由于FIN是CAP的自变量，CAP是Y的自变量，依次将（1）式代入（2）式，再将（2）代入（3）式得（4）式，即

　　Yt=μ+p（δ+ε（a+βWt+γEPt）+θFPt+σFPt（4）

　　合并得

　　Yt=（μ+pδ+pεa）+pεβWt+（pεγ+pθ+σ）FPt（5）

　　化简得

　　Yt=τ+φWt+ωFPt（6）

　　由于变量都属于时间序列数据，检验存在单位根，简单回归可能导致伪回归的出现。为消除单位根，本文使用差分法使各变量趋于平稳，得到以下修正模型

　　ΔdFINt=a+βΔddWt+γFPt（7）

　　ΔdCAPt=δ+εΔdFINt+θFPt（8）

　　ΔdYt=μ+ΔdCAPt+σFPt（9）

　　同理，通过（7）式、（8）式、（9）式的迭代得到（10）式得

　　ΔdYt=τ+φΔdWt+ωFPt（10）

　　四、数据分析与研究结果

　　本文利用中国的历年度数据对运用加权最小二乘法分别对（7）式、（8）式、（9）式和（10）式进行回归分析。其中（7）式、（10）式中国民财富数据来源于国际货币基金组织，时间为1978～2003年；而（8）式、（9）式数据来源于历年中国统计年鉴，时间为1978～2011年。为消除回归可能出现的异方差，回归均采用加权最小二乘法，权重为各式首个变量的标准差。

　　（7）、（8）、（9）、（10）式回归结果如表1所示。

　　表1报告了样本的回归分析结果。从表中可以看出，（7）式中ΔdWt的系数在回归中显著为正，且大于1，表明国民财富的增长能有效带动金融资产形成，同时金融资产增长速度比整体国民财富积累速度更快。（8）式中ΔdFINt的系数亦显著为正，但系数小于1，表明金融资产的增加能推动资本化进程，但其增速慢于金融系统规模的扩张。（9）式中ΔdCAPt的系数显著为负，但数值较小只有0.19，表明金融资本化增速对经济增长的促进作用承不断减少的作用。由于回归数据经二阶差分处理，ΔdCAPt和ΔdYt均指加速率，所以并非表明金融资本化与经济增长成负相关，而是指随着金融资本化规模的不断扩大，其促进效用不断削弱。（10）式回归是整体测量国民财富对经济增长的促进作用，其系数亦为显著正相关，但整体促进效率较低，只有0.32。

　　（7）、（8）式所表示的国民财富虚拟化进程及金融资本化进程中，金融规划的完善程度对这两个环节的影响在回归中未能体现。由于FPt在（7）、（8）式回归中并不显著，所以回归无法反映出金融规划的逐步推进对财富虚拟化和资本化进程有何影响。但在（9）、（10）式中，FPt均为显著正相关，表明金融规划的逐步完善在实现资源有效配置上的作用是明显的。同时，这表明金融规划整体上在实现财富积累增长上亦得到了有效支持（如图2所示）。

　　五、结论及展望

　　金融规划的目的在于提高金融体系对实体经济的推动作用，但究竟是以完全市场化、完全放开金融限制、以市场配置金融资源，还是以政府制定框架、以金融规划指引金融体系发展，这一问题是众多专家学者的讨论关注点。但从历史的角度看，金融规划的推出与制订在一定程度上对实体经济是具有一定的作用的。

　　参考文献：

　　[1]陈柳钦，曾庆久.我国金融发展与经济增长关系的理论与实证研究[J].金融论坛，2003（11）.

　　[2]韩云虹.基于金融规划的中国国民总储蓄变动分析[J].辽宁大学学报，2009（05）.

　　[3]张献和.金融先导论[J].社会科学辑刊，1996（02）.

 

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