区域金融发展与区域经济增长_对北京_上海两地区域金融发展与区域经济增长关系进行比
【我国金融发展与经济增长关系的实证分析】
我国金融发展与经济增长关系的实证分析《金融学前沿问题探讨》，第九届全球金融年会（GFC2002）论文内容提要：本文从实证的角度对我国金融发展与经济增长间的关系进行了研究。
文章运用了3种方法：相关分析、格兰杰因果关系检验以及柯布—道格拉斯生产函数框架基础上的计量分析。
相关分析结果显示我国金融发展与经济增长之间存在非常高的相关程度；而格兰杰因果关系检验结果表明，我国金融发展与经济增长之间存在一种双向因果关系，但其中经济增长引致金融发展的程度要大于金融发展促进经济增长的程度；计量分析的结果则进一步加强了这一发现。
文章结论与我国正处于从不发达经济向发达经济发展的基本国情相吻合，对供给主导假说及需求遵从假说均提供了有力支持。
经济发展历史包含了金融发展与经济增长关系的许多范例，越来越多的经济学家认为金融发展在促进经济增长方面发挥了重要作用。
涵盖发达国家与发展中国家的大量实证研究也已经证明了上述看法。
近年来，许多学者（如，宾国强，1999；谈儒勇，1999；韩廷春，2001）对我国金融发展与经济增长间的关系进行了研究，得出了许多有价值的结论；但我国金融发展在经济增长中的作用并没有被完全考查，本文试图在这方面作出尝试和探索。
文章由以下五部分组成：第一部分对金融发展与经济增长关系的有关理论与经验文献作一综述，第二部分分析了我国的货币化进程与经济增长，第三部分给出了格兰杰因果关系检验的有关结论，第四部分对金融发展与经济增长进行了计量分析，最后进行总结并给出政策建议。
一、历史文献的简单回顾对于金融发展在促进经济增长方面的重要性，许多文献（如Goldsmith，1966，1969；Gurley & Shaw，1955，1960；Patrick，1966；Porter，1966；Khatkhate，1972；Mckinnon，1973以及Bhatia & Khatkhate，1975）都作了广泛研究。
其中，部分经济学家认为，金融发展是经济增长的一个必要条件（Goldsmith，1969；Mckinnon，1973；Shaw，1973），这便是Patrick（1966）所认为的金融发展的“供给主导”（supply-leading）作用。
区域经济增长与区域发展之间的关系
简析区域经济增长与区域发展之间的关系姓名：LWJ学校：河北大学学院：研究生院年级：2013专业：区域经济学学号：20130092一、区域经济增长（一）含义狭义的区域经济增长是指一个区域内的社会总财富的增加，用货币形式表示，就是国内生产总值的增加，用实物形式来表示，就是各种产品生产总量的增加。
广义的区域经济增长则还包括对人口数量的控制，人均国民生产总值的提高，以及产品需求量的增加等。
（二）衡量标准衡量区域经济增长速度快慢的指标是区域经济增长率。
衡量区域经济增长除了测算增长总量和总量增长率之外，还应计算人均占有量，如按人口平均的区域生产总值或国民生产总值及其增长率区域经济增长的核算通常依靠GDP、GNP等统计数据。
基本方法一般以本年度的GDP总量对比往年的GDP总量，而得出经济增长的百分比。
（三）具体要求区域经济增长方式可归结为扩大再生产的两种类型，即内涵扩大再生产和外延扩大再生产。
外延扩大再生产就是主要通过增加生产要素的投入，来实现生产规模的扩大和经济的增长；而内涵扩大再生产，主要通过技术进步和科学管理来提高生产要素的质量和使用效益来实现生产规模的扩大和生产水平的提高。
现代经济学从不同的角度将经济增长的方式分成两类，即粗放型经济和集约型经济。
经济增长方式的转变粗放型经济增长方式是指主要依靠增加资金、资源的投入来增加产品的数量，推动经济增长的方式。
集约型经济增长方式则是主要依靠科技进步和提高劳动者的素质来增加产品的数量和提高产品的质量，推动经济增长的方式。
（四）影响因素一般来说，影响经济增长的因素有投资、劳动和技术进步。
1.投资投资对经济增长有着重要的影响。
有关研究表明，改革开放以来，投资对我国经济增长的贡献度达50％以上。
我国过去25年的增长主要是靠投资增加、技术进步和制度变革促成的，投资增加是其中最主要的因素。
资本形成占GDP的比重在1980年接近30％，2002年突破40％，2003年达43％（许小年，2004.），因而投资增加仍然是我国经济增长的主要因素。
金融产业集聚及其对区域经济增长的影响研究
金融产业集聚及其对区域经济增长的影响研究一、本文概述随着全球化的深入发展和金融科技的飞速进步，金融产业集聚现象日益明显，其对区域经济增长的影响也日趋显著。
本文旨在深入研究金融产业集聚的内涵、形成机制及其如何对区域经济增长产生深远影响。
通过理论分析和实证研究，本文旨在揭示金融产业集聚与区域经济增长之间的内在联系，为政策制定者提供决策参考，推动金融产业与区域经济的协同发展。
具体而言，本文首先界定了金融产业集聚的概念，并探讨了其形成的动因，包括政策支持、市场需求、技术创新等多方面因素。
接着，本文分析了金融产业集聚对区域经济增长的直接影响，如优化资源配置、促进技术创新、提高金融服务效率等。
本文还从空间溢出效应的角度，探讨了金融产业集聚对周边区域经济增长的间接影响。
在研究方法上，本文综合运用了文献研究、理论分析、实证研究和案例分析等多种方法。
通过梳理国内外相关文献，本文总结了金融产业集聚与区域经济增长研究的现状和发展趋势。
在理论分析方面，本文构建了金融产业集聚与区域经济增长的理论模型，深入探讨了二者之间的内在联系。
在实证研究方面，本文利用面板数据模型，对金融产业集聚与区域经济增长的关系进行了实证分析，得出了相关结论。
本文提出了促进金融产业集聚和区域经济增长的政策建议。
这些建议包括加强政策支持、优化金融生态环境、推动金融科技创新、加强区域金融合作等。
通过实施这些政策建议，有望推动金融产业集聚与区域经济的协同发展，实现经济的持续、健康、快速发展。
二、金融产业集聚的理论基础金融产业集聚是指金融机构和金融资源在特定地理区域内的高度集中和有机组合，是现代金融产业发展的重要趋势。
金融产业集聚的形成与发展受到多种理论的支持与引导，其中主要包括产业集聚理论、金融地理学理论、新经济地理学理论以及金融发展理论等。
产业集聚理论认为，产业集聚是产业空间布局的一种重要形式，它通过产业间的前后向联系和溢出效应，促进区域内产业的协同发展。
区域经济增长与区域经济发展之间的差异与联系
区域经济增长与区域经济发展之间的差异与联
系
通透地表达出来，需要标题。
区域经济增长与发展：差异与联系
随着经济全球化的发展，各区域经济增长和发展的讨论已经成为国内外重要的议题之一。
但对于“区域经济增长”和“区域经济发展”的区别和关联，只有少数人完全看得清楚。
这篇文章将详细介绍区域经济增长和发展的差异与联系。
首先，让我们谈谈区域经济增长和发展的不同和区别。
简而言之，“区域经济增长”指某一特定时期内，特定地区经济结构内所有要素投入总和（劳动力、资金、资源等）的总体发展水平，即，某一特定时期内地区的经济数量性发展水平。
而“区域经济发展”则指的是，特定时期内地区的经济质量性发展水平，这包括经济发展的战略目标实现、热点经济产业发展水平及其影响力，以及地区经济发展性空间等。
其次，从经济发展角度来看，地区经济增长和发展之间存在着相互依存的互动关系。
地区经济增长作为实现地区经济发展的基础，具有支撑性作用，但不具有领导性作用。
“区域经济发展”则可以将地区经济增长的动力转化为有效的发展推动力，建立正确的发展目标，推动企业有希望的发展，激发经济活力，同时将地区经济迅速有效地推向繁荣。
最后，总结一下，“区域经济增长”是指某一特定时期内，特定地区经济结构内所有要素投入总和的总体发展水平；而“区域经济发展”则指特定时期内，地区经济质量性发展水平。
地区经济增长与发展之间存在着紧密的联系，它们之间是相辅相成且彼此依存的关系，只有正确处理这种内在联系，才能有效推进地区经济发展。
广深充分释放“双城”联动效应打造世界级创新平台研究
第一产业占比(%) 第二产业占比(%) 第三产业占比(%) 规模以上工业总产值（亿元）
传统的城市单位在福特主义增长模式 和凯恩斯主义福利体制下往往仅发挥着国 家制度及政策实践的代理性中继单位的作 用，但在新自由主义全球化的浪潮下，城市 越来越多地被卷入全球化市场与资源链之 中，以单个城市作为基本单位的发展路径 日益消弭，区域创新网络日益成为诸多邻 近区域“互惠共生，合作共赢”的必然选 择。2019年2月，国家发改委印发《关于培 育发展现代化都市圈的指导意见》，将建 设现代化都市圈视为推进新型城镇化的重 要手段。不同于单个城市或者是传统经济 圈，都市圈不仅强调产业和经济上的合作， 亦包括基础设施、社会治理、民生问题等 各个方面的一体化，这与区域创新网络的 观点不谋而合（解学梅，2013；张学良、林 永然，2018）。因此，在推动粤港澳大湾区 及“一带一路”建设的背景下，推动广深联 动必须跳出城市自身优劣势的“孤立个体 视角”，而应采取协同化、互补化、一体 化的“整体网络视角”，统筹区域一体化建 设，以都市圈思维规划“双城”联动合作模 式。广深“双城”联动并非仅仅止步于搭建 几个政策互动平台、推动几项合作共建项 目、修建几条互联互通道路，而是着眼并
关键词：广深“双城”联动 世界级创新平台 大湾区都市圈 区域一体化 【中图分类号】F127 doi:10.3969/j.issn.1674-7178.2021.03.006
一、引言
2 0 1 9 年 2 月 ，中 共 中 央 、 国 务 院 公 布 《粤港澳大湾区发展规划纲要》，将广州、 深圳、香港和澳门列为四大中心城市，希 望四座城市作为区域发展的核心引擎，继续 发挥比较优势做优做强，增强对周边区域 发展的辐射带动作用。广州和深圳两地中 心城区相距不过100千米，是广东省内科技
区域金融发展与经济增长研究综述
中图分类号 ： ８ ０３ Ｆ ３．
一
文献标识 码： Ｂ
文章编号 ：６ ４ ０ １ — Ｏ Ｏ５一 ０ ４ ０ １ ７ — ０ ７ ２ １ （）０ ７ — ２
、
区域 金融 发展 与 区域 经济 增长 的相 关性
金融 发展 与经 济增长 的关 系在理 论界 一直 存有 争议 。古典 学派认 为金 融发 展 与经济 增长之 间 没有 因果
相 关 关 系。 本文 对 国 内外 对 区域金 融发展 与 经 济增 长 的 各种 论 述 ， 进 行 的 实证 分 析 以及 采 取 的措 施 建 议 进 行 了系统 归 所
纳和 总 结 ． 出了 目前 国 内学 者研 究过 程 中 的不 足 及 对今 后 研 究 的启 示 。 指
关 键 词 ：＿ ； 融发 展 ； 济 增 长 ； 述 ｌ域 金 ｇ 经 综
关系 的理论 和实 证研 究 的现有基 础上 进行 的实证 研究 。
一
些研究发现区域金融发展对 区域经济增长没有显著影响 ， 金融发展不是区域经济增长 的原因 ， 可能
只是经济增长的内生结果。李萍（ ０ ） 比较 １８ — ２０ 年 ２ 个省 、 、 ２ ５ ０ 通过 ９８ ０２ ８ 市 自治区的平均经济增长率和金 融中介发展指标发现 ： 高于全国平均经济增长率的省份的银行贷款占 Ｇ Ｐ的比例比低于平均经济增长率的 Ｄ
发展对经济增长都没有显著的作用。 但多数研究发现金融发展与经济增长呈正相关关系。曹啸、 吴军（０２ 通过对我国的金融发展与经济 ２０） 增长的实证分析认为 ， 我国“ 金融发展促进了经济增长 ， 但促进作用主要是通过金融资产数量 的扩张实现” 。
刘 桂荣 （０ ６通 过对 长 三角 地 区的实 证分 析认 为 ， 三角 地 区金 融 发展 与经 济增 长 呈高 度正 相 关且 具有 长 ２０） 长 期 稳定 的均衡 关 系 ， 上海 的金融 发展 属于 “ 但 需求 引导 型 ”而浙 江 、 ， 江苏 则具 有 明显 的“ 给导 向型 ” 征 。 供 特
金融发展与经济增长的关系
金融发展与经济增长的关系近年来，金融发展一直以来被视为经济增长的重要推动力之一。
金融行业的不断创新和发展，为经济体提供了更多的融资渠道和服务，给予企业以更多的发展机会。
然而，金融发展与经济增长之间的关系并非简单的单向推动，而是相互作用、相互依存的复杂关系。
首先，金融发展对经济增长有直接的促进作用。
金融部门作为资源配置的重要渠道，通过吸纳储蓄、提供信贷等手段，为企业提供了发展所需的资金支持，推动了实体经济的发展。
特别是在金融创新不断推进的背景下，一系列金融工具和金融产品的出现为企业创造了更多的融资机会，帮助企业更好地发展。
这不仅促进了企业扩大生产规模、提高生产效率，还推动了经济结构的优化升级，进而带动了经济的快速增长。
其次，经济增长也对金融发展产生积极影响。
随着经济的快速增长，企业的融资需求也不断增加，这促使金融机构加大金融服务的力度和范围。
金融机构在满足企业融资需求的同时，也不断提升自身的服务能力和创新能力，推动了金融体系的进一步完善和发展。
同时，经济增长还会增加金融市场的投资机会，吸引更多的资本流入，促进金融市场的繁荣和发展。
因此，经济增长为金融发展提供了良好的外部环境，为金融机构的创新和发展提供了动力。
然而，金融发展和经济增长之间的关系也存在一些潜在的问题和风险。
首先，过度依赖金融发展可能导致金融化程度过高，金融风险的积累。
当金融资源过度聚集在特定行业或领域时，就会造成金融泡沫的形成，金融风险的积累。
例如，过度依赖房地产业的发展可能导致房地产泡沫，一旦泡沫破裂，将对整个金融体系和经济产生严重影响。
其次，过度发展金融业可能使得经济增长过于依赖金融收益而忽视实体经济的发展。
金融收益率较高时，投资者更倾向于将资金投向金融行业而非实体经济，这可能导致资源向金融业的过度流动，实体经济面临融资困难。
因此，要保持金融发展和经济增长之间的平衡，实现可持续的经济发展，需要加强金融监管和规范，缓解潜在风险。
综上所述，金融发展与经济增长之间不仅存在着直接的促进关系，也存在着相互促进、相互制约的复杂关系。
经济增长与金融发展之间的关系
经济增长和金融发展的相互促进关系经济增长和金融发展是相互促进的紧密联系的两个方面。
经济增长是指一个国家的经济总量、经济水平、经济实力以及经济效益的提高和增加，而金融发展则是指金融体系的发展和完善。
当一个国家或地区的经济发展水平逐步提高时，其对金融体系的需求也随之增加。
具体而言，经济增长对于金融发展的作用主要体现在以下几个方面：一、金融是经济发展的重要支撑金融是现代市场经济的核心和基本工具，它在经济增长和实现国家发展战略中扮演着非常重要的角色。
在经济发展过程中，金融市场为实体经济提供资金支持和金融服务，促进了经济发展。
同时，金融市场也带来了与之相配套的金融机构、金融企业和金融服务，从而进一步加速了经济腾飞的速度。
二、金融创新推动经济转型升级金融创新能够促进经济的转型升级，推动经济发展。
通过金融工具和金融创新来调整经济结构、促进技术转移和创新，优化资本配置和运营，实现经济高效发展。
比如大数据、云计算、人工智能、区块链等科技与金融交融，为经济增长注入新动力。
三、金融服务提高经济效益金融服务能够提高经济效益，提高生产效率和竞争力，减轻企业的运营压力，提升企业的生产能力。
通过发展信用体系和金融市场，优化公司治理结构，在市场竞争中营造公平和公正的环境，在短期内增强企贷信用和支持企业快速发展。
四、金融稳定促进经济稳定金融稳定是经济稳定的重要保障。
金融市场波动和金融风险会对实体经济造成巨大的冲击，导致经济崩溃。
因此，保持金融市场的稳定和规范是保持经济稳定的重要环节。
总之，金融自身是与实体经济密不可分的，金融改革与经济增长是相互促进、相辅相成的。
只有通过良好的金融体系和金融环境支持实体经济的长足发展，才能够实现经济繁荣和人民福祉的提高。
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［收稿日期］2009年1月20日［基金项目］本文受到教育部人文社会科学研究项目《北京市三大功能区金融业整合发展研究》（07JA790062）的资助。
［作者简介］谢太峰，男，首都经贸大学金融学院副院长，教授，博士（北京，100070），E-mail ：xietaifeng@ ；王子博，男，首都经贸大学金融学院，硕士研究生。
区域金融发展与区域经济增长———对北京、上海两地区域金融发展与区域经济增长关系进行比较谢太峰王子博［摘要］本文通过构建误差修正模型（ECM ）并进行Granger 因果检验，实证研究京沪区域金融发展与区域经济增长的内在逻辑联系，得出结论：京沪两地区域金融发展对其区域经济增长均有正向带动作用，而且上海地区金融发展对经济增长的影响力更大，北京地区金融发展对经济增长的影响更多地体现于后一期。
北京地区金融发展和经济增长之间存在双向因果关系，而上海地区只存在金融发展引起经济增长的单向因果关系，京沪两地均存在经济增长内部的跨期影响。
因此，对于京沪两大中心城市而言，为了推动地区经济高速增长，都要继续着力发展金融业。
［关键词］北京；上海；区域金融发展；区域经济增长；误差修正模型；Granger 因果检验［文章编号］1009-9190（2009）03-0019-04［中图分类号］F830.3［文献标志码］A金融论坛2009年第3期（总第159期）早在20世纪90年代初，中国就确定了将上海建成国际金融中心的宏伟蓝图，2008年4月北京市委市政府发布的《关于促进首都金融业发展的意见》也明确提出将北京建设成“具有国际影响力的金融中心城市”的目标。
可见，京沪这两大城市都充分认识到了金融对区域经济增长的重要性。
本文拟在单整、协整检验的基础上，构建误差修正模型（ECM ）并运用Granger 因果检验模型，对两地金融发展与经济增长之间的关系进行实证研究，进而对京沪两地进行比较分析，并提出相应的政策建议。
一、模型、变量和数据（一）模型的选择与原理定量探讨金融发展与经济增长的关系首先涉及金融发展与经济增长的因果关系与相关性之间的联系。
由于先分析相关性不能表明二者的因果关系，而因果关系的回归参数并不等同于金融发展对经济增长的贡献率，所以还要接着分析金融发展是如何促进经济增长的，而不是二者是否高度相关。
基于此，本文在模型的结构安排上采取先讨论金融发展与经济增长的因果关系，再分析金融发展如何影响经济增长。
本文选取国内外常用且最重要的Granger （格兰杰）因果关系检验模型。
该模型的基本思想是：存在两个变量x 和y ，若x 影响y ，则x 变化必先于y 变化。
若x 在y 的预测中有帮助，则可以说“y 是由x Granger 引起的”。
Granger 因果检验假定变量x 对变量y 的影响具有时滞效应，但这一假设的合理程度取决于经济变量的数据观测单位，例如本文数据以年为观测单位，那么y 对x 的反应就可能是同步的。
因此本文在回归方程的右方添加了x 的同期值作为解释变量，并将滞后期选为1。
同时考虑到实际经济数据是由“非均衡过程”生成，而传统模型通常表述的是变量之间的“长期均衡”关系，故本文建模时采用误差修正（ECM ）形式，用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程。
（二）变量的选择与数据来源最能充分反应一国或地区综合经济发展能力的指标就是GDP ，而为消除各区域人口规模和通货膨胀对计金融论坛2009年第3期（总第159期）算结果的影响，又通常选择区域真实人均GDP 作为区域经济增长指标（Growth ）。
对于金融发展指标（Deepen ），本文选取全部金融机构贷款总额占国内GDP 的比例衡量区域金融发展水平。
因此本文中的Deepen 指标可以看作“金融相关率”。
具体而言，本文以1990年为基期，以不变价、按环比增长率计算京、沪两地GDP 值和人均GDP 值，数据分别取自2008年京沪两市的《统计年鉴》。
京、沪全部金融机构贷款余额分别取自2008年京沪两市的《金融年鉴》。
按照前述分析，可以得到分别代表京、沪两地经济增长和金融发展的Growthi 和Deepeni 数列（i=1表示北京数据，i=2表示上海数据）。
为剔除个别变量间存在的异常关系、平滑时间数列指数关系、消除异方差，本文对所选数据进行对数化处理，相关实证数据如表1所示。
二、模型实证检验过程及结果（一）单整检验本文采用ADF 方法进行单位根检验，依据原京沪两地Deepen 、Growth 数列的图形，确定变量数列均含有常数项和时间趋势项，由SIC 准则确定滞后阶数均为1。
两对数列的ADF 检验结果如表2所示。
检验结果显示，给定显著性水平α=0.25，京沪两地的Deepen 和Growth 数列均不能拒绝原假设（H 0：变量数列含有单位根），因而可以认为是一个非平稳序列。
接着再分别对京沪两地Deepen 和Growth 的一阶差分数列进行ADF 单位根检验，结果如表3所示。
结果显示，京沪Deepen 和Growth 两对变量的一阶差分数列可以在给定显著性水平α下拒绝原假设，认为其一阶差分数列是平稳的。
因此，数列Deepen i 和Growth i 是一阶单整的。
（二）协整检验依前述分析，一阶单整数列Deepen i 和Growth i 满足协整检验的假设前提。
首先分别以Deepen i 为自变量、Growth i 为因变量对数据进行OLS 回归分析（见公式（1））Growth ti =β0+β1Deepen ti +μti （i =1或2）（1）得到：Growth t1=9.03+1.887Deepen t1+μ∧t1（2）（66.75）（7.571）R 2=0.78 D.W.=0.45Growth t2=6.69+6.579Deepen t2+μ∧t2（3）（10.57）（5.384）R 2=0.64 D.W.=0.88由于变量Deepen i 和Growth i 已取对数，系数可以表示弹性。
由公式（2）可知，北京地区金融发展指标增长1%会引起经济增长1.887%；由公式（3）可知，上海地区金融发展指标增长1%会引起经济增长6.579%。
京沪两年份北京上海Deepen 1Growth 1Deepen 2Growth 219900.09868.4360.34788.71719910.05498.6080.44568.84719920.02978.7690.45909.06519930.09198.9830.40299.2811994-0.06779.2280.47399.53319950.03459.3970.42739.74219960.01149.5610.46999.89219970.20379.7250.532410.02519980.27449.8560.533610.10719990.33989.9660.513210.18620000.706610.0510.419010.29820010.718610.1960.494510.38020020.806910.3230.608610.47220030.875510.4490.676510.57520040.806610.6120.617710.74420050.800610.7090.606010.85020060.834610.8150.584810.96320070.790910.9180.577211.103ADF Deepen 1Growth 1Deepen 2Growth 2t-Statistic -0.4854-1.05270.5705 1.2283Prob.0.87170.90760.82930.9363ADF Deepen 1Growth 1Deepen 2Growth 2t-Statistic -4.0696-4.1127-4.0575-3.4683Prob.0.00820.00060.00050.0858表1北京、上海区域金融与经济增长的实证数据表2ADF 水平值检验表3ADF 一阶差分值检验谢太峰、王子博：区域金融发展与区域经济增长———对北京、上海两地区域金融发展与区域经济增长关系进行比较地金融发展对其经济增长均有正向带动作用，而且上海地区金融发展对经济增长的影响力更大。
接着分别对公式（2）和公式（3）的残差数列进行ADF 单位根检验，由前述估计结果可得：μ∧t1＝Growth t1－9.03－1.887Deepen t1（4）μ∧t2＝Growth t2－6.69－6.579Deepen t2（5）对μ∧ti 数列进行单位根检验，选择不含常数项和时间趋势，并由SIC 准则确定滞后阶数为3，结果如表4所示。
检验结果显示，μ∧ti 数列在给定显著性水平α下拒绝原假设，认为不存在单位根，即μ∧ti 数列平稳。
综上，检验表明：两对Deepen 和Growth 变量数列之间均存在协整关系，协整向量分别为（1，-1.887）′和（1，-6.579）′。
（三）误差修正模型（ECM ）依前述，考虑到传统回归模型假设变量间“长期均衡”关系与实际经济数据依“非均衡过程”生成之间的不符，本文将采用自回归分布滞后法构造误差修正模型进行检验。
对Deepen i 和Growth i 进行均衡误差修正模型检验：Growth ti =β0+β1Deepen ti +β2ecm t-1，i +ξti（6）其中，ecm t-1，i =μ∧ti ，进行OLS 估计得到：Growth t1=2.95+1.66Deepen t1+0.69Growth t-1，1+1.31Deepen t －1，1（7）（116.03）（11.69）（4.76）R 2=0.93 D.W.=1.93F ＝90.09Growth t2=0.73-0.16Deepen t2+0.93Growth t-1，2+0.35Deepen t －1，2（8）（3.73）（-0.71）（32.11）（1.55）R 2=0.996 D.W.=0.98F=1192.19由公式（7）可见，北京地区金融发展对经济增长具有显著的促进作用，其弹性为1.66，即Deepen 每提高1%会引起经济增长1.66%，而且Deepen 1和Growth 1的滞后变量对经济增长也具有显著的正向影响，即上期金融发展指标增长1%引起本期经济增长1.31%，同时上期经济增长1%可以使本期经济增长0.69%。
依公式（8），上海地区金融发展与经济增长是负向关系，但必须注意到该单个参数（Deepen t2）的t 检验未能通过，故其系数-0.16不具有经济含义，而同时，方程其他参数t 检验均通过，方程整体显著性检测F 检验通过，方程拟和优度较好，公式（8）与公式（3）存在内在联系。