陳月生

一、文獻回顧

金融是經(jīng)濟資源配置的核心，在經(jīng)濟發(fā)展中，金融作為交易媒介有動員儲蓄、配置金融資源、分散風(fēng)險的作用，對經(jīng)濟增長有著重要影響。關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系國內(nèi)外學(xué)者有以下論述：

（一）關(guān)于金融的發(fā)展促進經(jīng)濟增長

Schumpeter（1912）提出“金融促進理論”，認為功能良好的銀行可以通過為有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)提供融資幫助來加速技術(shù)創(chuàng)新和提高生產(chǎn)力，進而促進經(jīng)濟增長［1］。Shaw（1973）提出了“金融深化論”，就是金融資產(chǎn)累積速度要快于非金融 資 產(chǎn)［2］。 Christophe Rault，Guglielmo Maria Caporale等采用了面板數(shù)據(jù)方法分析了1994到2007年間十個歐盟成員國的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長相關(guān)的具體數(shù)據(jù)，分析顯示，對于金融發(fā)達的國家，金融發(fā)展能夠加速該國的經(jīng)濟增長，而相反地，金融不發(fā)達的國家，金融市場對經(jīng)濟增長的貢獻是有限度的［3］。Hassan，Yu和Sanchez按國家收入的等級分類，實證表明，在收入水平較低的發(fā)展中國家，金融發(fā)展高效推動了經(jīng)濟的發(fā)展［4］。

路磊通過研究金融資產(chǎn)和國民生產(chǎn)總值之間的相關(guān)關(guān)系，認為二者規(guī)模的增長在時間維度上能呈現(xiàn)平行上升的趨勢，且二者表現(xiàn)出正相關(guān)［5］。談儒勇認為我國金融中介體系的發(fā)展能夠在一定程度上促進國內(nèi)實體經(jīng)濟的增長［6］。韓廷春通過建立關(guān)聯(lián)二者的經(jīng)濟計量模型進行探究，探究結(jié)果表明影響經(jīng)濟增長最關(guān)鍵的因素是制度創(chuàng)新與科技進步，而金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用具有強局限性［7］。鄭長德使用格蘭杰因果方法并且基于地區(qū)層面進行了實證分析，研究表明在中國東部區(qū)域，金融發(fā)展推進了經(jīng)濟的增長，而在中國西部區(qū)域，金融發(fā)展反而阻礙了經(jīng)濟增長［8］。趙振全和薛豐慧研究得到國內(nèi)信貸市場的完善對經(jīng)濟發(fā)展具有一定的正向作用關(guān)系［9］。

（二）關(guān)于經(jīng)濟增長推動金融發(fā)展

現(xiàn)代制度學(xué)派經(jīng)濟學(xué)家認為經(jīng)濟的增長帶來金融機構(gòu)的發(fā)展變化，促進金融市場的建立。Patrick是最早詮釋金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著因果聯(lián)系的人，提出了金融發(fā)展附屬于經(jīng)濟增長的觀點。［10］齊福全分析了北京市金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展帶動了經(jīng)濟增長［11］。

（三）關(guān)于金融發(fā)展和經(jīng)濟增長互相影響

理論分析既表明金融發(fā)展導(dǎo)致經(jīng)濟增長，又表明經(jīng)濟增長引起金融發(fā)展。創(chuàng)立了“金融結(jié)構(gòu)論”，認為大部分國家的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在同步前行的關(guān)系［12］。Greenwood和Jovanovic研究得到，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的作用過程存在“門檻效應(yīng)”，即要求金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長是有條件的，必須確保經(jīng)濟發(fā)展的程度超過一定水平，反之亦然［13］。曹嘯、吳軍采用格蘭杰因果檢驗法對金融中介發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系進行補充檢驗，結(jié)果顯示金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的重要原因［14］。武志提出了一種新的理論假說，即雖然金融增長能夠促進經(jīng)濟增長，但金融發(fā)展的內(nèi)在質(zhì)卻只能由經(jīng)濟增長所引致［15］。段進、郭冬冬、朱靜平通過對長株潭地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果表明在一定程度上金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有相互促進的作用［16］。覃杰、張定洪以人均GDP和金融相關(guān)比率為指標(biāo)，對南充市金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(guān)系作了實證研究，發(fā)現(xiàn)南充市的經(jīng)濟增長促進了金融發(fā)展［17］。

（四）關(guān)于區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系

劉靜靜、蔣濤研究表明區(qū)域金融與區(qū)域經(jīng)濟之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，但各地區(qū)的金融要素對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻度不同，金融結(jié)構(gòu)對各區(qū)域的經(jīng)濟增長具有顯著的推動作用，金融效率對促進各區(qū)域的經(jīng)濟增長并沒有顯著的作用［18］。耿良研究結(jié)果表明，我國區(qū)域金融和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在著區(qū)域集聚性與聯(lián)動性，區(qū)域金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長有著顯著的影響，縮小金融發(fā)展差距有利于減小地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距［19］。熊學(xué)萍、譚霖（2016）認為從整體來看，東、中、西部金融發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的不平衡；從各?。ㄊ校﹣砜矗浣鹑诎l(fā)展水平亦呈現(xiàn)出不平衡的特點，這一特征在西部表現(xiàn)尤為明顯［20］。

綜上所述，從目前對金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究情況來說，外國研究者多數(shù)是從金融結(jié)構(gòu)理論方面對其展開研究，給后繼研究者提供借鑒，而我國的學(xué)者在結(jié)合中國具體情況與國外學(xué)者的研究基礎(chǔ)上進行深入研究。盡管對于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間是否存在正面或者負面作用，學(xué)術(shù)界還未形成一個統(tǒng)一的意見，但是隨著金融市場的不斷發(fā)展和完善，金融發(fā)展是經(jīng)濟增長過程中核心的要素以及對經(jīng)濟增長有著重要的影響是學(xué)術(shù)界達成的共識。我國正處于改革轉(zhuǎn)型時期，經(jīng)濟增長呈現(xiàn)新常態(tài)，不追求經(jīng)濟發(fā)展速度，但注重經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提高。隨著我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整、產(chǎn)業(yè)技術(shù)也必須升級，研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用對當(dāng)下的中國是具有現(xiàn)實指導(dǎo)意義和必要的。本文以相關(guān)研究為基礎(chǔ)，通過建立面板數(shù)據(jù)，采用東部地區(qū)9省市2007—2016年的數(shù)據(jù)，加入資本投入與勞動投入兩個不可少的變量，運用Eviews8.0統(tǒng)計分析、計量檢驗等方法，對金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證分析，深入剖析東部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，并提出相關(guān)建議。

二、我國東部九省市金融發(fā)展及經(jīng)濟增長情況

通常我們用來衡量金融發(fā)展水平主要以金融發(fā)展規(guī)模（存款占GDP的比例）來度量金融發(fā)展。因為在我國金融體系中銀行處于絕對主體位置，加上信貸資產(chǎn)是中國銀行體系資產(chǎn)的重要組成部分。因此本文選取LOAN（貸款余額），GDP（國內(nèi)生產(chǎn)總值）為指標(biāo)，根據(jù)公式fina=LOAN/GDP（LOAN的計算來了解金融發(fā)展?fàn)顩r。本文選取東部九個省市，它們是北京市、遼寧省、河北省、天津市、山東省、上海市、浙江省、江蘇省、福建省，用他們2007—2016年的經(jīng)濟指標(biāo)，通過計算分析東部9省市十年的金融發(fā)展?fàn)顩r，如表1所示。

表1 2007-2016年我國東部九個省市金融發(fā)展與經(jīng)濟增長情況

從表1數(shù)據(jù)可以看出，2007—2016年十年間，我國東部九個省市金融增長迅速，其中金融發(fā)展水平由101.56%增長到136.84%，各項貸款余額從144781.6933億元增長到549444.08億元。GDP增長從138522.87億元增長到401521.60億元。由此可以看出，金融發(fā)展帶動了經(jīng)濟增長。

圖1 東部九省市2007—2016年金融發(fā)展均值和平均增長速度

如圖1所示，雖然從整體來看，金融產(chǎn)業(yè)呈上升的趨勢發(fā)展，但不同的省市的增長幅度也有很大的差距。從東部九個省市的金融發(fā)展水平均值來看，金融發(fā)展水平平均值最高的三個省分別是北京市（2.0376）、上海市（1.7170）浙江省（1.2871），均值最低的三個省市分別為河北省（0.7143）、遼寧?。?.7328）、山東省（0.7679）；從各省市的增長速度來看，東部地區(qū)金融發(fā)展水平2007—2016年年均增長速度最快的三個省市分別為遼寧省（12.526%）、浙江?。?.353%）、河北省（4.943%）。

上述分析可得，從總體上看，高經(jīng)濟增長伴隨著較高水平的金融發(fā)展，但東部各省市的金融發(fā)展水平及其增長速度差距懸殊，將這種不平衡與經(jīng)濟增長聯(lián)系起來，則可以發(fā)現(xiàn)：在研究的樣本期間，經(jīng)濟增長的動力主要是來自銀行體系的間接金融，經(jīng)濟越發(fā)達的區(qū)域，擁有的金融資源就越豐富，但對貸款的需求很小，金融資源進一步飽和；經(jīng)濟落后的區(qū)域則相反。

三、實證分析

本文首先建立省際面板數(shù)據(jù)模型，對變量數(shù)據(jù)進行相關(guān)的處理后，對各省市經(jīng)濟和金融發(fā)展的現(xiàn)狀和差距進行統(tǒng)計性描述；其次，對模型進行估計和修正，以檢驗我國東部九個省市金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，并對基本估計結(jié)果進行分析。

（一）模型、變量和數(shù)據(jù)

1.模型的建立

上式中，lnGDPit為地區(qū)經(jīng)濟增長指標(biāo)，Kit代表各地區(qū)實際固定資產(chǎn)投資，Lit代表各地區(qū)實際就業(yè)人數(shù)，finait為各地區(qū)金融發(fā)展水平指標(biāo)，Zit代表其他控制變量，εit代表隨機誤差項，下標(biāo)i=1，2，3，4，5…9，代表東部9省市，t=2007，2008…2016年樣本期間。

2.變量指標(biāo)選擇

地區(qū)經(jīng)濟增長指標(biāo)用實際GDP（以2007年為基準(zhǔn)）的取對數(shù)值來衡量經(jīng)濟增長。不選名義GDP，是因為名義GDP是指運用當(dāng)期市場價格計算的最終產(chǎn)品的市場價格，會受到通貨膨脹的影響。為了能夠精確地反映產(chǎn)出的實際變動，還需要消除價格變動的影響，即得到實際GDP，它能很好地反映我國各省市的經(jīng)濟增長及經(jīng)濟增長的績效。

各地區(qū)實際固定資產(chǎn)投資，根據(jù)國內(nèi)外許多研究文獻均已表明，“投資”這個要素在推動各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的進程中展現(xiàn)出了某些特定的規(guī)律，因此在模型設(shè)定時應(yīng)該加以考慮此變量。

各地區(qū)實際就業(yè)人數(shù)的選定，一個國家或地區(qū)經(jīng)濟總產(chǎn)出的主要影響因素包括資本和勞動力，而就業(yè)人數(shù)是界定勞動力數(shù)量的最佳指標(biāo)，故本文引入各省市實際就業(yè)人數(shù)這一變量，用它作為勞動力對經(jīng)濟影響的控制因素。

地區(qū)金融發(fā)展水平指標(biāo)采用各省的貸款總量占全國GDP的比值作為該省金融發(fā)展程度的指標(biāo)，即金融發(fā)展水平=區(qū)域年度貸款總額/當(dāng)年地區(qū)GDP（finait=LOAN/GDP）作為主要的解釋變量，我們認為該指標(biāo)可以較真實和全面地衡量區(qū)域的金融發(fā)展水平。本文采用2007年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減，作為表示此年度各省市投資水平的間接指標(biāo)。

其他控制變量，具體包括反映地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變量fiscal，open，city和反映地區(qū)教育發(fā)展?fàn)顩r的變量edu。fiscal為財政支出占GDP的比例；open為對外開放水平，計算指標(biāo)為進出口總額在GDP中的占比；city為城市化率，計算指標(biāo)為城鎮(zhèn)人數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比例；edu為各地區(qū)人均受教育水平，接受過小學(xué)教育、初中、高中（中專）和大學(xué)（大專）以上的人分別按人均受教育年數(shù)6年、9年、12年以及16年計算，計算公式為（式中Ai為學(xué)歷類別對應(yīng)的受教育年數(shù)，Bi為擁有該學(xué)歷的人數(shù)。

3.數(shù)據(jù)描述

各變量的統(tǒng)計性描述如表2所示。由表2可知，衡量金融發(fā)展的指標(biāo)fina的均值為1.4188，最大值為2.3672，最小值為0.2872，二者的差距和變量的統(tǒng)計性描述均表明了樣本期間金融發(fā)展的差異懸殊。

（二）模型的估計結(jié)果及分析

1.模型的檢驗與選定

（1）模型設(shè)定檢驗。由于各個省市的金融發(fā)展與它對經(jīng)濟增長的作用效果存在一定程度的差異。因此，具體應(yīng)該使用哪種面板數(shù)據(jù)模型，需要對模型進行設(shè)定檢驗。面板數(shù)據(jù)模型根據(jù)系數(shù)項和截距項的不同，分成混合效應(yīng)模型、變截距模型和變系數(shù)模型，其中將后兩種模型又細分為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。為了減少模型的設(shè)定偏差，增強參數(shù)估計的有效性，利用協(xié)方差分析檢驗本文設(shè)立的面板模型類型，構(gòu)造F統(tǒng)計量如下：

其中，SSEr、SSEu分別為混合效應(yīng)模型、變截距模型和的殘差平方和，T表示樣本時期數(shù)，K為解釋變量的個數(shù)，N表示個體的數(shù)量。在既定的顯著性水平下，如果F檢驗拒絕原假設(shè)，則選擇變截距模型，反之即采用混合效應(yīng)模型。利用豪斯曼（Hausman）檢驗，如果拒絕原假設(shè)，則選擇固定效應(yīng)模型，反之選用隨機效用模型。本文運用Eviews8.0統(tǒng)計軟件，對面板數(shù)據(jù)模型分別進行F檢驗和Hausman檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

表3 F檢驗和Hausman檢驗結(jié)果

由表3可知，所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型對應(yīng)的F檢驗在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即拒絕采用混合模型，說明選擇變截距面板數(shù)據(jù)模型更合適。在Hausman檢驗中，面板數(shù)據(jù)模型對應(yīng)的x2在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即拒絕采用隨機效應(yīng)模型，說明采用固定效應(yīng)模型效果更佳。

（2）組內(nèi)自相關(guān)檢驗。面板模型序列一旦存在自相關(guān)問題，模型回歸估計值的有效性將不成立，同時也會導(dǎo)致模型系數(shù)的不顯著等問題。本文采取杜賓-沃特森檢驗法（Durbin-Watson Stat）對面板模型序列的自相關(guān)進行檢驗。檢驗結(jié)果顯示，DW的值為0.618。對照DW檢驗臨界值分布表可得，該模型存在一定程度的一階正自相關(guān)。

（3）組間異方差檢驗。面板模型如果存在異方差，同樣可能導(dǎo)致模型系數(shù)的不顯著或模型預(yù)測的失誤。本文采用修正的Wald檢驗來判斷面板模型是否存在組間異方差。在假設(shè)該模型是基于規(guī)模報酬不變的假設(shè)的前提下，對該模型施以C(2)+C(3)=1的條件檢驗。檢驗結(jié)果顯示，Chi-square（1）=62.234，Prob＞chi-square（1）=0.0000，即模型在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明面板模型存在組間異方差，則該模型應(yīng)該拒絕規(guī)模報酬不變的前提假設(shè)。

2.實驗結(jié)果分析

利用東部九省市2007—2016年的面板數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)模型，由于上述模型是在存在組間異方差和一階正自相關(guān)的前提下實現(xiàn)的，而Beck和Katz（1995）引入的面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差PCSE（Panel Corrected Standard Errors）估計方法可以有效地處理復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)。因此，我們在采用最小二乘法進行估計的基礎(chǔ)上，進一步應(yīng)用PCSE方法對模型進行優(yōu)化，以達到處理復(fù)雜的面板誤差結(jié)構(gòu)的效果?；貧w估計結(jié)果如表4所示，經(jīng)過調(diào)整的R2值為0.996575，說明模型的整體擬合效果較好。

從表4的模型回歸結(jié)果可知，模型的解釋變量金融發(fā)展水平（Fina）、實際固定資產(chǎn)投資（lnK）、實際就業(yè)人口數(shù)（lnL）、財政支出占GDP的比例（Fiscal）、對外開放程度（Open）、教育發(fā)展水平（Edu）和城鎮(zhèn)化水平（City）的系數(shù)來看，變量回歸系數(shù)的統(tǒng)計量t值及其相伴概率P值均通過了1%的顯著性水平檢驗。

表4 東部九個省市金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

如表4顯示，實際固定資產(chǎn)投入（lnK）實際就業(yè)人數(shù)（lnL）的檢驗結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著為正值，表明資本與勞動的投入均會促進經(jīng)濟增長，這是因為其他要素的投入均附屬與資本與勞動的投入，只要有資本與勞動這兩種生產(chǎn)要素，就可以進行一系列的生產(chǎn)活動。但結(jié)果顯示勞動力的投入引起的經(jīng)濟增長效率要大于固定資產(chǎn)投資所引起的效率，這可能來自兩方面的原因：一是固定資產(chǎn)投資本身存在一定的乘數(shù)效應(yīng)；二是資本也存在邊際效率遞減的效應(yīng)。

財政支出占GDP的比重（fiscal）對經(jīng)濟增長效果顯著，即表明了財政支出占GDP的比例的增加促進了經(jīng)濟增長，這與以往一些學(xué)者的研究結(jié)論有所不同。結(jié)合我國東部九個省市的實際情況以及2007年至2016年以來我國國內(nèi)的經(jīng)濟水平綜合考慮，財政支出的合理增加能夠使財政政策職能有更好的發(fā)揮，且相應(yīng)地加速經(jīng)濟增長的水平和速度。

對外開放程度（open）、城鎮(zhèn)化程度（city）和人均受教育程度（edu）在1%的顯著性水平下均顯著為正，說明對外開放、城鎮(zhèn)化和教育發(fā)展的程度的深化都將促進經(jīng)濟的增長。這與以往的學(xué)者的研究結(jié)論相吻合。

而本文關(guān)注的焦點——金融發(fā)展程度指標(biāo)fina顯著影響被解釋變量，估計系數(shù)為正，這表明金融發(fā)展在一定程度上促進了經(jīng)濟增長，但效果并不強。只涉及到有關(guān)各區(qū)域經(jīng)濟增長的變量前提下，fina每增長1%，經(jīng)濟相應(yīng)的上升了0.0405%。大體上看來，金融的高度發(fā)展必須附屬于經(jīng)濟的高速增長，但金融過高、過快地發(fā)展，不僅僅只有促進經(jīng)濟增長，而且有一些部分還將轉(zhuǎn)化為通貨膨脹。根據(jù)李月研究得經(jīng)濟增長的主要動力還是來自于金融發(fā)展，而且金融的高度發(fā)展必將會帶來經(jīng)濟增長率的最高值，但是經(jīng)濟增長的峰值并沒有出現(xiàn)在金融發(fā)展處于最高的位置，而是出現(xiàn)在金融發(fā)展位于居中的相對合理水平的時候［21］。

四、總結(jié)與建議

本文研究主要在以下幾方面：一是結(jié)合了我國銀行業(yè)的實際情況，即銀行處于金融領(lǐng)域的主體位置和以銀行信貸業(yè)務(wù)為主的間接融資模式占社會融資模式的主導(dǎo)位置，用各項貸款占GDP的比例來作為度量金融發(fā)展的指標(biāo)；二是在模型構(gòu)建上，采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，增加了資本投入與勞動投入兩個控制變量；三是選用了個體固定效應(yīng)模型的探究方法。

通過對我國東部九個省市省面板模型的檢驗估計，結(jié)果表明：間接融資占GDP的比重的提高將促進經(jīng)濟的增長，樣本期間2007—2016年我國東部地區(qū)的金融發(fā)展促進了區(qū)域的經(jīng)濟增長，但金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的邊際作用在削弱。本文推斷，我國東部九省市經(jīng)濟已經(jīng)進入資本與技術(shù)雙密集狀態(tài)的發(fā)展時期，傳統(tǒng)的間接融資已經(jīng)不能滿足金融市場化，新常態(tài)下經(jīng)濟的持續(xù)增長急切需要直接融資市場的參與。綜上，基于研究結(jié)果，分別從不同角度提出以下幾點建議：

（1）從信貸投放量上看，雖然以銀行為主的間接金融體系對經(jīng)濟增長的邊際影響在減弱，但經(jīng)濟增長主要的動力還是來自銀行的信貸業(yè)務(wù)，銀行貸款余額總量的增加對當(dāng)下各區(qū)域的經(jīng)濟增長還是起著很重要的作用。所以金融機構(gòu)現(xiàn)階段還是需要擴大規(guī)模，促進整個社會水平的金融深化，提高金融系統(tǒng)效率，推進央行“定向降準(zhǔn)”政策的實施。

（2）從金融機構(gòu)角度上看，銀行多數(shù)不能從事直接融資業(yè)務(wù)，只能從事傳統(tǒng)的間接融資業(yè)務(wù)。傳統(tǒng)金融極大地限定了企業(yè)的成長和中國新經(jīng)濟的發(fā)展?，F(xiàn)階段的中國經(jīng)濟新發(fā)展已內(nèi)在地要求金融體系徹底變革，順應(yīng)人力資本直接融資需求。在未來的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中，推進直接融資市場發(fā)展，建設(shè)多層次的資本市場就更具有重要的意義，具體可以推動股票市場、債券市場的改革建設(shè)，各種投資產(chǎn)品如期權(quán)、保險、期貨等的多樣化，完善現(xiàn)有的市場風(fēng)險防范機制，提高資本市場的流動性等。

（3）堅持對外開放，金融機構(gòu)應(yīng)該助力推進我國“一帶一路”的戰(zhàn)略實施，加強國際貿(mào)易往來。提高基礎(chǔ)教育發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)教育普及差距，在促進人力資本的積累的同時，提供給擁有高技術(shù)水平人才一個無阻力的發(fā)展空間。

（4）從金融創(chuàng)新角度上看，互聯(lián)網(wǎng)金融減少了傳統(tǒng)金融中的許多交易成本，也突破了傳統(tǒng)金融業(yè)務(wù)的很多限制，如時間、地域等，給金融業(yè)帶來了商業(yè)模式上和信息技術(shù)上更多的機會與挑戰(zhàn)。傳統(tǒng)銀行可以借助互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展推陳革新，但發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)金融必須有一個前提，即建立有關(guān)互聯(lián)網(wǎng)金融的法律法規(guī)或者行業(yè)準(zhǔn)則等來控制互聯(lián)網(wǎng)金融可能帶給市場主體的風(fēng)險，真正實現(xiàn)普惠金融。

因此，在考慮通貨膨脹的前提下，中國各省份可以根據(jù)本省的發(fā)展要求調(diào)整相關(guān)戰(zhàn)略，利用各種政策組合促進金融發(fā)展，將其作為一個關(guān)鍵的動力來源，通過發(fā)展金融來提高所有要素的效率，以促進和啟動新的增長點，顯示增長效應(yīng)，實現(xiàn)實際增長，并更加注重重要部門之間的合作，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級，以實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長。