一、文献综述
经济增长是经济学发展过程中最为重要的一个问题。以斯密、李嘉图以及穆勒等为代表的古典经济家认为货币供给是具有充分弹性的，货币是经济运行过程中的“面纱”，即使短期也是不会影响到经济增长的。然而，1929年至1933年的全球大萧条彻底动摇了古典宏观经济学的统治地位。经历长时期的挣扎，凯恩斯推出了一本革命性巨著，即《通论》（Keynes，1936）。在《通论》中，凯恩斯对萨伊定律和货币中性理论发起了挑战。同时，宏观经济学也开始从需求的角度分析了经济增长的问题。此后，对金融与经济增长关系的研究便如雨后春笋般的出现。Schumpeter（1939）在从理论体系方面分析了金融对经济增长的促进作用。Gurley和Shaw（1955，1956）强调金融中介通过动员储蓄和提供信贷为投资提供所需资金，从而促进经济的发展。Mchinnon and Shaw（1973）根据发展中国家的金融体系，提出了“金融抑制论”，他们认为政府过多干预金融不利于经济发展，而放开利率管制和汇率管制有利于经济发展。Patrick（1966）研究了金融发展与经济增长之间的因果关系，同时将两者之间的关系分为“需求遵从”和“供给引导”两种类型，并且认为在经济增长的初期主要是供给引导起主要作用。在实证研究方面，Goldsmith（1969）构造了金融深化指标，即金融相关率（FIR，financial interrelation ratio），并对35个国家的数据进行了实证分析，得出了金融发展与经济增长是正相关的。在此之后，King和Levine（1993）通过实证分析得出在长期内金融发展水平与长期经济增长有显著正相关关系。
国内学者根据我国自身的经济状况，对金融发展与经济增长的关系也做了一些理论和实证方面的研究。谈儒勇（1999）从宏观整体上研究金融与经济增长间的关系，并基于1993到1998年中国季度数据对中国金融支持和经济增长进行相关分析，得出金融中介与经济增长之间存在显著正相关，而股票市场对经济增长的促进作用有限。武志（2010）在实证的基础上，提出了一种新的理论假设：虽然金融增长能够促进经济增长，但金融发展的内在本质却只能由经济增长所引致。也有学者基于中国各地区经济增长和金融结构的不同，开始研究地区层面金融与经济增长间的关系。如冉光和（2006）基于东部和西部省级数据，运用面板数据单位根和协整方法，得出了中国东部和西部省市的金融发展和经济增长具有明显的地区空间差异。此外，还有一些学者对金融发展与局部区域经济关系做了实证研究。如李杰（2012）运用动态计量经济学的方法，实证得出，海南省的金融发展对当地经济增长有一定的促进作用。
目前，研究金融发展与经济增长之间关系的文章集中在金融本身与经济增长的关系，分析过程中忽略了其他重要的因素（如劳动力和真实资本投入）。此外，近几年来重庆市的经济和金融都有较为快速的增长，且研究重庆金融发展与经济增长关系的文章不多。因此，以重庆地区为研究对象，运用经济计量模型，梳理清楚金融发展与经济发展的关系有一定的理论价值和实用价值。
二、模型构建和数据收集
1、模型构建
假设1：在C-D生产函数的基础上，技术进步中性，将资本要素分为实体资本Kr和金融资本Kf。
假设2：由于重庆市直辖以来，常住人口变动很小;且为了单独衡量金融资本形成以及与之相关的真实资本要素对产出增长的影响，我们假设人口对经济没有影响。所以，假设生产函数为：
Y=f（Kr，Kf） （1）
式中，Y代表经济总产出，Kr代表真实资本投入，Kf代表金融资本形成水平。
对Y=f（Kr，Kf）两边取全微分可得：
dY=（f/Kr）dKr+（f/Kf）dKf （2）
再对Kf=h（Kc，Ks，Ki）两边取全微分可得：
dKf=（Kf/Kc）dKc+（Kf/Ks）dKs+（Kf/Ki）dKi （3）
式中，Kc为间接融资资本;Ks为直接融资资本;Ki为保险规模。
将dKf带入上一个微分方程，可得：
dY=（f/Kr）dKr+（f/Kc）dKc+（f/Ks）dKs+（f/Ki）dKi （4）
将（f/Kr）、（f/Kc）、（f/Ki）、（f/Ks）视为不同的系数，最终可以建立以下模型：
dY=β0+β1dKr+β2dKc+β3dKs+β4dKi+μ（5）
式中，μ为随机扰动项。
2、数据收集与处理
本文采用重庆市1997年至2014年的数据（以1997年直辖后数据为样本）。对于实物资本存量的计算仍然采用Goldsmith于1950年开创的永续盘存法（Perpetual Inventory Method），其基本公式是：Kt=（1-σ）Kt-1+It。
其中，Kt为第t年的资本存量，It为第t年的固定资产投资，σ为原有资本存量的折旧率。由于缺失的年份较多，因此统一采用6%的折旧率。所有数据来自《重庆市统计年鉴》。 三、实证分析
1、单位根检验
由于选取的数据均为时间序列数据，直接进行回归分析可能会造成“伪回归”问题。而将时间数据进行自然对数转化，可以在不改变原数据协整关系的情况下，使趋势线性化，消除时间序列中异方差现象。因此，对时间序列数据对数转换并进行ADF单位根检验，检验结果见表1。
由表1可知，在5%和10%置信水平条件下，lnY、lnKr、lnKc、lnKs、lnKi均为非平稳时间序列;但是其一阶差分在5%或者10%的置信水平条件下都变成了平稳的时间序列。
2、协整检验
通过ADF单位根检验可知，所有样本时间序列一阶差分后都平稳了，即变量是同阶单整，满足协整检验的前提。下面采用EG（Engle-Granger）两步法进行协整检验，即通过对回归方程的残差进行单位根检验，来判断线性回归方程设定是否合理、稳定。如果残差序列是平稳的，说明回归方程的因变量和解释变量之间存在稳定的均衡关系。对估计得到的残差序列进行单位根检验，检验结果如表2所示。
由表2可知，残差序列在10%的置信度条件下是平稳的，可以认为各变量之间存在协整关系，即经济增长与各种资本变量之间有长期稳定的均衡关系。
3、误差修正模型估计
经济增长同各资本变量之间存在长期均衡关系，但如果从短期来看，可能会出现误差，对此可利用误差修正模型来对模型进行更加精确的估计。模型估计结果为：
△lnY=-0.09+1.08△lnKr-0.13△lnKc+0.02△lnKs+0.24△lnKi-0.47ecm
（-1.34） （3.07） （-0.62） （1.13） （2.25）
（-2.53）
由上述误差修正模型估计结果可知，真实资本的变动对经济增长的影响是非常显著的。Kc、Ks和Ki变动对经济增长影响不显著。并且由误差修正项的系数可以看出，当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以0.47的力度作方向调整，将非均衡状态恢复到均衡状态。
4、Granger因果关系检验
由上述可知，重庆市的经济增长与各金融变量之间存在着长期的协整关系，但是这种协整关系是否构成变量之间的相互因果关系，还需要进一步通过格兰杰因果关系检验进行分析。检验结果如表3所示。
由表3的检验结果可以得出以下结论：第一，从真实资本存量与经济增长关系上看，真实资本存量规模的增加对经济增长有促进作用，而经济增长对真实资本存量的影响不明显。第二，从直接融资和间接融资与经济增长关系上看，以信贷为代表的间接融资和以股票和债券为代表的直接融资对经济增长影响不显著，反而是经济增长对信贷和股票的发展有很大的推动作用。第三，从保险同经济增长关系上看，它们之间的相互影响都不明显。
5、动态关系分析
通过协整检验和误差修正模型，得到了经济增长同金融规模间的长期均衡和短期修正效应，可以再利用VAR模型和脉冲响应函数对他们的动态关系进行分析。在基于格兰杰因果检验的基础上，对直接融资资本KS和间接融资资本KC同经济增长间的动态关系进行动态关系分析。
（1）lnKS和lnKC分别同lnY之间的VAR模型估计。建立滞后两期的VAR模型，如下所示：
lnYt
lnKct=c1
c2+a11 a12
a21 a22lnYt-1
lnKct-1+b11 b12
b21 b22lnYt-2
lnKct-2+ε1，t
ε2，t（6）
lnYt
lnKst=c1
c2+a11 a12
a21 a22lnYt-1
lnKst-1+b11 b12
b21 b22lnYt-2
lnKst-2+ε1，t
ε2，t（7）
利用Eveiws对样本数据回归以后，可得到以下结果：
lnYt
lnKct=0.256
-0.955+1.194 0.248
0.681 0.768lnYt-1
lnKct-1+
-0.495 0.004
-0.095 -0.287lnYt-2
lnKct-2（8）
lnYt
lnKst=-0.250
-17.3+1.318 0.031
-1.35 0.109lnYt-1
lnKst-1+
-0.286 0.045
3.218 -0.217lnYt-2
lnKst-2（9）
从式（8）、式（9）回归的结果来看，滞后1期和滞后2期的直接融资资本和间接融资资本对经济增长的影响都是不显著的;相反，经济增长对直接与间接融资资本都更为明显。这与格兰杰因果检验的结果是一致的。
（2）对lnKS和lnKC分别同lnY间的脉冲响应函数进行分析。对样本数据进行运算后，结果如图1―4所示。
图1至图4均为广义脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数，纵轴代表lnKS和lnKC分别同lnY间的脉冲响应程度。
从图1和图2对比，发现lnY对lnKC脉冲的响应与lnKC对lnY脉冲的响应均滞后0.5期，到第3期后达到稳定状态，此后几乎保持这种平稳状态。说明间接融资资本能在一定程度上促进后期的经济增长;同时经济增长也能引起后期的信贷资本的增长。但是，从响应程度来看，经济增长对于以信贷为主的间接融资资本会更为显著，这也同前面格兰杰因果检验和VAR模型估计结果相一致。 图3表示lnKS对lnY实施冲击后，lnY的响应函数时间路径。lnY对lnKS冲击的响应几乎为零，说明直接融资资本对经济增长的影响不显著。
图4表示lnY对lnKS实施冲击后，lnKS的响应函数时间路径。从图中可以得出：lnKS对lnY冲击的响应在滞后2期后达到平稳状态，说明经济增长对直接融资资本规模的增长有较为显著的影响。
四、结论和建议
1、结论
实证结果表明：重庆地区经济增长与真实资本存量和各金融变量之间存在协整关系，即在长期内呈现均衡一致的关系。短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以一定的力度将非均衡状态拉回到均衡状态。从误差修正模型估计结果、Granger因果关系检验以及动态分析的结果来看，金融发展对经济增长的促进作用是很有限的;相反，经济的快速增长对金融的发展有较强的促进作用。
2、建议
实证验证结果与Patrick（1966）研究金融发展与经济增长之间因果关系的实证结果相同。这说明重庆经济过去十几年一直处于经济增长的初期阶段，即表现为经济增长促进金融发展的“供给引导”阶段。如果金融发展是供给导向型的，那么改革金融体制、提高金融效率将有助于经济增长。
因此，首先应该对金融体制进行改革。理顺政府与金融企业关系，推进金融主体的多元化发展;尊重金融主体的创新精神，探索金融制度创新模式。其次，应该加快利率市场化的步伐。价值规律是市场经济的基本经济规律，价格是最敏感、最有效的市场信息。信贷政策要逐步转化为市场调控为主，更多地采取利率工具的价格手段。这样才能提高信贷使用效率，合理配置信贷资源，增强间接融资对经济增长的促进作用。再次，针对重庆市直接融资资本对经济推动作用不显著问题，应支持国家推进注册制和上市公司退市制度。鼓励本地区大企业发债融资;政府要提高地方国债的使用效率，进而提高股票融资和债券融资对企业发展和经济增长促进作用。
