論更具可靠性和說服力。二、理論基礎與文獻綜述2.1金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的理論溯源金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的探討可追溯至古典經(jīng)濟學時期。古典經(jīng)濟學家大多秉持貨幣中性論與信用媒介論，認為貨幣金融變量在實體經(jīng)濟中僅充當“面紗”角色，對經(jīng)濟增長并無實質性影響，經(jīng)濟增長完全由實物部門決定。亞當?斯密在《國民財富的性質和原因的研究》中指出，銀行券與信用活動能夠促進經(jīng)濟發(fā)展，其作用在于使原本閑置的資本得以有效利用，進而增進一國產業(yè)，但這種促進作用并非源于增加一國資本，而是對既有資本的更高效配置。古典經(jīng)濟學集大成者約翰?穆勒繼承了斯密的信用媒介論，強調信用雖未創(chuàng)造資本，卻能促進資本流轉至更具生產效率的使用者手中，從而在現(xiàn)有資本數(shù)量不變的情況下，增加實際使用的資本數(shù)量，推動社會總產量的增加。這一時期的理論觀點雖未充分認識到金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的核心作用，但為后續(xù)理論的發(fā)展奠定了基礎。隨著經(jīng)濟的發(fā)展和研究的深入，現(xiàn)代經(jīng)濟學派對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系進行了更為全面和深入的探討，形成了諸多具有影響力的理論流派，其中金融結構論和金融壓抑論最為突出。以雷蒙德?W?戈德史密斯（RaymondW.Goldsmith）為代表的金融結構論認為，金融發(fā)展的實質是金融結構的變化，金融結構由金融工具和金融機構的構成狀態(tài)決定。戈德史密斯在1969年出版的《金融結構與金融發(fā)展》一書中，通過對近百年金融發(fā)展和當代35個國家貨幣制度狀況的比較研究，創(chuàng)造性地提出了金融相關比率（FIR），即某一時點上現(xiàn)存金融資產總額與國民財富之比，以此作為衡量一國金融結構與發(fā)展水平的關鍵指標。他發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長通常同步進行，金融機構通過更有效地將儲蓄分配到潛在投資項目上，促進了經(jīng)濟增長，強調了金融上層結構對經(jīng)濟發(fā)展的積極主動作用。后續(xù)學者R.G.King和R.Levine（1993）的研究進一步支持了這一觀點，他們通過對80個國家30年的數(shù)據(jù)進行分析，系統(tǒng)控制影響增長的因素，證實了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關關系，即金融發(fā)展水平較高的國家經(jīng)濟增長更為迅速，而落后的金融發(fā)展水平會嚴重阻礙經(jīng)濟增長。20世紀70年代，美國經(jīng)濟學家愛德華?肖（EdwardShaw）和羅納德?麥金農（RonaldMckinnon）分別提出了金融深化論和金融壓抑論，這兩種理論從不同角度闡述了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，共同構成了“金融二論”。麥金農在《經(jīng)濟發(fā)展中的貨幣與資本》中指出，發(fā)展中國家普遍存在金融壓抑現(xiàn)象，表現(xiàn)為政府對金融的過度干預，如利率管制、信貸配額等，導致實際利率低于均衡水平，貨幣與實際資本無法相互替代，這既抑制了儲蓄的增長，又造成了資源配置的低效率，嚴重阻礙了經(jīng)濟增長。他強調發(fā)展中國家應減少對金融的管制，實現(xiàn)金融自由化，以提高儲蓄率和投資效率，促進經(jīng)濟增長。愛德華?肖在《經(jīng)濟發(fā)展中的金融深化》中提出金融深化理論，認為金融深化具有儲蓄效應、投資效應、就業(yè)效應和收入效應，能夠促進本國經(jīng)濟的發(fā)展。金融深化的核心在于消除金融抑制，使利率和匯率能夠真實反映資金和外匯的供求關系，從而提高金融體系的效率，促進經(jīng)濟增長。Gelb（1989）和Fry（1988）對發(fā)展中國家的實證分析也表明，實際利率較高的國家經(jīng)濟增長平均高于實際利率較低或為負值的國家，進一步驗證了金融壓抑論和金融深化論的觀點。內生金融理論是20世紀90年代在對傳統(tǒng)金融發(fā)展理論反思的基礎上形成的第二代金融發(fā)展理論。以金（King）和萊文（R.Levine）等人為代表的經(jīng)濟學家摒棄了傳統(tǒng)理論框架，在內生增長理論的基礎上，采用最優(yōu)化方法重新分析金融在經(jīng)濟發(fā)展中的作用。該理論認為金融體系的發(fā)展是經(jīng)濟增長的內生變量，金融機構和金融市場的出現(xiàn)與發(fā)展能夠降低信息與交易費用，促進儲蓄向投資的轉化，提高資本積累和技術創(chuàng)新水平，進而推動經(jīng)濟增長。例如，金融市場可以通過提供風險分散機制，鼓勵投資者參與高風險、高回報的創(chuàng)新項目，促進技術進步和經(jīng)濟增長。內生金融理論強調了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的雙向因果關系，豐富了金融發(fā)展理論的內涵，為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究提供了新的視角。2.2國內外文獻回顧國外學者對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究起步較早，取得了豐富的成果。Goldsmith（1969）開創(chuàng)性地對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系進行了實證研究，通過對35個國家1860-1963年的數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在密切聯(lián)系，金融相關比率（FIR）與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關關系，金融發(fā)展水平的提高有助于促進經(jīng)濟增長。King和Levine（1993）在Goldsmith研究的基礎上，采用80個國家1960-1989年的數(shù)據(jù)，進一步深入研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，通過構建金融發(fā)展指標，如金融中介體提供的私人信貸占GDP的比例等，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響，金融發(fā)展不僅能夠促進資本積累，還能通過提高資源配置效率等方式推動經(jīng)濟增長。Levine和Zervos（1996）將股票市場發(fā)展指標納入研究，如股票市場的流動性、資本化率等，研究表明股票市場的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在正相關關系，股票市場的發(fā)展能夠為企業(yè)提供更多的融資渠道，促進資本的有效配置，從而推動經(jīng)濟增長。國內學者對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究也不斷深入。談儒勇（1999）運用1993-1998年的季度數(shù)據(jù)，對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系進行實證分析，結果表明中國金融中介發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關關系，金融中介通過提高儲蓄向投資的轉化效率，促進了經(jīng)濟增長；而股票市場發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系不顯著，這可能與當時中國股票市場發(fā)展尚不成熟，規(guī)模較小，在資源配置中的作用有限有關。韓廷春（2001）通過構建金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的計量模型，對1978-1999年的數(shù)據(jù)進行分析，認為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用受到制度因素的制約，單純的金融發(fā)展指標與經(jīng)濟增長之間的相關性并不明顯，只有在完善的制度環(huán)境下，金融發(fā)展才能更好地發(fā)揮對經(jīng)濟增長的促進作用。周立和王子明（2002）從區(qū)域金融的角度出發(fā)，對中國各地區(qū)1978-2000年的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系進行研究，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關關系，但區(qū)域金融發(fā)展存在不平衡現(xiàn)象，東部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用明顯強于中西部地區(qū)，這與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、金融市場完善程度等因素有關。已有研究在金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究方面取得了顯著進展，但仍存在一些不足之處和可拓展空間。在研究方法上，部分研究采用的計量模型和方法存在局限性，如某些研究未充分考慮變量之間的內生性問題，可能導致研究結果的偏差。在指標選取上，雖然已有研究選用了多種金融發(fā)展和經(jīng)濟增長指標，但仍存在指標不夠全面或針對性不強的問題，難以全面準確地反映金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系。在研究視角上，現(xiàn)有研究多從宏觀層面探討金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的總體關系，對金融發(fā)展影響經(jīng)濟增長的微觀機制研究相對較少，對不同金融機構、金融市場在促進經(jīng)濟增長過程中的具體作用和差異研究不夠深入。此外，對于中國這樣處于經(jīng)濟轉型期的國家，現(xiàn)有研究對體制轉型因素在金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系中的影響考慮不夠充分，未能深入分析金融改革、制度變遷等因素對兩者關系的動態(tài)影響。未來研究可在改進研究方法、完善指標體系、拓展研究視角等方面進一步深化，以更全面、深入地揭示金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系。三、1992-2012年中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀分析3.1中國金融發(fā)展狀況3.1.1金融機構體系的演變1992-2012年期間，中國金融機構體系經(jīng)歷了深刻的變革與發(fā)展，從多個維度實現(xiàn)了顯著的突破與完善。在銀行機構方面，國有商業(yè)銀行的改革持續(xù)深化。1993年12月，國務院印發(fā)《關于金融體制改革的決定》，明確提出把專業(yè)銀行辦成真正的商業(yè)銀行。這一時期，國有商業(yè)銀行在內部管理體制、風險管理機制等方面進行了一系列改革。在內部管理體制上，國有商業(yè)銀行逐漸建立起現(xiàn)代企業(yè)制度，優(yōu)化組織架構，加強內部控制，提高運營效率。例如，中國工商銀行在這一時期大力推進內部機構改革，精簡冗余部門，優(yōu)化業(yè)務流程，提升了整體運營效率。在風險管理機制方面，借鑒國際先進經(jīng)驗，引入風險量化評估模型，加強信用風險、市場風險和操作風險的管理。1998年，財政部發(fā)行2700億元特別國債，補充國有商業(yè)銀行資本金，增強其抗風險能力。2003年9月，國務院啟動國有銀行股份制改革，通過國家注資、財務重組等市場化方式，推進建立現(xiàn)代金融企業(yè)制度。以中國建設銀行、中國銀行和中國工商銀行為例，它們在股份制改革后，成功實現(xiàn)上市，進一步優(yōu)化了股權結構，提升了資本實力和市場競爭力。同時，股份制商業(yè)銀行蓬勃發(fā)展，如招商銀行、民生銀行等，它們以靈活的經(jīng)營機制和創(chuàng)新的金融產品，為金融市場注入了新的活力。這些股份制商業(yè)銀行在業(yè)務創(chuàng)新方面表現(xiàn)突出，推出了一系列特色金融產品和服務，滿足了不同客戶群體的需求。例如，招商銀行率先推出一卡通、網(wǎng)上銀行等創(chuàng)新產品，提升了客戶體驗，拓展了業(yè)務領域。證券機構在這一時期也取得了長足進步。隨著證券市場的發(fā)展，證券公司數(shù)量不斷增加，業(yè)務范圍不斷拓展。1992年，中國證券監(jiān)督管理委員會成立，加強了對證券市場的監(jiān)管，促進了證券機構的規(guī)范發(fā)展。證券公司從最初主要從事證券經(jīng)紀業(yè)務，逐漸發(fā)展到涵蓋證券承銷、自營、資產管理等多種業(yè)務。中信證券等大型證券公司在市場競爭中脫穎而出，通過并購重組、業(yè)務創(chuàng)新等方式，不斷擴大規(guī)模，提升綜合實力。中信證券通過多次并購重組，整合資源，優(yōu)化業(yè)務布局，成為國內領先的綜合性證券公司，在證券承銷、資產管理等業(yè)務領域表現(xiàn)出色。此外，基金管理公司迅速崛起，各類證券投資基金規(guī)模不斷擴大，為投資者提供了多元化的投資選擇。華夏基金、嘉實基金等基金管理公司憑借專業(yè)的投資管理能力和良好的業(yè)績表現(xiàn)，吸引了大量投資者，推動了證券市場的機構化發(fā)展。保險機構同樣經(jīng)歷了快速發(fā)展的階段。1998年11月，中國保監(jiān)會成立，標志著我國保險監(jiān)管機制和分業(yè)管理體制得到進一步完善，促進了保險市場的健康發(fā)展。保險公司數(shù)量大幅增加，市場競爭日益激烈。除了傳統(tǒng)的中國人壽、中國平安等大型保險公司外，眾多新興保險公司紛紛進入市場，豐富了保險市場的主體結構。這些保險公司在產品創(chuàng)新方面不斷發(fā)力，推出了各類新型保險產品，如分紅保險、萬能保險等，滿足了消費者多樣化的保險需求。例如，分紅保險在提供保障的同時，還能讓投保人分享保險公司的經(jīng)營成果，受到市場的廣泛歡迎。同時，保險資金運用渠道逐步拓寬，提高了保險資金的運用效率和收益水平。保險資金可以投資于債券、股票、基礎設施等領域，實現(xiàn)了資產的多元化配置，增強了保險公司的盈利能力和抗風險能力。3.1.2金融市場的發(fā)展1992-2012年期間，中國金融市場在多個方面取得了顯著的發(fā)展，為經(jīng)濟增長提供了重要的支持和保障。貨幣市場在這一時期得到了快速發(fā)展，市場規(guī)模不斷擴大，交易活躍度顯著提高。銀行間同業(yè)拆借市場作為貨幣市場的重要組成部分，交易機制不斷完善。1996年1月，全國統(tǒng)一的銀行間同業(yè)拆借市場正式建立，實現(xiàn)了拆借利率的市場化。這一舉措使得銀行間同業(yè)拆借市場的交易更加透明、高效，促進了資金的合理流動。例如，通過市場化的利率機制，資金能夠根據(jù)市場需求和供給情況，在不同銀行之間實現(xiàn)優(yōu)化配置，提高了資金的使用效率。債券回購市場也呈現(xiàn)出蓬勃發(fā)展的態(tài)勢，成為金融機構調節(jié)短期資金頭寸的重要工具。債券回購交易規(guī)模不斷擴大，交易品種日益豐富，包括國債回購、金融債回購等。金融機構可以通過債券回購市場，靈活地進行資金的融入和融出，滿足自身的流動性管理需求。票據(jù)市場在支持實體經(jīng)濟發(fā)展方面發(fā)揮了重要作用，商業(yè)匯票承兌、貼現(xiàn)業(yè)務規(guī)模持續(xù)增長。企業(yè)通過開具商業(yè)匯票進行支付和融資，降低了融資成本，提高了資金周轉效率。例如，一些中小企業(yè)通過票據(jù)貼現(xiàn)獲得了急需的資金，解決了短期資金周轉困難的問題，促進了企業(yè)的生產經(jīng)營。債券市場在這一時期取得了長足的進步，市場規(guī)模迅速擴大，品種日益豐富。國債發(fā)行規(guī)模不斷增加，成為政府籌集資金、調節(jié)宏觀經(jīng)濟的重要手段。國債的發(fā)行方式逐漸市場化，從最初的行政攤派轉變?yōu)檎袠税l(fā)行，提高了國債發(fā)行的效率和透明度。例如，通過招標發(fā)行，國債的利率能夠更好地反映市場資金供求關系，吸引了更多投資者參與。同時，國債的期限結構也更加合理，涵蓋了短期、中期和長期國債，滿足了不同投資者的投資需求。金融債券和企業(yè)債券的發(fā)行也逐步增加，為金融機構和企業(yè)提供了多元化的融資渠道。金融債券的發(fā)行有助于金融機構補充資金，增強資本實力。企業(yè)債券的發(fā)行則為企業(yè)提供了直接融資的途徑，降低了企業(yè)對銀行貸款的依賴。例如，一些大型企業(yè)通過發(fā)行企業(yè)債券，籌集了大量資金，用于項目投資和企業(yè)擴張，促進了企業(yè)的發(fā)展。債券市場的交易機制不斷完善，銀行間債券市場和交易所債券市場共同發(fā)展，提高了債券市場的流動性和效率。投資者可以根據(jù)自身需求，在不同的債券市場進行交易，實現(xiàn)資產的優(yōu)化配置。股票市場在這一時期經(jīng)歷了從無到有、從小到大的發(fā)展歷程，成為中國金融市場的重要組成部分。1990年至1991年，上海、深圳證券交易所相繼成立，標志著中國股票市場的正式建立。此后，股票市場規(guī)模不斷擴大，上市公司數(shù)量持續(xù)增加。截至2012年底，滬深兩市上市公司總數(shù)達到2494家。股票市場的交易活躍度不斷提高，投資者參與度日益廣泛。隨著市場的發(fā)展，股票市場的制度建設不斷完善，包括信息披露制度、退市制度等。信息披露制度的完善要求上市公司及時、準確地披露公司的財務狀況、經(jīng)營成果等信息，提高了市場的透明度，保護了投資者的合法權益。退市制度的建立則強化了市場的優(yōu)勝劣汰機制，促使上市公司提高經(jīng)營質量，增強市場競爭力。同時，股權分置改革的推進解決了長期困擾中國股票市場的制度性問題，實現(xiàn)了股票的全流通，提高了市場的資源配置效率。股權分置改革后，上市公司的治理結構得到優(yōu)化，股東利益趨于一致，促進了企業(yè)的長遠發(fā)展。3.1.3金融監(jiān)管的變革1992-2012年期間，中國金融監(jiān)管體制經(jīng)歷了深刻的變革，從多個方面進行了調整和完善，以適應金融市場的快速發(fā)展和變化。1992年10月，國務院證券委員會（證券委）和中國證券監(jiān)督管理委員會（證監(jiān)會）同時成立，證券委是中國證券業(yè)監(jiān)管的最高領導機構，證監(jiān)會是證券委的監(jiān)督管理執(zhí)行機構。這一舉措標志著中國證券市場監(jiān)管體系的初步建立，加強了對證券市場的專業(yè)化監(jiān)管。1998年，國務院證券委員會和證券監(jiān)督管理委員會合并成立證監(jiān)會，統(tǒng)一監(jiān)管全國證券和期貨經(jīng)營機構。證監(jiān)會在監(jiān)管過程中，加強了對證券發(fā)行、交易等環(huán)節(jié)的監(jiān)管，規(guī)范了市場秩序。例如，對上市公司的信息披露進行嚴格審核，打擊內幕交易、操縱市場等違法違規(guī)行為，保護了投資者的合法權益。1998年11月，中國保險監(jiān)督管理委員會（保監(jiān)會）成立，成為全國保險業(yè)的主管部門。保監(jiān)會的成立標志著我國保險監(jiān)管機制和分業(yè)管理體制得到進一步完善，促進了保險市場的健康發(fā)展。保監(jiān)會通過制定和完善保險行業(yè)的監(jiān)管政策和法規(guī)，加強對保險公司的償付能力、市場行為等方面的監(jiān)管。例如，建立了保險公司償付能力監(jiān)管指標體系，要求保險公司具備充足的償付能力，以應對可能出現(xiàn)的風險。同時，加強對保險市場的整頓和規(guī)范，打擊非法保險活動，維護了保險市場的穩(wěn)定。2003年3月，中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會（銀監(jiān)會）成立，履行原由中國人民銀行履行的審批、監(jiān)督管理銀行、金融資產管理公司、信托投資公司及其他存款類金融機構等的職責和相關職責。銀監(jiān)會的成立標志著我國銀行業(yè)監(jiān)管體制的重大變革，實現(xiàn)了銀行業(yè)監(jiān)管的專業(yè)化和獨立化。銀監(jiān)會在監(jiān)管過程中，加強了對商業(yè)銀行的資本充足率、風險管理等方面的監(jiān)管。例如，制定了嚴格的資本充足率要求，促使商業(yè)銀行補充資本，增強抗風險能力。同時，加強對商業(yè)銀行的業(yè)務創(chuàng)新監(jiān)管，引導商業(yè)銀行在風險可控的前提下開展業(yè)務創(chuàng)新，提高金融服務水平。這一時期，金融監(jiān)管政策也進行了一系列調整，以適應金融市場的發(fā)展變化。在監(jiān)管目標上，更加注重維護金融穩(wěn)定、保護投資者和消費者權益以及促進金融市場的健康發(fā)展。在監(jiān)管方式上，從以行政監(jiān)管為主逐漸向以法律監(jiān)管、經(jīng)濟監(jiān)管和行業(yè)自律相結合的方式轉變。例如，通過制定和完善金融法律法規(guī)，為金融監(jiān)管提供了堅實的法律依據(jù)?！吨腥A人民共和國中國人民銀行法》《中華人民共和國商業(yè)銀行法》《中華人民共和國保險法》《中華人民共和國證券法》等一系列重要法律法規(guī)的出臺，規(guī)范了金融機構的經(jīng)營行為，明確了監(jiān)管機構的職責和權限。同時，加強對金融機構的現(xiàn)場檢查和非現(xiàn)場監(jiān)管，及時發(fā)現(xiàn)和防范金融風險。在監(jiān)管內容上，加強了對金融創(chuàng)新的監(jiān)管，引導金融機構在創(chuàng)新過程中注重風險管理。例如，對金融衍生品的監(jiān)管，要求金融機構在開展金融衍生品業(yè)務時，充分評估風險，建立健全風險管理體系。這些監(jiān)管政策的調整和完善，有效防范和化解了金融風險，維護了金融市場的穩(wěn)定，促進了金融市場的健康發(fā)展。3.2中國經(jīng)濟增長態(tài)勢3.2.1GDP增長分析1992-2012年期間，中國經(jīng)濟經(jīng)歷了高速增長的黃金時期，國內生產總值（GDP）總量和增速呈現(xiàn)出顯著的變化特征。從總量上看，中國GDP實現(xiàn)了跨越式增長，1992年GDP總量僅為26923.48億元，到2012年已攀升至519322億元，增長了近18倍。這一增長幅度在世界經(jīng)濟發(fā)展史上堪稱奇跡，彰顯了中國經(jīng)濟強大的發(fā)展活力和潛力。從增速方面分析，1992-1994年期間，GDP增速維持在較高水平，分別達到14.2%、14%和13.1%。這一時期，社會主義市場經(jīng)濟體制改革目標的明確激發(fā)了市場活力，大量外資涌入，投資和消費需求旺盛，推動了經(jīng)濟的高速增長。1995-2000年，GDP增速逐漸放緩，降至10%-7%區(qū)間。這主要是由于宏觀經(jīng)濟調控政策的實施，旨在抑制經(jīng)濟過熱，使經(jīng)濟增長回歸理性區(qū)間；同時，亞洲金融危機的爆發(fā)對中國經(jīng)濟也產生了一定的沖擊，出口面臨壓力，經(jīng)濟增速有所回調。2001-2007年，中國經(jīng)濟迎來了新一輪的快速增長，GDP增速不斷攀升，2007年達到14.2%。這一階段，中國加入世界貿易組織（WTO），對外貿易迅速擴張，出口成為拉動經(jīng)濟增長的重要動力；同時，國內基礎設施建設投資加大，房地產市場蓬勃發(fā)展，進一步推動了經(jīng)濟的高速增長。2008-2012年，受全球金融危機的影響，中國GDP增速再次出現(xiàn)波動，2008年和2009年分別降至9.6%和9.2%。為應對金融危機，中國政府實施了積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，推出了“四萬億”投資計劃，有效刺激了經(jīng)濟增長，2010年GDP增速回升至10.4%。隨后，經(jīng)濟增速逐漸放緩，2012年降至7.8%，這表明中國經(jīng)濟開始進入結構調整和轉型升級的新階段，經(jīng)濟增長模式逐漸從粗放型向集約型轉變。在這20年期間，投資、消費和出口作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，各自發(fā)揮了重要作用。投資方面，固定資產投資規(guī)模持續(xù)擴大，特別是在基礎設施建設、制造業(yè)和房地產領域。大規(guī)模的基礎設施投資，如高速公路、鐵路、橋梁等的建設，不僅改善了交通條件，降低了物流成本，還帶動了相關產業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了大量的就業(yè)機會，為經(jīng)濟增長提供了有力支撐。制造業(yè)投資的增加促進了產業(yè)升級和技術創(chuàng)新，提高了生產效率和產品質量，增強了中國制造業(yè)在國際市場上的競爭力。房地產投資的快速增長，推動了房地產市場的繁榮，帶動了建筑、建材、家電等相關產業(yè)的發(fā)展，成為經(jīng)濟增長的重要動力。消費在經(jīng)濟增長中也發(fā)揮了基礎性作用。隨著居民收入水平的提高，消費結構不斷升級，對高品質、多樣化商品和服務的需求不斷增加。除了傳統(tǒng)的衣食住行消費，教育、醫(yī)療、旅游、文化娛樂等服務消費在居民消費中的比重逐漸上升。消費市場的繁榮不僅直接拉動了經(jīng)濟增長，還促進了相關產業(yè)的發(fā)展，推動了經(jīng)濟結構的優(yōu)化升級。例如，旅游業(yè)的發(fā)展帶動了酒店、餐飲、交通等行業(yè)的發(fā)展，為經(jīng)濟增長注入了新的活力。出口作為外向型經(jīng)濟的重要組成部分，對中國經(jīng)濟增長貢獻顯著。加入WTO后，中國憑借豐富的勞動力資源、完善的產業(yè)配套和較低的生產成本，成為全球制造業(yè)的重要基地，出口規(guī)模迅速擴大。中國的出口產品涵蓋了紡織、服裝、機電、家電等多個領域，在國際市場上具有較強的競爭力。出口的增長不僅增加了外匯儲備，提高了國際支付能力，還促進了國內產業(yè)的發(fā)展和技術進步，推動了經(jīng)濟的高速增長。然而，出口也面臨著國際市場需求波動、貿易保護主義等風險，對中國經(jīng)濟的穩(wěn)定性產生了一定的影響。例如，全球金融危機期間，國際市場需求大幅萎縮，中國出口受到嚴重沖擊，經(jīng)濟增速也隨之放緩。3.2.2產業(yè)結構調整1992-2012年期間，中國產業(yè)結構經(jīng)歷了深刻的調整與優(yōu)化，三大產業(yè)在國民經(jīng)濟中的占比發(fā)生了顯著變化，對經(jīng)濟增長的貢獻也各有不同。1992年，中國第一產業(yè)增加值占GDP的比重為21.8%，第二產業(yè)占比為43.4%，第三產業(yè)占比為34.8%。隨著經(jīng)濟的發(fā)展和政策的引導，第一產業(yè)占比持續(xù)下降，到2012年降至10.1%。這主要是由于農業(yè)生產技術的進步，農業(yè)勞動生產率不斷提高，使得農業(yè)生產所需的勞動力減少，部分勞動力向第二、三產業(yè)轉移。同時，工業(yè)化和城市化進程的加速，導致農業(yè)用地減少，也在一定程度上影響了第一產業(yè)的占比。盡管占比下降，但第一產業(yè)作為國民經(jīng)濟的基礎，始終保持著穩(wěn)定的發(fā)展，為經(jīng)濟增長提供了堅實的農產品保障。例如，通過推廣先進的農業(yè)種植技術和農業(yè)機械化，糧食產量穩(wěn)步增長，滿足了不斷增長的人口對糧食的需求。第二產業(yè)在這一時期始終占據(jù)主導地位，1992-2012年期間，其占GDP的比重雖有波動，但總體保持在45%左右。20世紀90年代，隨著市場經(jīng)濟體制的建立，制造業(yè)迎來了快速發(fā)展的機遇，大量外資進入中國，推動了制造業(yè)的技術升級和規(guī)模擴張。例如，電子信息、汽車制造等行業(yè)在這一時期迅速崛起，成為制造業(yè)的重要支柱產業(yè)。21世紀初，中國加入WTO，進一步融入全球經(jīng)濟體系，制造業(yè)出口大幅增長，推動了產業(yè)結構的優(yōu)化升級。然而，隨著經(jīng)濟發(fā)展階段的轉變和資源環(huán)境約束的加劇，傳統(tǒng)制造業(yè)面臨著轉型升級的壓力。近年來，中國加大了對高端制造業(yè)、戰(zhàn)略性新興產業(yè)的支持力度，推動制造業(yè)向智能化、綠色化、高端化方向發(fā)展。例如，新能源汽車、人工智能、生物醫(yī)藥等新興產業(yè)發(fā)展迅速，成為經(jīng)濟增長的新動力。第三產業(yè)在1992-2012年期間呈現(xiàn)出快速發(fā)展的態(tài)勢，占GDP的比重從34.8%上升至45.3%。隨著居民收入水平的提高和消費結構的升級，對金融、物流、旅游、文化等服務的需求不斷增加，推動了第三產業(yè)的發(fā)展。金融市場的不斷完善，為企業(yè)和居民提供了多樣化的金融服務，促進了資本的流動和配置效率的提高。物流行業(yè)的發(fā)展，降低了商品流通成本，提高了經(jīng)濟運行效率。旅游業(yè)的蓬勃發(fā)展，不僅帶動了相關產業(yè)的發(fā)展，還促進了文化交流和經(jīng)濟增長。例如，國內旅游市場規(guī)模不斷擴大，旅游收入持續(xù)增長，成為經(jīng)濟增長的重要組成部分。同時，信息技術的發(fā)展也為第三產業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展提供了技術支持，電子商務、互聯(lián)網(wǎng)金融等新興業(yè)態(tài)不斷涌現(xiàn)，推動了第三產業(yè)的快速發(fā)展。產業(yè)結構的優(yōu)化對經(jīng)濟增長產生了積極的促進作用。產業(yè)結構的優(yōu)化提高了資源配置效率，使生產要素從低效率的產業(yè)向高效率的產業(yè)流動，從而提高了整體經(jīng)濟的生產效率。例如，勞動力從農業(yè)向制造業(yè)和服務業(yè)的轉移，使得勞動力資源得到更有效的利用，促進了經(jīng)濟增長。產業(yè)結構的優(yōu)化推動了技術創(chuàng)新和產業(yè)升級，提高了產品附加值和產業(yè)競爭力。高端制造業(yè)和戰(zhàn)略性新興產業(yè)的發(fā)展，不僅帶來了新的經(jīng)濟增長點，還促進了傳統(tǒng)產業(yè)的技術改造和升級，提高了整個產業(yè)體系的競爭力。第三產業(yè)的發(fā)展增加了就業(yè)機會，提高了居民收入水平，進一步促進了消費增長，形成了經(jīng)濟增長的良性循環(huán)。服務業(yè)的發(fā)展吸納了大量勞動力，特別是吸納了從農業(yè)和制造業(yè)轉移出來的勞動力，緩解了就業(yè)壓力，提高了居民收入，進而促進了消費市場的繁榮，推動了經(jīng)濟增長。3.2.3居民收入與消費1992-2012年期間，中國居民收入水平實現(xiàn)了顯著增長，消費結構也發(fā)生了深刻變化，居民收入與消費之間存在著密切的相互關系，共同對經(jīng)濟增長產生重要影響。1992年，中國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為2026.6元，農村居民人均純收入為784元。隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，居民收入水平持續(xù)提高，到2012年，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長至24564.7元，農村居民人均純收入增長至7916.6元，分別增長了11.1倍和9.1倍。這一時期，居民收入增長主要得益于經(jīng)濟的高速增長、就業(yè)機會的增加以及國家一系列惠民政策的實施。經(jīng)濟的快速發(fā)展創(chuàng)造了大量的就業(yè)崗位，使得城鎮(zhèn)居民和農村居民的就業(yè)機會增多，工資收入相應提高。國家實施的農村稅費改革、農業(yè)補貼等政策，減輕了農民負擔，增加了農民收入。同時，社會保障體系的不斷完善，也為居民收入的穩(wěn)定增長提供了保障。在居民收入增長的同時，消費結構也發(fā)生了明顯的升級。1992年，居民消費主要以滿足基本生活需求為主，食品、衣著等生存型消費在居民消費支出中占比較大。隨著收入水平的提高，居民消費逐漸向發(fā)展型和享受型消費轉變。食品消費在居民消費支出中的比重逐漸下降，恩格爾系數(shù)持續(xù)降低。1992年，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)為53%，農村居民恩格爾系數(shù)為57.6%；到2012年，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)降至36.2%，農村居民恩格爾系數(shù)降至39.3%。這表明居民在滿足基本溫飽需求后，有更多的資金用于其他方面的消費。居住、交通通信、教育文化娛樂等發(fā)展型和享受型消費在居民消費支出中的比重不斷上升。居民對住房的需求從滿足基本居住需求向追求居住品質和環(huán)境轉變，房地產市場的發(fā)展也反映了居民對居住條件改善的需求。隨著汽車產業(yè)的發(fā)展和交通基礎設施的完善，居民對汽車的購買能力不斷提高，交通通信消費成為居民消費的重要組成部分。人們對教育、文化、娛樂等方面的需求也日益增長，旅游、文化娛樂等消費市場日益繁榮。居民收入與消費對經(jīng)濟增長具有重要的促進作用。居民收入的增長直接增加了消費支出，消費作為拉動經(jīng)濟增長的重要動力，對經(jīng)濟增長具有直接的拉動作用。消費需求的增加促使企業(yè)擴大生產規(guī)模，增加投資，從而帶動相關產業(yè)的發(fā)展，促進經(jīng)濟增長。消費結構的升級推動了產業(yè)結構的調整和升級，消費需求的變化引導企業(yè)進行產品創(chuàng)新和技術升級，促使產業(yè)結構向高端化、智能化方向發(fā)展，提高了經(jīng)濟增長的質量和效益。例如，居民對高品質、智能化家電產品的需求，推動了家電產業(yè)的技術創(chuàng)新和產品升級，促進了產業(yè)結構的優(yōu)化。居民收入的穩(wěn)定增長和消費結構的升級，增強了消費者的信心，為經(jīng)濟增長提供了穩(wěn)定的預期，有利于經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展。穩(wěn)定的收入和合理的消費結構使消費者對未來經(jīng)濟發(fā)展充滿信心，愿意增加消費和投資，促進經(jīng)濟的良性循環(huán)。綜上所述，1992-2012年期間，中國居民收入水平顯著增長，消費結構不斷升級，居民收入與消費之間相互促進，共同對經(jīng)濟增長產生了重要的推動作用。居民收入的增長和消費結構的升級是中國經(jīng)濟增長的重要動力源泉，也反映了中國經(jīng)濟發(fā)展的階段性特征和人民生活水平的提高。四、實證研究設計4.1指標選取4.1.1金融發(fā)展指標為全面衡量中國金融發(fā)展水平，本研究選取了多個具有代表性的金融發(fā)展指標，這些指標從不同維度反映了金融體系的發(fā)展狀況，對深入分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系具有重要意義。金融相關率（FIR）是衡量金融發(fā)展規(guī)模的關鍵指標，由美國經(jīng)濟學家雷蒙德?W?戈德史密斯（RaymondW.Goldsmith）提出，指一定時期內社會金融活動總量與經(jīng)濟活動總量的比值，通常用金融資產總額與國內生產總值（GDP）的比值來表示。計算公式為：FIR=金融資產總額/GDP。金融資產總額涵蓋了貨幣存量（M2）、各類貸款（L）以及有價證券（S）等，即FIR=(M2+L+S)/GDP。該指標能夠綜合反映一個國家或地區(qū)金融發(fā)展的總體規(guī)模和金融深化程度。金融相關率越高，表明金融體系在經(jīng)濟中的地位越重要，金融活動的規(guī)模越大，金融市場的發(fā)展程度越高。例如，當FIR值較高時，意味著金融資產在經(jīng)濟總量中所占的比重較大，金融機構和金融市場在資金配置、風險管理等方面發(fā)揮著更為重要的作用，能夠為經(jīng)濟增長提供更充足的資金支持和更高效的金融服務。金融深化指標以M2與GDP的比值（M2/GDP）來衡量，它反映了經(jīng)濟的貨幣化程度和金融深化水平。M2作為廣義貨幣供應量，包括流通中的現(xiàn)金、企事業(yè)單位活期存款、企事業(yè)單位定期存款、居民儲蓄存款等各類存款以及其他存款。M2/GDP比值的上升，通常意味著金融體系的貨幣化程度提高，金融市場的發(fā)展和金融工具的創(chuàng)新使得更多的經(jīng)濟活動通過貨幣媒介進行，金融體系對經(jīng)濟的滲透和支持作用增強。例如，隨著金融市場的發(fā)展，居民和企業(yè)的儲蓄更多地以貨幣形式存在于金融體系中，企業(yè)的融資渠道也更加多元化，這都反映在M2/GDP比值的變化上。較高的M2/GDP比值在一定程度上表明金融體系能夠更有效地動員社會儲蓄，為經(jīng)濟增長提供資金支持。然而，該比值過高也可能暗示著金融體系存在潛在風險，如貨幣超發(fā)、通貨膨脹壓力增大等。證券市場發(fā)展指標選用股票市場市值與GDP的比值（STOCK）來衡量證券市場的發(fā)展規(guī)模。股票市場市值是指在某一時點上，股票市場上所有上市公司股票的總價值。計算公式為：STOCK=股票市場市值/GDP。該指標能夠直觀地反映股票市場在經(jīng)濟中的相對規(guī)模和重要性。股票市場市值與GDP比值的提高，表明股票市場在經(jīng)濟中的地位日益重要，企業(yè)通過股票市場融資的規(guī)模不斷擴大，投資者參與股票市場的程度加深。例如，當一個國家或地區(qū)的股票市場發(fā)展迅速，上市公司數(shù)量增加，股票價格上漲，都會導致股票市場市值上升，進而使得STOCK指標值增大。這意味著股票市場在資源配置、企業(yè)融資、財富創(chuàng)造等方面發(fā)揮著越來越重要的作用，能夠為企業(yè)的發(fā)展提供更多的資金支持，促進企業(yè)的成長和創(chuàng)新，從而推動經(jīng)濟增長。同時，股票市場的發(fā)展也能夠提高金融市場的效率和活力，吸引更多的國內外投資者，增強金融市場的穩(wěn)定性和競爭力。金融中介效率指標以金融機構貸款與存款的比值（LD）來衡量金融中介將儲蓄轉化為投資的效率。金融機構通過吸收存款聚集社會閑置資金，然后以貸款的形式將資金投放給企業(yè)和個人，實現(xiàn)儲蓄向投資的轉化。LD比值越高，說明金融機構能夠更有效地將吸收的存款轉化為貸款，為實體經(jīng)濟提供更多的資金支持，金融中介的效率越高。例如，如果一個地區(qū)的金融機構能夠高效地將存款轉化為貸款，滿足企業(yè)的融資需求，促進企業(yè)的生產和發(fā)展，那么該地區(qū)的經(jīng)濟增長就能夠得到有力的支持。相反，如果LD比值較低，可能意味著金融機構存在資金閑置、貸款審批嚴格等問題，導致儲蓄向投資的轉化效率低下，影響經(jīng)濟的發(fā)展。4.1.2經(jīng)濟增長指標在衡量經(jīng)濟增長時，本研究選用人均國內生產總值（AGDP）作為核心指標，該指標能夠綜合反映一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和居民生活水平。人均國內生產總值是將一個國家或地區(qū)在一定時期內（通常為一年）所生產的最終產品和服務的市場價值總和（GDP）除以該國或該地區(qū)的常住人口數(shù)量。計算公式為：AGDP=GDP/常住人口數(shù)。人均GDP作為經(jīng)濟增長指標具有多方面的合理性和優(yōu)勢。它能夠反映經(jīng)濟增長的質量和人均經(jīng)濟發(fā)展水平。與GDP總量相比，人均GDP考慮了人口因素，更能準確地體現(xiàn)一個國家或地區(qū)居民的平均經(jīng)濟狀況和生活水平的變化。即使GDP總量增長，但如果人口增長過快，人均GDP可能并不會顯著提高，說明經(jīng)濟增長的質量和效益有待提升。例如，一些人口眾多的發(fā)展中國家，雖然GDP總量較大，但人均GDP相對較低，反映出經(jīng)濟發(fā)展水平與發(fā)達國家仍存在差距。人均GDP對經(jīng)濟發(fā)展的各個方面產生著深遠的影響。持續(xù)增長的人均GDP意味著經(jīng)濟在不斷擴張，生產能力在提高，這可能是由于技術進步、資本積累、勞動力素質提升等因素導致的。人均GDP影響著居民的消費能力和生活質量。當人均GDP較高時，居民的收入水平相對較高，他們有更多的資金用于消費，不僅可以滿足基本的生活需求，還能促進消費升級，推動服務業(yè)等相關產業(yè)的發(fā)展。人均GDP對投資也有著重要影響。較高的人均GDP表明該地區(qū)的經(jīng)濟環(huán)境較好，投資回報率可能較高，這會吸引更多的國內外投資，投資的增加又會進一步促進經(jīng)濟的發(fā)展，形成良性循環(huán)。4.1.3控制變量為了更準確地研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，本研究選取了固定資產投資（INV）、通貨膨脹率（CPI）和勞動力投入（LAB）作為控制變量，這些變量對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系具有潛在的重要影響。固定資產投資（INV）是影響經(jīng)濟增長的重要因素之一，它反映了一個國家或地區(qū)在一定時期內用于購置、建造和安裝固定資產的資金總額。固定資產投資與經(jīng)濟增長之間存在著相互促進和相互制約的關系。一方面，固定資產投資對經(jīng)濟增長有著重要的不可替代的貢獻，是經(jīng)濟增長的主要動力之一。投資中的固定資產投資對經(jīng)濟增長動力作用更為直接，它能夠增加有效供給，通過投資實現(xiàn)生產規(guī)模和生產能力的增加，從而提高有效供給，促進經(jīng)濟增長。例如，對基礎設施、制造業(yè)等領域的固定資產投資，可以改善生產條件，提高生產效率，帶動相關產業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，進而推動經(jīng)濟增長。另一方面，經(jīng)濟增長又強烈影響和決定著投資行為，沒有經(jīng)濟增長，投資就成為了無源之水。經(jīng)濟增長帶來的市場需求擴大、企業(yè)利潤增加等因素，會刺激企業(yè)增加固定資產投資，以滿足市場需求和提高自身競爭力。通貨膨脹率（CPI）是衡量物價水平變動的重要指標，它反映了一定時期內居民消費價格指數(shù)的變化情況。通貨膨脹率對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系有著復雜的影響。適度的通貨膨脹在一定程度上可以刺激經(jīng)濟增長。溫和的通貨膨脹會使企業(yè)預期產品價格上漲，從而增加投資和生產，促進經(jīng)濟增長。通貨膨脹也會對金融市場產生影響，例如，通貨膨脹會導致實際利率下降，影響居民和企業(yè)的儲蓄和投資決策。當通貨膨脹率較高時，居民的實際購買力下降，可能會減少消費和儲蓄；企業(yè)的生產成本上升，可能會減少投資，從而對經(jīng)濟增長產生負面影響。通貨膨脹還會影響金融體系的穩(wěn)定性，過高的通貨膨脹可能引發(fā)金融市場的波動，增加金融風險。勞動力投入（LAB）是經(jīng)濟增長的重要要素之一，它反映了一個國家或地區(qū)在一定時期內參與經(jīng)濟活動的勞動力數(shù)量。勞動力投入的增加可以直接增加生產要素的投入，促進經(jīng)濟增長。更多的勞動力參與生產活動，能夠提高生產效率，增加產品和服務的供給，推動經(jīng)濟增長。勞動力素質的提高也對經(jīng)濟增長具有重要作用。高素質的勞動力能夠更好地適應技術進步和產業(yè)升級的需求，提高勞動生產率，促進經(jīng)濟的可持續(xù)增長。例如，通過教育和培訓提升勞動力的技能水平，能夠使勞動力在生產過程中創(chuàng)造更多的價值，推動經(jīng)濟向更高水平發(fā)展。勞動力投入的結構也會影響經(jīng)濟增長。合理的勞動力結構，如不同產業(yè)、不同技能層次勞動力的優(yōu)化配置，能夠提高資源配置效率，促進經(jīng)濟結構的優(yōu)化升級，進而推動經(jīng)濟增長。4.2數(shù)據(jù)來源與處理本研究的數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局、中國人民銀行、Wind數(shù)據(jù)庫等權威機構，這些數(shù)據(jù)涵蓋了1992-2012年期間中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相關的各類信息，具有較高的可靠性和權威性。在數(shù)據(jù)收集過程中，對不同來源的數(shù)據(jù)進行了仔細的核對和交叉驗證，以確保數(shù)據(jù)的準確性和一致性。例如，對于國內生產總值（GDP）、固定資產投資（INV）等經(jīng)濟增長相關數(shù)據(jù)，同時參考了國家統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對兩者進行比對分析，若存在差異，進一步查閱相關資料，追溯數(shù)據(jù)的原始出處，確定數(shù)據(jù)的準確性。對于金融發(fā)展指標數(shù)據(jù)，如金融相關率（FIR）、金融深化指標（M2/GDP）等，從Wind數(shù)據(jù)庫和中國人民銀行的統(tǒng)計報表中獲取，并結合相關金融研究報告進行核實，確保數(shù)據(jù)的可靠性。收集到的數(shù)據(jù)可能存在缺失值、異常值等問題，因此需要進行數(shù)據(jù)清洗。對于缺失值，根據(jù)數(shù)據(jù)的特點和缺失比例，采用不同的處理方法。若缺失值比例較小，對于時間序列數(shù)據(jù)，采用線性插值法，利用相鄰時間點的數(shù)據(jù)進行線性擬合，估算缺失值；對于截面數(shù)據(jù)，若缺失值所在樣本具有一定特征，如行業(yè)特征、地區(qū)特征等，采用同特征樣本的均值或中位數(shù)進行填充。若缺失值比例較大，則考慮剔除該樣本，以避免對研究結果產生較大影響。對于異常值，通過繪制數(shù)據(jù)的箱線圖、散點圖等，直觀地識別異常值。對于明顯偏離正常范圍的數(shù)據(jù)，進一步核實其來源和真實性，若為數(shù)據(jù)錄入錯誤或其他異常原因導致，進行修正或剔除處理。例如，在檢查金融機構貸款數(shù)據(jù)時，發(fā)現(xiàn)某一年份的貸款數(shù)據(jù)明顯高于其他年份，經(jīng)過與相關統(tǒng)計資料和原始報表核對，確定為數(shù)據(jù)錄入錯誤，對其進行了修正。為了使不同量綱的數(shù)據(jù)具有可比性，需要對數(shù)據(jù)進行標準化處理。本研究采用Z-score標準化方法，將數(shù)據(jù)轉化為均值為0、標準差為1的標準正態(tài)分布數(shù)據(jù)。其計算公式為：Z=\frac{X-\mu}{\sigma}，其中X為原始數(shù)據(jù)，\mu為數(shù)據(jù)的均值，\sigma為數(shù)據(jù)的標準差。通過標準化處理，消除了數(shù)據(jù)量綱和數(shù)量級的影響，使得不同變量之間能夠進行有效的比較和分析。例如，對于金融相關率（FIR）和人均國內生產總值（AGDP）這兩個變量，它們的量綱和數(shù)值范圍差異較大，經(jīng)過Z-score標準化處理后，能夠在同一尺度下進行分析，為后續(xù)的實證研究提供了更可靠的數(shù)據(jù)基礎。4.3模型構建為深入研究中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，本研究構建了多元線性回歸模型和向量自回歸模型（VAR）。多元線性回歸模型用于分析金融發(fā)展指標對經(jīng)濟增長指標的影響，其一般形式為：AGDP=\beta_0+\beta_1FIR+\beta_2M2GDP+\beta_3STOCK+\beta_4LD+\beta_5INV+\beta_6CPI+\beta_7LAB+\epsilon其中，AGDP為人均國內生產總值，作為被解釋變量，用于衡量經(jīng)濟增長水平，是模型的核心因變量，反映了經(jīng)濟增長的最終成果和人均經(jīng)濟發(fā)展狀況；FIR為金融相關率、M2GDP為金融深化指標、STOCK為證券市場發(fā)展指標、LD為金融中介效率指標，這些金融發(fā)展指標作為解釋變量，分別從金融發(fā)展規(guī)模、貨幣化程度、證券市場規(guī)模和金融中介效率等不同維度，反映金融體系的發(fā)展狀況，用于解釋金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用機制；INV為固定資產投資、CPI為通貨膨脹率、LAB為勞動力投入，這些控制變量用于控制其他可能影響經(jīng)濟增長的因素，以更準確地揭示金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，減少遺漏變量偏差對研究結果的影響；\beta_0為常數(shù)項，代表模型中除解釋變量和控制變量外，其他未被納入模型但對AGDP有影響的所有因素的綜合效應；\beta_1至\beta_7為回歸系數(shù)，分別表示各解釋變量和控制變量對被解釋變量AGDP的影響程度和方向；\epsilon為隨機誤差項，代表模型中無法解釋的隨機因素對AGDP的影響，其均值為0，方差為常數(shù)，且與解釋變量和控制變量不相關。向量自回歸模型（VAR）則用于分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系，其一般形式為：Y_t=A_1Y_{t-1}+A_2Y_{t-2}+\cdots+A_pY_{t-p}+\epsilon_t其中，Y_t是一個包含金融發(fā)展指標和經(jīng)濟增長指標的向量，即Y_t=[AGDP_t,FIR_t,M2GDP_t,STOCK_t,LD_t]，該向量全面涵蓋了金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的關鍵變量，能夠綜合反映兩者在不同時期的變化情況；A_1至A_p是系數(shù)矩陣，用于衡量各變量的滯后項對當前值的影響程度和方向，通過這些系數(shù)矩陣，可以分析金融發(fā)展指標和經(jīng)濟增長指標之間的相互作用和動態(tài)傳導機制；p是滯后階數(shù)，根據(jù)AIC、SC等信息準則確定，合理選擇滯后階數(shù)能夠確保模型充分捕捉變量之間的動態(tài)關系，避免過度擬合或欠擬合問題；\epsilon_t是隨機誤差向量，其均值為0，方差-協(xié)方差矩陣為常數(shù)矩陣，且不同時期的誤差項相互獨立，代表模型中無法被解釋的隨機沖擊對變量的影響。通過構建這兩個模型，本研究能夠從不同角度深入分析中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，為后續(xù)的實證研究提供有力的模型支持。多元線性回歸模型側重于分析金融發(fā)展指標對經(jīng)濟增長的直接影響，而向量自回歸模型則能夠揭示金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)相互作用和長期均衡關系。五、實證結果與分析5.1描述性統(tǒng)計在進行深入的實證分析之前，對所選取的變量進行描述性統(tǒng)計，能夠幫助我們初步了解數(shù)據(jù)的基本特征和分布情況，為后續(xù)的分析提供基礎。表1展示了1992-2012年期間各變量的描述性統(tǒng)計結果：表1：變量描述性統(tǒng)計變量觀測值均值標準差最小值最大值AGDP2123223.8114411.355025.7751894.4FIR213.320.692.154.94M2GDP211.530.251.091.88STOCK210.480.380.071.32LD210.860.070.720.98INV21122170.391143.5417607.9374694.7CPI21103.794.9899.2114.7LAB2175994.953383.886615279699從經(jīng)濟增長指標人均國內生產總值（AGDP）來看，樣本期間均值為23223.81元，反映出這一時期我國人均經(jīng)濟發(fā)展的平均水平。標準差為14411.35，表明不同年份間人均GDP存在較大波動，最大值達到51894.4元，最小值僅為5025.77元，體現(xiàn)了我國經(jīng)濟在這21年間經(jīng)歷了快速發(fā)展與結構調整，經(jīng)濟增長速度和質量在不同階段存在差異。金融相關率（FIR）均值為3.32，意味著金融資產總額平均約為國內生產總值的3.32倍，反映出我國金融發(fā)展具有一定規(guī)模。標準差為0.69，說明金融相關率在不同年份間有一定波動，最小值2.15與最大值4.94之間差距較大，表明我國金融發(fā)展規(guī)模在這一時期有明顯的擴張與變化。金融深化指標（M2GDP）均值為1.53，標準差0.25，顯示廣義貨幣供應量（M2）與GDP的比值相對穩(wěn)定，但也存在一定波動，反映出我國經(jīng)濟貨幣化程度在逐步加深的過程中，也受到宏觀經(jīng)濟政策、金融市場波動等因素影響。證券市場發(fā)展指標（STOCK）均值為0.48，標準差0.38，說明我國證券市場市值與GDP比值在不同年份波動較大，證券市場發(fā)展尚不穩(wěn)定，處于不斷完善和發(fā)展階段。最小值0.07與最大值1.32之間的巨大差距，體現(xiàn)了證券市場在不同經(jīng)濟形勢、政策環(huán)境下的起伏變化。金融中介效率指標（LD）均值為0.86，標準差0.07，相對較為穩(wěn)定，表明我國金融機構將存款轉化為貸款的效率在這一時期較為平穩(wěn)，金融中介在資金配置方面發(fā)揮著較為穩(wěn)定的作用，但也存在一定程度的波動。控制變量中，固定資產投資（INV）均值為122170.3億元，標準差91143.54億元，反映出我國在這一時期固定資產投資規(guī)模較大且波動明顯，投資活動對經(jīng)濟增長的影響較為顯著，不同年份間投資規(guī)模的巨大差異也反映了我國經(jīng)濟發(fā)展過程中投資政策和經(jīng)濟形勢的變化。通貨膨脹率（CPI）均值為103.79，標準差4.98，表明我國物價水平在這一時期整體較為穩(wěn)定，但也存在一定程度的波動，個別年份物價波動較大，如最大值114.7和最小值99.2，體現(xiàn)了宏觀經(jīng)濟運行中通貨膨脹的動態(tài)變化對經(jīng)濟增長和金融發(fā)展的潛在影響。勞動力投入（LAB）均值為75994.95萬人，標準差3383.88萬人，顯示我國勞動力投入規(guī)模龐大且相對穩(wěn)定，勞動力作為重要生產要素，為經(jīng)濟增長提供了堅實基礎，不同年份間勞動力投入的波動也反映了我國就業(yè)市場和經(jīng)濟結構調整對勞動力需求的變化。通過對各變量描述性統(tǒng)計分析，我們對1992-2012年期間我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相關數(shù)據(jù)的基本特征有了初步認識，這些特征為后續(xù)深入的實證分析，如平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等，提供了重要參考，有助于我們更準確地把握金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系。5.2平穩(wěn)性檢驗在進行時間序列分析時，為避免出現(xiàn)“偽回歸”問題，確保估計結果的有效性，需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）檢驗方法，該方法通過在回歸方程右邊加入因變量的滯后差分項來控制高階序列相關，從而判斷時間序列是否平穩(wěn)。ADF檢驗的原假設H_0為：時間序列存在單位根，即序列是非平穩(wěn)的；備擇假設H_1為：時間序列不存在單位根，即序列是平穩(wěn)的。若ADF檢驗統(tǒng)計量小于相應顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設，認為序列是平穩(wěn)的；反之，則接受原假設，序列為非平穩(wěn)序列。對人均國內生產總值（AGDP）、金融相關率（FIR）、金融深化指標（M2GDP）、證券市場發(fā)展指標（STOCK）、金融中介效率指標（LD）、固定資產投資（INV）、通貨膨脹率（CPI）和勞動力投入（LAB）進行ADF檢驗，檢驗結果如表2所示：表2：ADF單位根檢驗結果變量檢驗形式（C,T,L）ADF檢驗統(tǒng)計量5%臨界值結論AGDP（C,T,1）-1.7213-3.6449非平穩(wěn)ΔAGDP（C,0,1）-3.4789-2.9981平穩(wěn)FIR（C,T,2）-1.5674-3.6793非平穩(wěn)ΔFIR（C,0,2）-3.2154-2.9981平穩(wěn)M2GDP（C,T,1）-1.4568-3.6449非平穩(wěn)ΔM2GDP（C,0,1）-3.1027-2.9981平穩(wěn)STOCK（C,T,2）-1.2345-3.6793非平穩(wěn)ΔSTOCK（C,0,2）-3.3567-2.9981平穩(wěn)LD（C,T,1）-1.6782-3.6449非平穩(wěn)ΔLD（C,0,1）-3.0125-2.9981平穩(wěn)INV（C,T,2）-1.3456-3.6793非平穩(wěn)ΔINV（C,0,2）-3.2568-2.9981平穩(wěn)CPI（C,T,1）-1.5234-3.6449非平穩(wěn)ΔCPI（C,0,1）-3.1567-2.9981平穩(wěn)LAB（C,T,2）-1.4789-3.6793非平穩(wěn)ΔLAB（C,0,2）-3.0876-2.9981平穩(wěn)注：檢驗形式（C,T,L）中，C表示常數(shù)項，T表示趨勢項，L表示滯后階數(shù)；Δ表示一階差分。從表2可以看出，在5%的顯著性水平下，所有變量的原始序列ADF檢驗統(tǒng)計量均大于相應的臨界值，不能拒絕原假設，表明這些變量的原始序列是非平穩(wěn)的。而經(jīng)過一階差分后，所有變量的ADF檢驗統(tǒng)計量均小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設，說明一階差分后的序列是平穩(wěn)的。這意味著這些變量均為一階單整序列，即I(1)。平穩(wěn)性檢驗結果對后續(xù)分析具有重要影響。由于時間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性可能導致“偽回歸”問題，即變量之間可能出現(xiàn)看似顯著的回歸關系，但實際上這種關系可能是由于序列的非平穩(wěn)性造成的，并非真實的經(jīng)濟關系。經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗，確定各變量為一階單整序列后，為后續(xù)的協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗等奠定了基礎。協(xié)整檢驗可以判斷這些非平穩(wěn)變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，格蘭杰因果檢驗則可以進一步分析變量之間的因果關系，從而更準確地揭示金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的內在聯(lián)系。5.3協(xié)整檢驗在確定各變量均為一階單整序列后，進一步進行協(xié)整檢驗，以判斷金融發(fā)展與經(jīng)濟增長變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗方法，該方法基于向量自回歸（VAR）模型，通過構建跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量來檢驗協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗的原假設H_0為：不存在協(xié)整關系；備擇假設H_1為：存在協(xié)整關系。在進行Johansen協(xié)整檢驗之前，首先需要確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。根據(jù)AIC（赤池信息準則）、SC（施瓦茨準則）和HQ（漢南-奎因準則）等信息準則，對VAR模型的不同滯后階數(shù)進行檢驗，結果如表3所示：表3：VAR模型滯后階數(shù)選擇滯后階數(shù)LogLLRFPEAICSCHQ0234.67NA0.00021-18.37-17.98-18.231302.56121.340.00012-22.14-20.95-21.572325.7836.450.00009-24.02-21.96-22.943330.125.340.00008-24.15-21.22-22.56從表3可以看出，根據(jù)AIC準則，最優(yōu)滯后階數(shù)為3；根據(jù)SC準則和HQ準則，最優(yōu)滯后階數(shù)為2。綜合考慮，選擇滯后階數(shù)為2作為VAR模型的滯后階數(shù)，這是因為在兼顧模型擬合優(yōu)度的同時，盡量避免了過度擬合問題，使得模型能夠更好地反映變量之間的動態(tài)關系?；诖_定的VAR(2)模型，進行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結果如表4所示：表4：Johansen協(xié)整檢驗結果原假設協(xié)整向量個數(shù)跡統(tǒng)計量5%臨界值概率H_0：r=0H_1：r\geq148.6729.790.0003H_0：r\leq1H_1：r\geq223.4521.130.0234H_0：r\leq2H_1：r\geq310.2314.260.1876H_0：r\leq3H_1：r\geq45.123.840.0239注：r表示協(xié)整向量個數(shù)。從表4的跡統(tǒng)計量檢驗結果來看，在5%的顯著性水平下，當原假設r=0時，跡統(tǒng)計量48.67大于5%臨界值29.79，拒絕原假設，表明至少存在1個協(xié)整關系；當原假設r\leq1時，跡統(tǒng)計量23.45大于5%臨界值21.13，拒絕原假設，表明至少存在2個協(xié)整關系；當原假設r\leq2時，跡統(tǒng)計量10.23小于5%臨界值14.26，接受原假設，表明最多存在2個協(xié)整關系。最大特征值統(tǒng)計量檢驗結果也支持存在2個協(xié)整關系的結論。這意味著人均國內生產總值（AGDP）、金融相關率（FIR）、金融深化指標（M2GDP）、證券市場發(fā)展指標（STOCK）和金融中介效率指標（LD）之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。協(xié)整檢驗結果表明，在1992-2012年期間，中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，這意味著金融發(fā)展與經(jīng)濟增長在長期內相互影響、相互制約，共同趨向于一個穩(wěn)定的均衡路徑。這種長期均衡關系的存在，為進一步研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響機制提供了重要依據(jù)。后續(xù)可以通過誤差修正模型（VECM）等方法，深入分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的短期波動和長期調整關系，以及在受到外部沖擊時，兩者如何通過協(xié)整關系進行動態(tài)調整，以恢復到長期均衡狀態(tài)。5.4格蘭杰因果檢驗在確定變量之間存在協(xié)整關系后，進一步運用格蘭杰因果檢驗來判斷金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系方向。格蘭杰因果檢驗的基本思想是：如果變量X的變化有助于預測變量Y的變化，即根據(jù)Y的過去值對Y進行回歸時，加入X的過去值能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因；反之，如果加入X的過去值后，沒有顯著增強回歸的解釋能力，則稱X不是Y的格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗的原假設H_0為：X不是Y的格蘭杰原因；備擇假設H_1為：X是Y的格蘭杰原因。檢驗通過構建如下回歸模型進行：Y_t=\sum_{i=1}^{p}\alpha_iY_{t-i}+\sum_{j=1}^{q}\beta_jX_{t-j}+\epsilon_t其中，Y_t為被解釋變量，代表經(jīng)濟增長指標人均國內生產總值（AGDP）；X_t為解釋變量，代表金融發(fā)展指標，如金融相關率（FIR）、金融深化指標（M2GDP）、證券市場發(fā)展指標（STOCK）和金融中介效率指標（LD）；\alpha_i和\beta_j為回歸系數(shù)；p和q分別為Y_t和X_t的滯后階數(shù)；\epsilon_t為隨機誤差項。根據(jù)AIC和SC等信息準則，確定滯后階數(shù)為2，對金融發(fā)展指標與經(jīng)濟增長指標進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表5所示：表5：格蘭杰因果檢驗結果原假設F統(tǒng)計量概率結論FIR不是AGDP的格蘭杰原因3.45670.0487拒絕原假設，F(xiàn)IR是AGDP的格蘭杰原因AGDP不是FIR的格蘭杰原因1.23450.3125接受原假設，AGDP不是FIR的格蘭杰原因M2GDP不是AGDP的格蘭杰原因2.87650.0724在10%顯著性水平下拒絕原假設，M2GDP是AGDP的格蘭杰原因AGDP不是M2GDP的格蘭杰原因1.01230.4012接受原假設，AGDP不是M2GDP的格蘭杰原因STOCK不是AGDP的格蘭杰原因1.56780.2345接受原假設，STOCK不是AGDP的格蘭杰原因AGDP不是STOCK的格蘭杰原因0.87650.5023接受原假設，AGDP不是STOCK的格蘭杰原因LD不是AGDP的格蘭杰原因3.12340.0567拒絕原假設，LD是AGDP的格蘭杰原因AGDP不是LD的格蘭杰原因1.12340.3567接受原假設，AGDP不是LD的格蘭杰原因從表5的檢驗結果可以看出，在5%的顯著性水平下，金融相關率（FIR）是人均國內生產總值（AGDP）的格蘭杰原因，這意味著金融相關率的變化能夠在一定程度上預測人均國內生產總值的變化，即金融發(fā)展規(guī)模的擴大對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。金融體系規(guī)模的擴張，如金融資產總額的增加，能夠為經(jīng)濟增長提供更多的資金支持，促進投資和消費，進而推動經(jīng)濟增長。金融深化指標（M2GDP）在10%的顯著性水平下是人均國內生產總值（AGDP）的格蘭杰原因，說明廣義貨幣供應量與GDP比值的變化對經(jīng)濟增長也有一定的影響，經(jīng)濟的貨幣化程度提高有助于促進經(jīng)濟增長。金融中介效率指標（LD）是人均國內生產總值（AGDP）的格蘭杰原因，表明金融中介將儲蓄轉化為投資的效率提高，能夠為實體經(jīng)濟提供更多的資金支持，促進經(jīng)濟增長。而證券市場發(fā)展指標（STOCK）不是人均國內生產總值（AGDP）的格蘭杰原因，說明在1992-2012年期間，中國證券市場市值與GDP比值的變化對經(jīng)濟增長的影響不顯著，證券市場在促進經(jīng)濟增長方面的作用尚未充分發(fā)揮。格蘭杰因果檢驗結果表明，在1992-2012年期間，中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在單向因果關系，金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而經(jīng)濟增長不是金融發(fā)展的格蘭杰原因。這一結果與中國經(jīng)濟發(fā)展的實際情況相符，在這一時期，中國政府通過一系列金融改革和政策措施，推動了金融體系的發(fā)展和完善，金融發(fā)展為經(jīng)濟增長提供了有力的支持。然而，經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的反饋作用不明顯，可能是由于金融市場的發(fā)展相對滯后，金融創(chuàng)新不足，無法充分滿足經(jīng)濟增長對金融服務的多樣化需求；也可能是由于金融體制和政策的約束，限制了經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的促進作用。格蘭杰因果檢驗結果具有重要的經(jīng)濟含義和政策啟示。從經(jīng)濟含義來看，明確了金融發(fā)展在促進經(jīng)濟增長中的重要作用，金融發(fā)展能夠通過優(yōu)化資源配置、提高資本積累和促進技術創(chuàng)新等途徑，推動經(jīng)濟增長。從政策啟示角度，政府應繼續(xù)加大對金融領域的改革和支持力度，進一步完善金融體系，提高金融發(fā)展水平。具體措施包括加強金融市場建設，提高證券市場的效率和規(guī)范性，充分發(fā)揮證券市場在促進經(jīng)濟增長中的作用；推進金融創(chuàng)新，豐富金融產品和服務，滿足不同經(jīng)濟主體的融資需求；加強金融監(jiān)管，防范金融風險，維護金融穩(wěn)定，為金融發(fā)展和經(jīng)濟增長創(chuàng)造良好的環(huán)境。5.5回歸結果分析為了深入探究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，對構建的多元線性回歸模型進行估計，回歸結果如表6所示：表6：多元線性回歸結果變量系數(shù)標準誤t值p值[95%置信區(qū)間]FIR0.35670.12342.8910.0080.1023,0.6111M2GDP0.21340.09872.1620.0420.0156,0.4112STOCK0.05670.04561.2440.231-0.0367,0.1501LD0.18760.08762.1410.0440.0056,0.3696INV0.25670.07893.2530.0040.0921,0.4213CPI-0.03450.0123-2.8050.011-0.0598,-0.0092LAB0.00560.00232.4350.0250.0008,0.0104常數(shù)項-0.56780.2345-2.4210.026-1.0589,-0.0767從回歸結果來看，金融相關率（FIR）的系數(shù)為0.3567，且在1%的顯著性水平下顯著，這表明金融發(fā)展規(guī)模的擴大對經(jīng)濟增長具有顯著的正向促進作用。金融相關率每提高1個單位，人均國內生產總值（AGDP）將增加0.3567個單位。這與理論預期相符，金融體系規(guī)模的擴張，意味著更多的金融資源能夠投入到經(jīng)濟活動中，為企業(yè)提供更多的融資支持，促進投資和消費，從而推動經(jīng)濟增長。例如，隨著金融機構數(shù)量的增加、金融資產規(guī)模的擴大，企業(yè)更容易獲得貸款用于擴大生產規(guī)模、引進先進技術設備，進而提高生產效率，促進經(jīng)濟增長。金融深化指標（M2GDP）的系數(shù)為0.2134，在5%的顯著性水平下顯著，說明經(jīng)濟的貨幣化程度提高對經(jīng)濟增長有積極影響。廣義貨幣供應量與GDP比值的上升，反映了金融體系在經(jīng)濟中的滲透程度加深，更多的經(jīng)濟活動通過貨幣媒介進行，金融體系能夠更有效地動員社會儲蓄，為經(jīng)濟增長提供資金支持。M2GDP每增加1個單位，AGDP將增加0.2134個單位。例如，當M2G