中国金融发展与经济增长关系的实证研究
【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。
金融发展与经济增长因果关系的实证研究
一
、
引 言
增 长 的关 系 ，认 为 金融 发 展 对 经 济 增 长 有 促 进 作 用 。冉 光 和 （０ ６）分 别 对 我 国东 西 部 进 行 了研 ２０ 究 ，发现 西部 地 区的金融 发展对 经 济增长具 有单 向
关于金融发展与经济增长二者之间关系的研究 在 近半个 世 纪 以来 得到 了 国内外众 多专 家 、学者 高 度关注 ，但到 目 前为止 ，还没有形成一个统一的为 人们广泛接受和认可的结论。Ｇ ｌｓ ｔ （９ ９ 开 ｏ ｉ ｈ １６ ） ｄｍ 创性地对金融发展与经济增长关 系进行 了实证方面 的研究 ，他运用３个 国家 １６ ～１６ 年间的有关数 ５ ８０ ９ ３
述 ，利ｇ２ ０ 年－２ ０ 的数据对我 国金 融发展 与经济增长的 因果关 系进行 了研 究，结果表 明在样本期间金融 １００ － ０９ ￣ ．
发展与经济增 长存在着单向 因果关 系，我 国的金融发展促进 了经 济增 长。
【 键 词】金 融发展 ；经济增长 ；单位根检验 ；格 兰杰 因 关 果检验 【 作者简介】姚燕 ，广东商学院助教 ，经济学硕 士，研究方向 ： 融市场与公 司金融。 金
１ ．金融业平稳健康发展。银行业保持健康平
稳 运 行 ，截 至２ ０ 年末 ，银 行 业 资 产 总额 为 ７ ． ０９ ８７ ７
济增 长之 间确实存在 正相关关 系 。此 外 ，Ａ ｏｏ ｄｌ ｆ
（０ １ ２０ ）使 用 时 间序 列 数据 和格 兰杰 因果 关 系检 验
万亿元 ，同比增长２． ％；商业银行不 良贷款率 ６５ ２ 为 １ ％，同比下降３ 个百分点 。证券期货经营机 ． ６ ． ８ 构的实力明显增强 ， 截至２０ 年末 ，我国证券公司 ０９ 的总资产达到２ ３ ． 万亿元 ，净资本为３３ ． 亿元。 ０ ８１ ２ ８ 保险业的整体实力也明显提高，截至２０ 年末 ，保 ０９
中国金融发展和经济增长关系的实证研究_谈儒勇
* 本文是我博士学位论文的一部分,感谢导师高鸿业教授的悉心指导。
文中的错误由本人负责。
中国金融发展和经济增长关系的实证研究*谈儒勇(南京大学国际商学院 210093) 内容提要:本文从实证上研究中国金融发展和经济增长之间的关系。
由于金融发展主要包括金融中介体发展和股票市场发展两部分,本文依次研究中国金融中介体发展和经济增长之间的实证关系、中国股票市场发展和经济增长之间的实证关系以及中国金融中介体发展和股票市场发展之间的实证关系。
本文的结论是,在中国金融中介体发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系,这意味着我国金融中介体的发展有可能促进经济增长,同时也意味着金融中介体的发展不能滞后于经济增长;在中国股票市场发展和经济增长之间有不显著的负相关关系,这意味着我国股票市场发展对经济增长的作用是极其有限的,即使有那么一点点,也是不利的;在中国金融中介体发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系,这意味着在现阶段的我国,股票市场的发展并不排斥金融中介体的发展。
本文使用的时间序列数据为1993)1998年有关中国金融发展和经济增长的季度数据。
我们之所以选取1993年为起点,有以下一些原因:(1)中国的股市成立时间不长,我们无从获取最初几年有关股票交易的月度数据,缺乏这几年股票市场指标的季度值;(2)我国对广义货币供应量(M 2)的统计口径在1992年前后发生变化,1993年以后的M 2与1992以前的M 2不可比;(3)我国对货币当局资产负债表和存款货币银行资产负债表的编制始自1993年。
我们之所以选取季度数据而非年度数据,是因为年度数据的样本量太小从而使回归失去意义。
在本文中,我们运用普通最小二乘法(OLS)来对中国金融发展和经济增长的关系进行线性回归,以检验在中国金融发展和经济增长之间是否有某种程度的线性关系。
如果没有的话,则我们可以作如下的判断,即金融发展对经济增长的作用是极其有限的。
相反,如果有的话,则我们不能作上述判断,同时我们也不能判断因果关系的方向)))在金融发展和经济增长中,哪个是因,哪个是果)))以及这种线性关系是否是由同时作用于金融发展和经济增长的各种冲击造成的。
我国金融中介发展与经济增长关系实证研究
检验结果均没有拒绝单位根的原假设. 因此可以认为 LD、 LB、 均是非平稳的时间序列， LG 具有时间趋势。而所有变 盘经过一阶差分之后均拒绝有单位根的假设， 表明差分变 量是平稳的， 可以认为这三个变盆均是一阶单整的， 即为
二、 中国金融中介发展与经济增长关系的实证研究 ( 一) 史1 的选取与数据来源 为了验证我国金融中介发展和经济增长的关系. 首先 就需要建立反映金融中介发展程度的指标。鉴于数据的可 获得性， 本文选取两个指标: 第一个指标是 DEPTH 指标。这是一个典型的金融深 度指标. 这一指标等于金融中介机构的流动性负债( 用广 义货币M3 或 MZ， 本文使用后者) 与GDP 的季度值之比， 记为 D. 但是， 流动性负债并不涉及金融中介的一个重要 功能— 资金配置功能， 而只是金融中介规模的衡量， 因 此， 流动性负值并不能准确地反映出经济体中金融服务的 功能。
存 双向 果 系 t 在 因 关 .因 ) 3
本文所有具体计算均通过 Ev ews . 1 软件完成. i 3 1. 单位根检验 思格尔(E g e 和格兰杰(Gr nger) 在 1987 年提出一 n l ) a 种新的计量经济检验方法— 协整检验。他们认为两个或 多个时间序列之间虽然是不平稳的， 但是变t 间线性组合 的离差是稳定的， 即线性组合可能是平稳的. 如果这样一 个平稳的线性组合存在， 说明非平稳的时间序列之间存在 协整关系. 其经济意义在于:变量之间虽然具有各 自的长 期波动规律， 但是它们之间存在着一个长期的稳定均衡的 比例关系. 在这里， 使用协整检验方法就是要考察金融中 介机构发展与我国经济增长之间是否存在这种长期均衡关 系，由于几乎所有表示绝对量指标的宏观经济变量都是非 平稳的， 具有时间趋势， 因此对变量进行协整分析之前， 首 先需要对变量的平稳性作检验， 只有变最在t 阶平稳(1(t) ) 的条件下， 才能进行协整分析。
我国金融发展与经济增长关系实证分析
我国金融发展与经济增长关系实证分析内容摘要:本文利用我国2000～2008年间的季度数据,运用计量经济方法对金融发展与经济增长之间的长、短期因果关系进行了深入研究,结果发现:我国金融发展在短期内是“需求跟随”型的,长期内是“供给导向”型的。
短期内应使金融发展跟上经济增长的步伐,满足其需求;立足长远,必须加快金融体制改革,加速金融发展,以推动经济长期持续增长。
关键词:金融发展经济增长因果检验研究金融发展与经济增长之间是否存在因果关系以及因果关系的方向对于像我国这样的转轨经济国家具有特别重要的政策涵义,其结果会影响到我国在制定经济政策时是要优先改革金融体制、发展金融以促进经济增长还是要将政策重心放在经济增长上面,以经济增长来带动金融发展。
本文通过对向量误差修正模型中误差修正项(ecmt)的t检验和Granger因果关系检验来考察两者之间的长、短期动态因果关系。
变量选取及数据说明本文根据研究需要,选取我国2000～2008年间的季度数据为样本(所有数据均作了对数处理和季节调整,以2000Q1为基期)。
具体说明如下:(一)经济增长指标本文选取以PERGDP表示的从业人员人均真实GDP作为衡量我国经济增长的指标,即PERGDP=实际GDP/从业人员数量,它表示既有的资源禀赋。
(二)金融发展指标金融深化指标:根据McKinnon(1973)的定义,本文采用广义货币供给量M2与GDP的比值M2/GDP衡量我国的金融深化程度。
银行部门发展指标:金融机构贷款余额占GDP的比重LOAN/GDP,它反映了金融体系对经济运行的支持程度,也可以表示我国金融中介的发展规模;金融机构存款余额占GDP的比重DEPO/GDP,它的上升反映了政府、企业与居民收入水平的提高和财富的增加。
股票市场发展指标:规模-资本化程度SIZE,等于上市公司股票总市值占GDP 的比重,反映了一国股票市场的规模;股市流动性指标—股市周转率TURNOVER,等于上市公司股票交易价值与股票总市值的比值,该指标也反映了股市的效率,较高的TURNOVER表示较低的交易成本。
我国金融发展与经济增长关系的实证分析
“ 金融 深化 ” 论 。 们认 为发展 中 国家在 经济发 展 的 理 他
过程 中 ， 在着 严 重 的“ 割经 济 ” 不 同的资 本市 场 存 分 ， 利率不 一致 ， 加之 资本 市场不发 达 ， 融工具 缺乏 ． 金 导
近年 来 ， 国内众多学 者对金 融发展 与经济增 长 的 关 系也进 行 了较 有影 响的研究 。 谈儒 勇 、 国强 、 宾 沈坤
得 出的结论是 ： 在生 产过 程 中， 人力 资本 与 Ｒ Ｄ水平 ＆ 越高 ， 国有 经济 投 资额 占总投 资额 比例 越大 。 投 非 则
资效率 越高 ， 而经济 增长越 快 。 总体 上讲 ， 者们 从 但 学 研究 该 问题 的基 本思想 是 ： 融变量对 经济增 长产生 金
作 用 的主要 渠道 是 投 资资 源 的有效 使 用及 其生 产效
我 国金 融发 展 与经 济增 长 关 实证 分 析 系的
何江， 李金 昊
摘 要 ： 帕加 诺 模 型 为 理 论 基 础 ， 以 以我 国 １ ８ —２ ０ ９ ０ ０ ７年 数 据 为处 理 对 象 ， 于协 整 理论 等 时 间序 列处 理技 术 ， ４变量 基 在
系统 内对 中国数 据 的 实证 分析 结 果 表 明 ： 融 相 关 比 率 （ 金 金融 机 构 各 项 贷款 总 额 与 名 义 Ｇ ＤＰ的 比值 ） 非 国有 经 济投 资 、 比重、 直接 融 资 比 重及 Ｇ ＤＰ之 间存在 长期 协 整 关 系。从 长期 看 ． 国有 经 济投 资 比 重对 Ｇ 非 ＤＰ的 影 响 力度 最 大 ， 国有 非
型， 以传 统 的金融深 化指 标 Ｍ２Ｇ Ｐ或真 实利率 为解 ／Ｄ
释变量 ， 对经 济现实 做出 了较好 的解 释 。 是 ， 币化 但 货
我国金融发展与经济增长关系的实证分析
果是这样 的话 ， 就必须要求时间序列是平稳的 ， 否则
就会产生伪回归的问题 ， 而在我们这个数据 当中， 分 析的变量 的时间序列带有明显的变化趋势 ， 不满足 平稳这个条件 ， 因此就不 能简单的 回归方程解决问 题， 必须 进行 协整 检验 。
于金融 发展 与 经 济 增 长 的研 究 成 果 。最 后 ， 国 内 对
直 保持 着 高速 的增 长 ， 年平 均 增 长 率 为 ９４ ， ． ％ 而
与此 同时 ， 融 深 化 的程 度 也在 不 断 的上 升， 金 如 Ｍ２ Ｇ Ｐ指标 从 １ ９ ／Ｄ ９ ０年 的 ８ ． ５ ２ ４ ％上 升 到 ２ ０ ０ ８年 的 １ ７ ９ ％ ， 么 经济增 长 与金 融 深 化 之 问 的关 系 ５ ．８ 那
务 于经 济增 长 。
关系的研究文献 ， 并对有关研究进行 了评述。主要
内容包 括 金融 发 展 与 经 济 增 长 的 关 系 ， 融结 构 主 金 义 和金融 抑制 主 义 的主要 观 点 的产生 、 发展 （ 变路 演 径） 和研究 现状 。何 风 隽 ［ （０ ５ 就 金 融发 展 与 经 ３ ２０ ） ］ 济增 长之 间 的关 系理 论及 实证 研究 方 法 的争议 进行
系 ， 出两个 主 要结论 ： 是安 徽省 金融 发展 是经 济 得 一 增 长 的格 兰 杰原 因 ， 单 方 向的 ， 是 即金融 发展 推动 了
１ 文 献 综 述
经 济学 家学 者对 金 融发 展 与经济 增 长关 系的研 究 已经很 有 历史 。许 多 学者 就 曾专 门做过 金融增 长
金 融 的适 度发 展是 实 现新疆 经济 最优 增 长 的必 要条 件 。陈敏 ， 勇 ， 小 庆 【 （０６ 以 国 内外 学 者 的 杜 李 ７ ２０ ） 】
中国金融发展与经济增长关系的实证研究：基于2000-2010的经验数据
Ｄ （ｅ ｔ ｎ １ ９ ：ｅ ｉ ｅ １ ９ ） Ｍ ｒ ｏ ， ９ ５ Ｌ Ｖ ｎ ， ９ ７ ，在 内生增长框 架下 ，引入贷款 存在 双 向因果关 系在长 期 ，金融 中介 发展和 股市 发展都 是Ｇ Ｐ
融 抑 制 论 （ｃ ｉ ｎ ｎ １ ７ ８ ａ ｓ １ ７ ） 金 融 抑 制 论 建 立 场对经 济增长 的作用 并不 明显 。康 继军等 （０ ５ 使 用基于误差 Ｍ ｋ ｎ ｏ ， ９ ３：ｈ ｗ ， ９ ３ ， ２０ ）
在 金 融发 展 能够 促进 经 济增 长 的假 设 命题 之 上 ， 强 调价 格 修正模 型 （Ｅ Ｍ 的格兰杰 因果关系检验法 ，结果表 明在短期在 ＶＣ ）
复旦 大学 林 晓君
， ． 一
、问题的提出及文献回顾
展 与经济增长 的因果关系 。结果认为促进 我 国金 融发展的关键
关 于 金 融 发 展 与 经 济 增 长 关 系 ， 西 方 学 者 已 经 进 行 的 大 是提 高我 国金融 中介效 率 。但 同时用 １ ９ — ９ ９ 中国的３ 个 ９ ６ １９ 年 Ｏ
Ｌ ｖ ｎ ａ ｄ ｅ ｖ ｓ （９ ８ 。 （） 于某 一个 国家或 地区的时 ｅ ｉ ｅ ｎ Ｚ ｒ ｏ １ ９ ） ２ 基
总的来 说，利用 中 国省份 数据作 的截 面分析 或面板 分析 ，
问 序 列 数 据 ，运 用 单 位 根 检 验 、协 整 检 验 、格 兰 杰 冈 果 关 系 检 并没 有就 我 国金 融发 展与 经 济增 长 的关系 给 出 明确一 致 的结
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&2010.72010年第7期改革与战略NO.7,2010第26卷（总第203期）REFORMATION &STRATEGY（Cumulatively,NO.203）一、引言金融发展指金融体系的规模或效率得到提高，金融发展理论研究的是金融体系是否具有促进实体经济增长的功能。
在影响经济增长的诸多因素中，金融发展一直是国内外研究学者所关注的焦点，然而各种关于金融发展与经济增长关系的理论之间存在着较大的分歧。
一种观点认为，金融中介在促进科技创新和经济增长方面是非常重要的。
如新古典增长理论（Goldsmith ，1969）认为，金融发展与投资有效性之间存在很强的正相关关系，强调金融自由化在增加储蓄和投资方面起着重要作用（McKinnon ，1973；Shaw ，1973）。
新经济增长理论认为，通过有效的资本配置可以提高投资有效性，金融机构的产生与成长促进了经济增长[参见Roubini 和Sala-I-Martin （1992），Levine （1997）等人的研究]。
而与之对立的观点则认为，是经济增长导致金融发展，金融发展对经济增长并不重要。
例如，以Lucas （1988）为代表的一些经济学家认为，以往的经济学家们过分强调了金融因素在经济增长中的作用，认为经济发展会创造对金融服务的需求，从而导致金融部门的发展，是经济增长带动金融发展而不是金融发展促进经济增长。
在这些理论研究基础上许多学者从实证的角度考察了金融发展与经济增长之间的关系。
相当多的研究结果证实了金融发展对经济增长的积极影响（Gold-smith ，1969；King 和Levine ，1993；Odedokun ，1996；Levine ，1997），但是De Gregorio 和Guidotti （1995）等一些学者的研究结果显示了金融发展对拉美经济的负面影响。
自从King 和Levine （1993）对80个国家的跨国研究证实了各国金融发展与经济增长之间存在正相关关系以来，对金融发展与经济增长关系的争论不是减少了，而是增多了。
连Levine（2003）本人也认为难以对现实世界中金融发展必定促进经济增长下定论，他对“金融体系较发达的国家，其增长速度也较快”等一系列实证研究结论“持相当程度的怀疑态度”。
学者们和政策制定者们非常关注金融发展和经济增长关系的研究，试图制定出相应的金融改革政策以更好地推动经济增长。
谈儒勇（1999）、韩廷春（2001等人使用OLS 等线性回归方法来研究金融发展与经济增长之间的关系；赵振全等（2004），康继军等（2005）和范学俊（2006）等人采用协整模型和误差修正模型来处理非平稳时间序列数据，运用Granger 因果检验对金融发展与经济增长的关系进行研究，从而有效地解决了伪回归问题。
这些研究采用单纯的时间序列数据，较早的研究多采用1978年以来的年度数据，由于样本数较少，单位根和协整检验缺乏可靠性，难以得到稳健的结论。
沈坤荣、张成（2004）运用DPD 方法研究金融发展与中国金融发展与经济增长关系的实证研究杨连刚，王树锋（黑龙江八一农垦大学经济管理学院，黑龙江大庆163319）[摘要]文章对金融发展与经济增长之间的关系进行了实证检验，检验结果表明金融发展与经济增长之间存在显著的正向关系，金融发展促进了经济增长。
这就需要对金融政策改革以更好的推动经济增长。
[关键词]金融发展；经济增长；实证研究[中图分类号]F830[文献标识码]A[文章编号]1002-736X(2010)07-0096-03Study on the Relations Between Financial Development and Economic GrowthYang Liangang,Wang Shufeng(Economic and Management College,Heilongjiang Bayi Agricultural University,Daqing,Heilongjiang 163319)Abstract:The relation between financial development and economic growth is empirically studied,it is indicated the financial development and economic growth have significant positive relationships,financial development promotes economic growth.It is required that the reform on financial policies to promote economic growth.Key words:finance development;economic growth;empirical research[作者简介]杨连刚（1966-），男，天津蓟县人，八一农垦大学经济管理学院讲师，会计学研究生，研究方向：审计学、会计学；王树锋（1963-），男，黑龙江大庆人，八一农垦大学经济管理学院教授，硕导，研究方向：税收与审计。
96REFORMATION &STRATEGY 2010.7经济增长的关系，结果发现不明显，并推断内生金融深化理论中这二者之间的传导机制不完善。
本文采用面板数据对金融发展与经济增长关系进行深入研究。
二、金融发展影响经济增长的机制从外生金融理论和内生金融理论的不同角度上，金融发展促进经济增长的途径各不相同。
内生金融理论强调的是金融自身的功能对于经济增长的微观机制研究而外生金融理论则是从政府的金融制度以及金融调控等宏观方面研究金融促进经济增长的机制。
金融发展通过金融功能作用于经济的增长，配置资源，管理风险，监督公司治理，聚集储蓄以及便利交易。
金融通过金融体系的功能最终促进“资本积累”和“技术创新”，实现对经济增长的推动作用。
1．配置资源功能与经济增长。
良好的金融系统能够把资金从地效率的投资导向高效率的投资，优化资源配置，促进经济增长。
金融发展能够产生供给引致的效应，通过促使存量资本所有权及其构成的变化以及资本向高生产用途的转移来提高经济效率，推动经济增长。
另外金融中介信息收集可以提高资金分配效率，通过投资组合规避总体风险，因此资金通过金融中介分配更有效率，资金的高回报将导致高增长。
2．管理风险功能与经济增长。
从股票市场形成的角度，当投资者在选择了是投资流动但低回报项目还是非流动高回报项目后，一小部分投资者会遇到不确定性冲击，这种风险刺激了投资者向流动性强、回报低的项目投资。
除了股票市场，金融中介也能提高流动性，减少流动性风险。
通过提供流动储蓄和选择适当的流动和非流动投资组合，银行也能减少流动性风险，向高回报项目投资，促进经济增长。
3．监督公司治理功能与经济增长。
一般认为，富有远见的银行能使企业集中于长期的投资决策，同时银行能提供足够的资本帮助企业应付流动性需要，避免陷入流动性危机，当管理层经营不善时，银行干涉可以代替昂贵的、富有争议的接管行为。
金融发展更加有利于企业数目的增加而非平均规模的扩大，这意味着金融发展影响经济增长的渠道之一是促进企业家精神。
同时，金融发展使得对小企业的资金约束减轻，从而促进了大量技术创新型小企业的发展。
4．聚集储蓄功能与经济增长。
金融中介创造的货币供给额和借贷总额能够加速借贷双方的交易，从而促进实体经济迅速增长。
增强经济单位内源融资能力是经济健康发展的基本条件；外源融资作为内源融资的补充，其作用不只是限于解决资本不足问题，也是增强经济单位的手段之一。
在依据效率原则的前提下，扩大外援融资对扩大社会产出具有积极的作用。
三、金融发展影响经济增长的实证研究（一）实证模型假设：经济分为两部门，金融部门（F ）以及非金融部门（R ）；由金融发展水平度量的金融部门的产出对非金融部门的产出产生外部影响；劳动力和资本在两个部门中仍然是传统的两大投入要素；两个部门的产出函数是不同的，每一投入的相对边际产出也是不同的。
两部门的生产函数为：Y F =f （L F ,K F ）（1）Y R =g （L R ,K R ,Y F ）（2）由于只有两个部门，所以全国劳动投入（L ）、资本投入（K ）和总产出（Y ）分解为：Y =Y F +Y R （3）L =L F +L R （4）K =K F +K R（5）其中，Y F 为金融部门的产出；Y R 为非金融部门的产出；式（2）的解释变量中引入了金融部门的产出Y F ，表示非金融部门的产出受到金融部门产出的外部影响；L F ,K F ,L R,K R 分别代表金融部门、非金融部门的劳动投入和资本存量；Y 为总产出或者实际GDP 。
对（5）式求全微分，得到：（6）推导过程详见康继军、傅蕴英（2009），参照Odedokun （1996）等人的做法使用常参数法，g （.）表示增长率，最终结果如下：（7）（二）数据来源及处理金融方面的数据来源于《中国金融统计年鉴》各年数据，GDP 数据、劳动力数据、资本数据来源于《中国统计年鉴》各年数据，样本统计期间为1978-2008年。
其中，使用实际GDP 的年增长率来度量经济增长，用GDP 缩减因子（GDP Deflator ，2000=100）根据名义GDP 计算实际GDP ，并计算出实际GDP 年增长率g （Y ）。
劳动力的增长用人口的增长率来衡量，人口的增长率用人口规模（Population ）的年增长率计算。
投资—产出比率（I /Y ）用总的名义固定资本形成加上名义存货的增加（或减少），然后再除以名义GDP 。
在度量金融发展或金融深化水平的指标中，流动负债与GDP 的比率是一个被广泛应用的度量金融发展的主要指标，由于我们并不能获得流动负债的数据，所以在本文中，按照King 和Levine （1993），Odedokun （1996）等研究的做法，采用货币加准货币（Money Plus Quasi-Money ）来衡量金融发展水平(YF)。
金融发展的增长[g （YF ）]用货币加准货币的年增长率来计算。
（三）单位根检验、协整检验和误差修正模型本文用单位根检验方法对金融发展与经济增长关系的数据进行平稳97REFORMATION &STRATEGY 2010.7性检验，检验结果见表-1。
表-1金融发展与经济增长关系单位根检验结果注：本文使用年度数据，各检验的滞后阶均为lag=4。
从表-1的检验结果可知，对于经济增长与金融发展关系的4个变量，检验均不能拒绝有单位根的零假设（5%显著性水平下）。
本文采用Kao （1999）的5个统计量来检验金融发展与经济增长的协整关系，检验结果见表-2。