我國產(chǎn)業(yè)傳導(dǎo)異速理論下的金融與經(jīng)濟(jì)實證

分析

第一節(jié)異速理論簡述及指標(biāo)選取

異速增長定律最早來自生物學(xué)領(lǐng)域，用以描述有機(jī)體某個部位增長與有機(jī)體整體或者另??部

位相對增長成比例的現(xiàn)象。后來，生物學(xué)、生態(tài)學(xué)與產(chǎn)業(yè)傳導(dǎo)理論相繼使用這種分析方法，

生物學(xué)將生物體某個局部和整體進(jìn)行測度，探求生物體各部分生長成比例的關(guān)系。后來，城

市地理學(xué)逐漸引入此定律，用以分析城市內(nèi)部結(jié)構(gòu)和城際網(wǎng)絡(luò)，聯(lián)系城市的時間過程、空間

過程與等級體系。

（1）Rubner幕指數(shù)增長論。早在19世紀(jì),Rubner（1883）根據(jù)歐氏幾何模型的量綱分析

發(fā)現(xiàn)動物的基礎(chǔ)新陳代謝率與它的個體質(zhì)量表現(xiàn)為非線性的關(guān)系，即生物基礎(chǔ)新陳代謝率大

致隨著生物大小的2/3次方而增長。

（2）分形的分配網(wǎng)絡(luò)論。20世紀(jì)90年代后期，生物學(xué)家JamesBrown和BrianEnquist

以及物理學(xué)家GeoffreyWes:從生物能量學(xué)的角度認(rèn)為一切生物都通過體內(nèi)某種分形網(wǎng)絡(luò)，

把生命所需物質(zhì)供應(yīng)到各個部分中，據(jù)此建立了一種類似分形結(jié)構(gòu)的物質(zhì)交換和輸運(yùn)網(wǎng)絡(luò)模

型，探索出新的異速生長方程。

（3）最小總端理論。進(jìn)化論要求生命系統(tǒng)按照最大效率來設(shè)計，許多熱力學(xué)專家嘗試用生

命觀來解釋異速生長規(guī)律，然而由于有機(jī)體各個子系統(tǒng)之間存在相互作用，所有子系統(tǒng)不可

能同時達(dá)到最優(yōu)化，這與進(jìn)化論所要求的效率最大化不相符。盡管效率最大化設(shè)計可能是異

速生長規(guī)律的根源，但是用熱力學(xué)的埔來量度生命系統(tǒng)的效率要比從能量角度更為合理“因

此，生物體效率最大化即為體內(nèi)總?cè)籍a(chǎn)量的最小化。

（4）城市人口一城區(qū)面積異速生長模型。在引入異速生長理論時，本書將所在區(qū)域當(dāng)作一

個有機(jī)體，區(qū)域發(fā)展可看成一個生命有機(jī)體的成長過程，那么區(qū)域金融資源和地理范圍就是

城市這個有機(jī)體的兩個重要器官，從而可以將二者的關(guān)系用異速生長理論來加以解釋。

一產(chǎn)業(yè)傳導(dǎo)異速理論及應(yīng)用

產(chǎn)業(yè)傳導(dǎo)異速理論來自產(chǎn)業(yè)傳導(dǎo)與擴(kuò)散理論。考慮到產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)擴(kuò)散，產(chǎn)業(yè)集聚形成了

主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、通徑產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)業(yè)鏈及其帶動能力（余榮華等，2010）；產(chǎn)業(yè)擴(kuò)散則形成了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)

移、梯度產(chǎn)業(yè)發(fā)展和區(qū)域產(chǎn)業(yè)承接等現(xiàn)象（董景榮等，2009）o這意味著產(chǎn)業(yè)傳導(dǎo)影響經(jīng)濟(jì)

發(fā)展存在雙向狀態(tài)，且各產(chǎn)業(yè)的組成部門又與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有速度上的不一致性，也許存在速度

上的協(xié)整性，但更多時候是速度的交織狀態(tài)。

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在互動關(guān)系早己被理論證實，且在不同的市場環(huán)境下，可能會有不同

的結(jié)果。金融發(fā)展可能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展也可能促進(jìn)金融發(fā)展。金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)

展之間存在雙向關(guān)系，即使是金融抑制的國家，金融與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系也不盡一致。金

融發(fā)展（多種指標(biāo)）與經(jīng)濟(jì)發(fā)展（增長率）之間存在顯著的正相關(guān)性，從技術(shù)上也不能認(rèn)為

金融發(fā)展就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原因。絕不存在普遍的金融發(fā)展一定能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般結(jié)

論。

本書在第五章通過對現(xiàn)有三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融三部門發(fā)展機(jī)理進(jìn)行詳細(xì)分析和

實證，已經(jīng)初步看出金融自身組成的不同部門與經(jīng)濟(jì)發(fā)展所起的關(guān)聯(lián)作用大不相同；同時，

傳統(tǒng)金融三部門自身存在發(fā)展的方向性不同導(dǎo)致金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展雖然在整體二可能存在

時間序列上的靜態(tài)趨同性，但金融活動內(nèi)部可能存在金融三部門中若干個與經(jīng)濟(jì)發(fā)展正關(guān)聯(lián)

部門大力貼補(bǔ)其他部門與經(jīng)濟(jì)發(fā)展負(fù)關(guān)聯(lián)的狀態(tài)。具體表現(xiàn)為以下兩個方面。

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展使人們收入水平上升，貨幣盈余增多，因此更需要投資、籌資的渠道。金融

活動既為個人提供了投資的渠道，也為企業(yè)提供了籌資的渠道。在現(xiàn)代貨幣信用經(jīng)濟(jì)下，經(jīng)

濟(jì)狀況決定了資源的配置狀況及其運(yùn)行的效率。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地方往往擁有較豐富的金融資

源，而經(jīng)濟(jì)相對落后的地方，金融資源就相對匱乏。

（2）經(jīng)濟(jì)政策及制度的安排影響金融的發(fā)展進(jìn)程。當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)政策傾向于鼓勵金融業(yè)發(fā)展

時，其就會對金融發(fā)展的方向和進(jìn)程產(chǎn)生積極影響。比較計劃經(jīng)濟(jì)和市場經(jīng)濟(jì)兩種制度安

排，很明顯，只有在市場經(jīng)濟(jì)條件下，金融資源才能得到有效的利用，才能最大限度地發(fā)揮

其對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。

二金融與經(jīng)濟(jì)相關(guān)指標(biāo)的選取

本書以中部地區(qū)省份一一江西省為例。考慮到數(shù)據(jù)的可得性、指標(biāo)對江西省的實用性以及江

西省金融市場的多元化，本書分別從金融發(fā)展規(guī)模、發(fā)展效率和發(fā)展結(jié)構(gòu)三方面的指標(biāo)來驗

證江西省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。選擇金融發(fā)展規(guī)模、發(fā)展效率和發(fā)展結(jié)構(gòu)這三方面的

標(biāo)準(zhǔn)界定主要來自產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典著作中（主要為哈佛學(xué)派的梅森、貝恩和謝勒等人）所提

到的“結(jié)構(gòu)-行為-績效”分析范式（S-C-P范式）。

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。以往的研究一般采用GDP的增長作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，因為GDP

最能充分反映一國或地區(qū)綜合經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力。在實際應(yīng)用中，人口因素與GDP增長存在較強(qiáng)

y：某一系統(tǒng)局部量的測度

*八a：異速生長系數(shù)

X、X、X,：另一系統(tǒng)局部量的測度

*、%：相對增長系數(shù)

犯：常數(shù)

二模型建立與解釋

異速發(fā)展定義為一個系統(tǒng)的局部相對生長速率與系統(tǒng)整體或者系統(tǒng)的另一局部的相對生長速

率與系統(tǒng)整體或者系統(tǒng)的另一個局部的相對生長速率的常數(shù)比例關(guān)系，其數(shù)學(xué)形式如下：

1dy1ch”八

---f=a---7…(6-1)

yd，xa/

對上式枳分可得：

In(y)=4+agin(x)…(6-2)

如果將上式轉(zhuǎn)化為累函數(shù)形式，則有：

y=Cgxa--(6-3)

所以，當(dāng)兩個變量滿足異速生長關(guān)系時，它們在雙對數(shù)坐標(biāo)下呈線性分布。雙對數(shù)模型不僅

給出了異速生長關(guān)系的現(xiàn)象掙述，而且暗示了形成異速生長關(guān)系的內(nèi)在原因，即相對增長率

的規(guī)模無關(guān)性。用公式可以表示為：

1_色=%?一(6-4)

xidt

_L%

=0L;(6-5)

XjdzJ

如果叫、%和%、X,無美,可以將式(6-4)和式(6-5)相除可得:

x；dla.

（6一6）

1dXj%

x-dl

其中，。y明?為常數(shù)，移項后可得:

11dx-

---------=Q..g---------L…（6—7）

%.db,JXjdz

用式（6-7）對比式（6-1）可知a小。

從一般系統(tǒng)論出發(fā)，在以上假設(shè)之下，并且乂是元素，的某種測度，則元素之間的時空關(guān)

系可以由如下的微分方程組表示：

d%,、/?1、

了二/i（修，％2，…，％〃）（"=1,2,??,，n）…（6-8）

用泰勒級數(shù)對上式展開，在只考慮兩種元素的情況下，可得如下方程:

ck；ck

d7=%牝，了=3…（6-9）

再次得到異速生長關(guān)系。兩式相除并積分，整理可得幕函數(shù)形式如下:

牝=Bijg評…（6-10）

顯然，根據(jù)異速生長定律，。〃太大或太小都會導(dǎo)致相關(guān)元素消失，使結(jié)構(gòu)失去多樣性和復(fù)

雜性。所以現(xiàn)實中穩(wěn)定、復(fù)雜的系統(tǒng)，其內(nèi)部各元素之間的異速生長系數(shù)應(yīng)該圍繞1波動，

并且長期具后向1回歸的趨勢。下面對相關(guān)系數(shù)進(jìn)行說明。

（1）標(biāo)度因子。在上面的異速增長方程中，。為標(biāo)度因子，也稱為異速增長系數(shù)。一般來

說，不考慮負(fù)增長的情況，所以有4>0。Lee在1989年的研究中根據(jù)。>0取值的大小，

將異速生長關(guān)系分為三類。當(dāng)時，y的相對增長率大于x的相對增長率，構(gòu)成正異速

生長關(guān)系，y在絕對值上可能已經(jīng)超過或?qū)⒁^匕當(dāng)。二1時，y的相對增長率等于x的

相對增長率，y和x的相對比例也將保持不變，這種情況被稱為同速生長關(guān)系。當(dāng)

時，y的相對增長率小于x的相對增長率，系統(tǒng)中y相對x的比例呈下降趨勢，這種情況被

稱為負(fù)異速生長關(guān)系。

顯然，同速是異速的特例，其中，。.作為標(biāo)度因子的標(biāo)準(zhǔn)值為1。但是各專家學(xué)者對標(biāo)度因

子的標(biāo)準(zhǔn)值存在爭議，特別是在城市地理學(xué)中關(guān)于標(biāo)度因子的討論。Nordbeck通過對瑞典

城市的研究發(fā)現(xiàn)，標(biāo)度因子的標(biāo)準(zhǔn)值。.應(yīng)當(dāng)接近2/3。但是Lee根據(jù)分形理論，通過對美

國城市異速增長研究，認(rèn)為標(biāo)度因子的標(biāo)準(zhǔn)值應(yīng)該介于2/3與1之間。而國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為其平

均值應(yīng)該在0.85左右。在不同領(lǐng)域，異速增長方程的標(biāo)度因子有不同的取值，本書是在經(jīng)

濟(jì)領(lǐng)域探討異速增長方程，實際的標(biāo)度因子根據(jù)異速增長回歸曲線的系數(shù)來確定，所以不同

的異速增長回歸方程有不同的標(biāo)度因子。

(2)比例系數(shù)。在上面的異速增長方程中，。為比例系數(shù)。它在標(biāo)度因子相同或者相近

時，對于分析十分有用。White和Gould、Gould針對此問題進(jìn)行了深入研究，并給出解

釋：心尸=片—其中s為線性規(guī)模因子，且｛(V,/)｝=｛(sx,sy))；

它表示。值相同的異速增長方程上對應(yīng)點(diǎn)x的相對大小，且相應(yīng)點(diǎn)都有同樣的無維度屬性

(y/x和d〃dx)。由于當(dāng)。二1時，異速方程為線性模型，因此s不會受到。取值的影響

而可以取任何值，故可以將前者代入異速增長方程而得后面的異速方程的替代形式。這樣，

在不同時期的比較分析中，根據(jù)年引'=尸引力"，。W1可以得出S*=S2/s=(G/C),

所以式中C和C分別為不同時期異速增長方程的比例系數(shù)，s,表示當(dāng)標(biāo)度因子相同

時，某一時期的用與先同時是另一個時期的不與必的s'倍。這就通過s(s*)對a的含義

做出了解釋。

第三節(jié)江西省金融業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗法是檢測經(jīng)濟(jì)變量之間因果關(guān)系的一種計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法。其基本原理是：如

果變量尤過去和現(xiàn)在的信息有助于改進(jìn)變量K的預(yù)測，則說變量K是由變量X格蘭杰原因

引起的。也就是說，如果變量尤的滯后值在對另一個變量匕的現(xiàn)值解釋方程中是顯著的，

則稱％是匕的格蘭杰原因。

格蘭杰因果關(guān)系法是建立在產(chǎn)生｛4｝、｛匕｝的過程可表示為無限階自回歸的條件基礎(chǔ)上的，

其檢驗序列｛甩和｛匕｝之間是否具有因果關(guān)系。

n

匕=%++〃(6-11)

1=1

nm

匕=Q。+2回匕」+2乙"+V,(6-12)

t=i;=i

式中，〃、匕是匕的擾動變量。如果4尸0,對任給的小1,2,…，〃,均成立，則稱無在格

蘭杰意義下不是K的原因，檢驗的方法和技術(shù)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)語言表達(dá)如下。

原假設(shè)〃：4二0,戶1,2…，m；備擇假設(shè)〃：4H0,存在某一J,1W/W機(jī)其檢驗步驟

是：首先，用0LS方法對模型（6-11）進(jìn)行回歸得到無限制的殘差平方和為〃SS"）,其

次，用0LS方法對方程（6-12）進(jìn)行回歸估計，令殘差平方和為"SS（加，刀），最后，用式

（6-13）計算尸檢驗值。

F=[ASS")-T(m+幾+???

(6-13)

/iSS(m,n)/[++1)]

其中，7為觀測總數(shù)，/〃為X變量的最長滯后期，，為X變量的最長滯后期。對于給定的置

信度由Q分布表查出對應(yīng)臨界值少（。），如果/>/（。），則拒絕從說明匕的變

化可歸因于尤的變化，并以1-。的概率表明尤是工的原因；如果尸"（a）,則以

的概率接受從表明尤不是匕變動的原因。

一格蘭杰因果檢驗結(jié)果分析

由于格蘭杰因果檢驗對滯后期高度敏感，為保持結(jié)果的穩(wěn)定性，本書選擇了滯后期1期和2

期同時進(jìn)行檢驗，置信度為90能具體結(jié)果如表67所示。

序號原也設(shè)FPlg結(jié)論

金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)不是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的

17.532630.00591拒絕

格蘭杰原因

表6-1江西省金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰檢驗（1980?2012年）

序號原假設(shè)FPLag結(jié)論

經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)不是金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)的

20.448520.82782不拒絕

格蘭杰原因

金融中介指標(biāo)不是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的格蘭

36.93030.01381拒絕

杰原因

經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)不是金融中介指標(biāo)的格蘭

40.05270.82082不拒絕

杰原因

股票市場指標(biāo)不是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的格蘭

51.713610.30141不拒絕

杰原因

經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)不是股票市場指標(biāo)的格蘭

613.3070.01512拒絕

杰原因

金融效率指標(biāo)不是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的格蘭

714.08060.(X)081拒絕

杰原因

經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)不是金融效率指標(biāo)的格蘭

80.88650.35482不拒絕

杰原因

保險市場指標(biāo)不是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的格蘭

90.143110.93241不拒絕

杰原因

經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)不是保險市場指標(biāo)的格蘭

104.477890.0212拒絕

杰原因

續(xù)表

從表6T可知，第一行的產(chǎn)值概率尸為0.0059V0.05,故拒絕原假設(shè)，即金融發(fā)展規(guī)模指

標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的格蘭杰原因，也就是說，江西省金融機(jī)構(gòu)存貸款余額發(fā)展是人均GDP增

長的格蘭杰原因。第二行的產(chǎn)值概率尸為0.8278A0.05,故接受原假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)噌長指標(biāo)

不是金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)的格蘭杰原因，也就是說，江西省人均GDP增長不是金融機(jī)構(gòu)存貸款

余額發(fā)展的格蘭杰原因。因此，江西省金融機(jī)構(gòu)存貸款余額發(fā)展與人均GDP增長存在單邊的

因果關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，江西省的金融發(fā)展規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長有明顯的促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)增

長對金融發(fā)展規(guī)模的影響不是很顯著。這說明江西省金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展正在引領(lǐng)著經(jīng)濟(jì)的增

長，金融發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間還未建立起一種協(xié)調(diào)發(fā)展的良性互動的機(jī)制。

第三行的尸值概率尸為0.0138Vo.05,故拒絕原假設(shè)。即金融中介指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的

格蘭杰原因，也就是說，江西省的金融中介指標(biāo)是人均GDP增長的格蘭杰原因。第四行「值

概率P為0.8208>0.05,故不拒絕原假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)不是金融中介指標(biāo)的格蘭杰原

因，也就是說，江西省人均GDP增長不是金融中介指標(biāo)的格蘭杰原因。因此，江西省金融中

介指標(biāo)與人均GDP增長存在著單邊的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，江西省金融中介對經(jīng)濟(jì)增長

有明顯的促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)增長對金融中介的發(fā)展影響不是很顯著。江西省金融中介發(fā)展正

在引領(lǐng)著經(jīng)濟(jì)的增長，金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間還未建立起一種協(xié)調(diào)發(fā)展的良性互動的

機(jī)制。

第五行的尸值概率尸為0.3014>0.05,故不拒絕原假設(shè)，即股票市場指標(biāo)不是經(jīng)濟(jì)增長指

標(biāo)的格蘭杰原因，也就是說，江西省股票市場籌資額的發(fā)展不是人均GDP增長的格蘭杰原

因。第六行的尸值概率〃為0.0151Vo.05,故拒絕原假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)是股票市場指

標(biāo)的格蘭杰原因，也就是說，江西省人均GDP增長是股票市場籌資額發(fā)展的格蘭杰原因。因

此，江西省股票市場籌資額發(fā)展與人均GDP增長存在著單邊的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，江

西省人均GDP增長是股票市場籌資額發(fā)展的格蘭杰原因，也就是說，江西省的經(jīng)濟(jì)增長對股

票市場有著顯著的拉動作用，而股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的作用不顯著。這說明江西股票市場尚

處于初始孕育發(fā)展階段，只是經(jīng)濟(jì)增長對股票服務(wù)需求的被動寫照，股票市場的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)

增長之間還未建立起一種良性互動的機(jī)制。截至2013年底，江西省在國內(nèi)兩個股票市場的

上市公司還不到40家，可見我國股票市場的發(fā)展并沒有真正對江西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要作

用。

第七行的尸值概率尸為0.0008V0.05,故拒絕原假設(shè)，即金融效率指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的

格蘭杰原因，也就是說，江西省金融機(jī)構(gòu)存貸款之比是人均GDP增長的格蘭杰原因。第八行

的產(chǎn)值概率尸為0.3548>0.05,故不拒絕原假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)不是金融效率指標(biāo)的格

蘭杰原因，也就是說江西省人均GDP增長不是金融機(jī)構(gòu)存貸款之比的格蘭杰原因。因此，江

西省金融機(jī)構(gòu)存貸款之比與人均GDP增長存在著單邊的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，江西省金

融機(jī)構(gòu)存貸款之比是人均GDP增長的格蘭杰原因，也就是說金融機(jī)構(gòu)存貸的整體性發(fā)展促進(jìn)

了經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)的增長對金融機(jī)構(gòu)存貸能力的提升并不明顯，所以目前兩者之間還處

于欠缺協(xié)調(diào)發(fā)展的狀態(tài)。

第九行的產(chǎn)值概率尸為0.9324>0.05,故不拒絕原假設(shè)，即保險市場指標(biāo)不是經(jīng)濟(jì)增長指

標(biāo)的格蘭杰原因，也就是說江西省保費(fèi)收入的發(fā)展不是人均GDP增長的格蘭杰原因。第十行

的值概率〃為0.021V0.05,故拒絕原假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)漕長指標(biāo)是保險市場指標(biāo)的格蘭杰原

因，也就是說江西省人均GDP增長是保費(fèi)收入發(fā)展的格蘭杰原因，所以江西省保費(fèi)收入和人

均GDP增長存在著單邊的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，江西省人均GDP增長是保費(fèi)收入增長的

格蘭杰原因，也就是說江西省的經(jīng)濟(jì)增長對保險市場有顯著的拉動作用，而保險市場對經(jīng)濟(jì)

增長的作用不顯著。這主要是因為江西省的保險市場還處于一?種快速發(fā)展階段，總體規(guī)模很

不成熟，經(jīng)濟(jì)增長與保險市場發(fā)展之間還沒有建立一種完善的互動機(jī)制。

從以上的數(shù)據(jù)分析可知，除了還未成熟的保險市場指標(biāo)和尚顯稚嫩的股票市場指標(biāo)以外，江

西省其他金融發(fā)展指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，也就是說，江西省的金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)

增長，經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展的最終結(jié)果，金硼發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的起因，但是格蘭杰因果分析

未能揭示金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的影響幅度的大小，所以接下來本章將通過產(chǎn)業(yè)異速增長曲線

回歸方程進(jìn)行估算。考慮到經(jīng)濟(jì)增長一般為經(jīng)濟(jì)發(fā)展完整體系當(dāng)中的一部分，這意味著江西

省金融發(fā)展在某種程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展目前還未能有效帶動金融發(fā)展。

二金融業(yè)分部門異速方程回歸分析

1.存貸款余額之和與人均GDP異速增長回歸曲線分析

從前面的格蘭杰因果檢驗結(jié)果可以知道，江西省存貸款余額指標(biāo)是人均GDP的格蘭杰原因，

所以筆者選取江西省存貸款余額為自變量，江西省人均GDP為因變量。同時，因為異速增長

回歸曲線符合索指數(shù)增長，所以應(yīng)用SPSS19.0軟件進(jìn)行累指數(shù)曲線回歸分析，具體回歸情

況見表6-2和圖6T。

DependentVariable江西省人均CDP（元）

ModelSummaryParameterEstimates

Equation

R2F4/1SigConstantbl

Power0.9923888.8731310.0008.9820.775

注：IndependentVariable是江西省存貨款余額之和（億兀）°

表6-2江西省存貸款余額之和與人均GDP異速增長曲線相關(guān)關(guān)系

從表6-2可以看出，擬合優(yōu)度為0.992,表明江西省存貸款余額之和與人均GDP的異速增長

方程相關(guān)性很高，該模型的統(tǒng)計量產(chǎn)的顯著性SigR.OOOVO.Ol,說明模型比較顯著，由此

可得到江西省存貸款余額之和與人均GDP的異速增長方程為爐8.982*叱其中異速增長系

數(shù)。=O.775V1,所以該異速增長方程為負(fù)異速增長方程，即江西省存貸款余額之和的相對

速率大于人均GDP增長的相對速率。因此，系統(tǒng)中人均GDP相對于江西省存貸款余額之和的

比例呈下降趨勢。這暗含的結(jié)論是：江西省存貸款余額指標(biāo)近些年絕對值逐漸加大，但并未

有力地支持江西省人均GDP年度數(shù)值的增加。因此，存貸款余額有外部溢出效應(yīng)。

(億元)

圖6T江西省存貸款余額之和與人均GDP異速增長關(guān)系曲線

2.金融機(jī)構(gòu)存貸款之比和人均GDP異速增長回歸曲線分析

從前面的格蘭杰因果檢驗結(jié)果可以知道，江西省存貸款比值發(fā)展是人均GDP增長的格蘭杰原

因，所以筆者選取江西省存貸款比值為自變量，江西省人均GDP為因變量。同時，因為異速

增長回歸曲線符合幕指數(shù)增長，所以應(yīng)用SPSS19.0軟件進(jìn)行某指數(shù)曲線回歸分析，具體回

歸情況見表6-3和圖6-2。

ModelSummaryParameterEstimates

Equation

R2FSigConstantbl

Power0.935448.8711310.0003659.771-3.527

注:Theindependentvariableis江西省存貨款比值(%)0

表6-3江西省存貸款之比與人均GDP異速增長曲線相關(guān)關(guān)系

圖6-2江西省存貸款之比與人均GDP異速增長關(guān)系曲線

從表6-3可以看出，擬合優(yōu)度為0.935,表明江西省存貸款之比與人均GDP的異速增長方程

相關(guān)性較高，該模型的統(tǒng)計量尸的顯著性Sig=0.000<0.01,說明模型比較顯著，由此可得

江西省存貸款之比與人均GDP的異速增長方程為尸3659.771/“，其中異速增長系數(shù)a二-

3.527VI,比較特殊。這說明方程是負(fù)增長方程，即江西省存貸款之比與人均GDP增長之間

呈負(fù)增長，這種情況雖比較少見，但也是客觀存在的，因為隨著1980?2012年江西省人均

GDP的逐年增加，早些年江西省存款較少，貸款相對較多；但近些年，江西省存款逐年變動

增加，而相應(yīng)的貸款變少，從而導(dǎo)致存貸比逐年降低。

3.金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP之比和人均GDP異速增長回歸曲線分析

從前面的格蘭杰因果檢驗結(jié)果可以知道，江西省金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP之比升高是人均GDP增

長的格蘭杰原因，所以筆者選取江西省金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP之比為自變量，江西省人均GDP

為因變量。同時，因為異速增長回歸曲線符合暴指數(shù)增長，所以同樣地進(jìn)行回歸分析，具體

回歸情況見表6-4和圖6-3。

ModelSummaryParameterEstimates

Equation

R2F也SigConstantbl

Power0.29512.9691310.0017924.4903.761

注：Theindependentvariableis江西省金融機(jī)構(gòu)貨款與GDP之比(%)o

表6-4江西省金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP之比和人均GDP異速增長曲線相關(guān)關(guān)系

圖6-3江西省金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP之比和人均GDP異速增長關(guān)系曲線

從表6-4可以看出，擬合優(yōu)度為0.295,表明江西省金融機(jī)構(gòu)存貸款與GDP之比和人均GDP

的異速增長方程相關(guān)性不高，該模型的統(tǒng)計量產(chǎn)的顯著性Sig=0.001雖小于0.01,但相對

而言尸值較小，因此模型顯著性不高，說明江西省金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP之比和人均GDP不

存在異速增長關(guān)系。

4.股票市場籌資額與GDP之比和人均GDP異速增長回歸曲線分析

從前面的格蘭杰因果檢驗結(jié)果可以知道，江西省人均GDP增長是股票市場籌資額與GDP之比

的格蘭杰原因，所以筆者選取江西省人均GDP為自變量，江西省股票市場籌資額與GDP之比

為因變量。因為缺少1980?1992年的相關(guān)數(shù)據(jù)，本書采用1993?2012年江西省股票市場籌

資額的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。應(yīng)用SPSS19.0軟件進(jìn)行爆指數(shù)曲線回歸分析，具體回歸情況見表

6-5和圖6-4。

ModelSummaryParameterEstimates

Equation

F叨d/2SigConstantbl

Power0.0040.0641180.80280.903-0.073

注：Theindependentvariableis江西省人均GDP（兀）。

表6-5江西省股票市場籌資額與GDP之比和人均GDP異速增長曲線相關(guān)關(guān)系

P蘭同歸

D存因

G關(guān)本格。回s

0不e

0均型長基的量線ta4

0變l8

0人模增的比曲mib6

3之因ts.

線和個速展數(shù)0

P為E系

曲比這異發(fā)D指r

G比ett關(guān)

系之明在濟(jì)幕en1

P與之行a3關(guān)

關(guān)D說存經(jīng)mts8

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長G2不域D進(jìn)ao.

0收G0

增與間區(qū)件PC線

8.費(fèi)與曲

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0P入0g

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