經(jīng)濟增長金融論文范文-簡談金融深化與經(jīng)濟增長因果關系的實證檢驗word版下載

1、經(jīng)濟增長金融論文范文:簡談金融深化與經(jīng)濟增長因果關系的實證檢驗word版下載金融深化與經(jīng)濟增長因果關系的實證檢驗論文導讀：本論文是一篇關 于金融深化與經(jīng)濟增長因果關系的實證檢驗的優(yōu)秀論文范文,對正在 寫有關于經(jīng)濟增長論文的寫作者有一定的參考和指導作用，論文片 段：:a內(nèi)容摘要：本文在回顧金融深化與經(jīng)濟增長關系的中外文獻的 基礎上，試圖利用我國1979-2009年期間的年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析 策略和格蘭杰因果檢驗，對我國的金融深化與經(jīng)濟增長的關系進行實 證分析，最后得出結論：我國的金融深化推動了經(jīng)濟的發(fā)展，而經(jīng)濟 的增長并未反過來推動金融深化，金融深化和經(jīng)濟增長的相互推動的 循環(huán)機制尚未建立?；?/p>

2、于此，筆者提出我國要加快金融深化改革。關鍵詞：金融深化經(jīng)濟增長因果關系實證檢驗自從goldsmith (1969)給出了金融深化和經(jīng)濟增長二者呈現(xiàn)正 相關的結論以來，有關于金融深化和經(jīng)濟增長的關系研究的視角和策 略不斷創(chuàng)新，已經(jīng)成為當前宏觀經(jīng)濟學研究的熱點之一。金融深化逐 漸成為世界性的潮流，我國作為最大的發(fā)展中國家，在向現(xiàn)代市場經(jīng) 濟發(fā)展轉變的過程中，對金融體制深化改革。本文就我國在改革開放 以來年均近10%的速度增長過程中金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系進行分 析。相關文獻綜述(-)國外相關文獻研究對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的關注最早追溯到bagehot (1873) 和 schumpeter (1

3、912)。bagehot 和 hicks (1969)認為金融系統(tǒng)在 工業(yè)革命中起到關鍵作用。schumpeter主張功能完善的銀行能夠通 過發(fā)現(xiàn)和支持具有較大成功概率創(chuàng)新項目而刺激創(chuàng)新，進而推動經(jīng)濟 增長。相反，robinson (1952)、lucas (1988)和一些發(fā)展經(jīng)濟學家 卻對金融持懷疑和漠視態(tài)度(levine, 1997)o但總體上說，無論經(jīng) 濟學家還是政策制定者都傾向于認為：金融系統(tǒng)對經(jīng)濟增長具有重要 影響，是經(jīng)濟增長的一個重要決定因素。在理論研究方而，gurley和shaw (1955)發(fā)展了 schumpeter 等人的思想，認為金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的一個必要條件。他們通

4、過分 析金融中介的作用探討了不同結構金融系統(tǒng)，即金融結構對經(jīng)濟增長 的影響。patrick (1966)最早提出金融發(fā)展與經(jīng)濟增長因果關系。 他把關于金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關系觀點分成兩類：主張金融發(fā)展能推 動經(jīng)濟增長的叫做供給主導；主張金融發(fā)展只是經(jīng)濟增長對金融服務 需求的被動反應的稱為需求遵從。greenwood和jovanovic (1990), bencivenga 和 smith (1991), saint-paul (1992), king and levine (1993), dela fuente (1994)等人也都采用建立內(nèi)生增長模型方式 分析了金融系統(tǒng)5種基本功能對經(jīng)濟增長的

5、不同影響ogreenwood and smith (1997)則分析了金融市場通過增加專業(yè)化來推動增長，突破 了新古典經(jīng)濟理論的限制，開辟了分析經(jīng)濟增長來源和決定因素的新 途徑，是增長理論研究的一大進步。但這種進步從本質上說仍然是局 部的，因為現(xiàn)有研究沒有從總體上揭示岀經(jīng)濟增長的機理。在實證研究方面，隨著先進的計量工具和統(tǒng)計軟件的廣泛運用, 金融深化和經(jīng)濟發(fā)展的相互依賴關系得到了驗證。gupta (1984)采 用granger (1988)提出的因果分析策略，利用不同指標表示金融發(fā) 展、用工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)表示實際經(jīng)濟增長分析了 14個發(fā)展中國家的季 度時間序列數(shù)據(jù)。表明14個發(fā)展中國家中有8個國

6、家存在供給引導 現(xiàn)象，4個國家供給引導和需求遵從現(xiàn)象都存在，2個國家存在雙向 因果關系。demirguc-kunt and maksimovie (1998)> asli (1996) and ross levine (1996)> king and levine等研究者們用四種金融發(fā)展 水平的衡量策略引入制約變量，在goldsmith (1969)的工作基礎上 考察了 77個國家，得到金融發(fā)展和經(jīng)濟增長有顯著正相關的結論， 并且還說明了金融發(fā)展的初始水平與經(jīng)濟增長的關系很大。阿德洛夫 (adolfo, 2001 )使用格蘭杰因果關系檢驗法，通過檢驗巴西 1980-1997年的時間

7、序列數(shù)據(jù)，得出經(jīng)濟增長和金融發(fā)展互為因果關 系的結論。levine (1998, 1999)> loayza> beck (2000)也得出了 金融發(fā)展和經(jīng)濟增長有很強的關系，他們將這一關系歸于內(nèi)生性。 loayza、beck (2000)使用面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了金融發(fā)展和經(jīng)濟增長有 很強的正向關系。rioja、valev (2004)發(fā)現(xiàn)，在發(fā)達國家，金融發(fā) 展對經(jīng)濟增長的作用主要通過提高tfp來實現(xiàn)，而在發(fā)展中國家，金 融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用主要通過加速資本積累來實現(xiàn)，beck、levine (2004)也發(fā)現(xiàn)金融市場和金融中介都對經(jīng)濟增長有正向的作 用。beck、levine (

8、2002) > norman loayza and roma in ran ciere (2002)采用平行數(shù)據(jù)實證研究表明，金融深化對經(jīng)濟增長有明顯的 正向影響。(二)國內(nèi)相關文獻研究在理論研究方面，我國學者對這一領域的拓展也有不少，但同 時爭議也較大。王廣謙(1997)著重討論了我國金融在量的擴張和質 的提升上分別對經(jīng)濟產(chǎn)生的作用，尤其強調(diào)金融效率是現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展 的關鍵，并對提高我國金融效率從微觀到宏觀層面的建設性提議。韓 廷春(2001)認為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用極其有限，而技術進步 與制度創(chuàng)新才是經(jīng)濟增長最為關鍵的因素，因此在經(jīng)濟增長的過程 中，不能單純地追求金融發(fā)展與資本市場

9、的數(shù)量擴張，而更應重視金 融體系的效率與質量。談儒勇(2000)、陳志剛(2001)關于金融發(fā) 展與經(jīng)濟增長的相關分析認為，我國的經(jīng)濟增長與金融深化關系不 大。還有很多國內(nèi)學者的研究在既有的理論框架下，運用不同的計 量策略，分析金融發(fā)展與我國經(jīng)濟的關系。單俏穎(2003)采用金融 相關比率指標對金融深化與經(jīng)濟增長的關系進行格蘭杰因果檢驗，得 出金融資產(chǎn)增長與經(jīng)濟增長負相關的結論。相關研究還有龐曉波、趙 玉龍(2003)通過考量我國銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模進行的實證，結果表明金 融發(fā)展與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)弱相關，兩者總體協(xié)調(diào)性不顯著，金融發(fā)展對 經(jīng)濟的推動作用不明顯。張軍和金煜(2005)使用我國29個省 19

10、87-2001年的面板數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，我國改革開放以來的金融改革對 生產(chǎn)率具有顯著的正的影響，而且呈現(xiàn)地區(qū)差異性，這個觀點進一步 支持了國有銀行部門的自由化改革。郭為(2004)采用各地區(qū)國有銀 行信貸對各地區(qū)gdp的比率作為邊際資本變量，并且設定了開放度變 量研究金融對經(jīng)濟增長的貢獻，結論表明，我國國有銀行信貸對經(jīng)濟 增長的推動具有滯后效應，金融深化與開放度顯箸正相關；他還認為, 由于政府干預，國有企業(yè)得到了國有銀行的大部分信貸，并最終犧牲 了部分經(jīng)濟增長。在金融發(fā)展與經(jīng)濟增長因果關系的研究方面，冉茂 盛(2003)應用多變量策略引入制約變量指標，實證研究表明我國金 融發(fā)展對gdp的增長具有顯

11、著推動作用，但gdp的增長并不推動金融 發(fā)展，且非國有部門的產(chǎn)出增長與金融發(fā)展間不存在任何因果關系。 王志強、孫剛(2003)從規(guī)模、結構、效率三個方面考察了金融發(fā)展 與經(jīng)濟增長關系，通過協(xié)整關系檢驗顯示三者均與經(jīng)濟增長密切相 關，格蘭杰因果關系檢驗表明，這三個指標與經(jīng)濟增長存在雙向因果 關系，這一結論是在以往實證中沒有岀現(xiàn)過的。模型設定和數(shù)據(jù)選取 本文運用我國1979-2009年期間的年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析策 略和格蘭杰因果檢驗對我國的金融深化和經(jīng)濟增長關系進行實證分 析。(一) 金融深化指標的選取金融深化理論的核心觀點是一國的金融體制與該國的經(jīng)濟發(fā)展 之間存在一種相互作用和相互影響的關系。

12、反映金融發(fā)展指標最重要 的是金融相關率指標。這個指標反映了利用各種金融工具引導實現(xiàn)經(jīng)濟活動的水平，是衡量一國金融深化的帶有總括性的重要指標，可以集中反映金融發(fā)展的總體水平。金融相關比率作為衡量一國金融深化程度的指標被普遍使用，而貨幣化指標的定義則相對明晰，而且統(tǒng)計數(shù)據(jù)也相對完整，因此，以金融相關比率和貨幣化程度作為衡量我國 金融深化的指標。1 金融相關率(fir)o冃前的計算多以戈德史密斯提岀的全部金融資產(chǎn)與同期gdp (或gnp)的比例為準，它體現(xiàn)了金融業(yè)在經(jīng)濟 中的地位，反映了利用各種金融工具來引導現(xiàn)實經(jīng)濟活動的水平。一 國的金融資產(chǎn)存量包括貨幣性金融資產(chǎn)和非貨幣性金融資產(chǎn)，貨幣性 資產(chǎn)用

13、一國的廣義貨幣m2表示，非貨幣性金融資產(chǎn)則包括全部銀行 貸款l和有價證券s,而一國的實物資產(chǎn)用gdp近似表示，所以最后 便可得到 fir二(m2+l+s)/gdp。2. 貨幣化比率(md)o貨幣化金融深化與經(jīng)濟增長因果關系的實證檢驗論文導讀：本論文是一篇 關于金融深化與經(jīng)濟增長因果關系的實證檢驗的優(yōu)秀論文范文，對正 在寫有關于經(jīng)濟增長論文的寫作者有一定的參考和指導作用，論文片 段：比率是指經(jīng)濟活動中以貨幣為媒介的交易份額逐步增大的過程。反 映了經(jīng)濟貨幣化的程度，尤其是反映了通過銀行系統(tǒng)創(chuàng)造貨幣的相對 規(guī)模。它可以用廣義貨幣m2占gnp(或gdp)的比值(m2/gnp或m2/gdp) 來表示。本

14、文采取m2/gdp來計算。(二) 模型的構建本文以gdp增長率作為經(jīng)濟增長的指標。若以y、m分別表示實 際gdp的增長率和金融深化指標，金融深化和經(jīng)濟增長之間的關系模 型可表示為：qi和bi為方程的系數(shù)。其中，變量m、y前的系數(shù)分別表示 金融深化對經(jīng)濟增長的影響以及經(jīng)濟增長對金融深化的影響。u是 白噪聲誤差項；t表示時間；i表示滯后階數(shù)。對變量取對數(shù)是為了 防止出現(xiàn)異方羌。在傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗中，方程(1)和(2)的有約束回歸 的殘差平方和為sseul和sseu2o零假設為ho： a li二0(i二0, 1, 2,n),意味著m不是y的理由；ho： b2i二0(i二0, 1, 2,n), 意

15、味著y不是m的理由。若零假設成立，原方程轉化為：方程(3)和(4)的無約束回歸的殘差平方和為sserl和sser2, 構造統(tǒng)計量為：應服從自由度為(k, t-kn)的f分布，其中t為樣本容量，k 表示最大滯后期，n表示模型中所含的當期變量數(shù)。給定顯著水平a , 則對應的臨界值為fa,如果fl和f2都大于fa ,則以(1-。)的 置信度拒絕原假設110,在granger作用上m和y是互為因果；若f1 和f2都小于fa,則接受原假設，m和y互不為因果；若flfa, 且f2fa ,則y是m的理由，m不是y的理由。根據(jù)各年的中國統(tǒng)計年鑒、中國金融年鑒、新中國五十 年資料匯編、中國證券期貨統(tǒng)計年鑒計算出

16、1979-2009年的貨幣 化程度、金融相關比率、經(jīng)濟增長率的數(shù)據(jù)。然后對其進行單位根檢 驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗。實證檢驗（一）單位根檢驗為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，本文利用adf 檢驗策略來檢驗樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征，檢驗結果如表1所示。由表1中的數(shù)據(jù)可知，ingdp、inmd和infir時間序列的adf的 統(tǒng)計量大于1%的顯著水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有 單位根，是非平穩(wěn)序列，其一階差分序列的adf值小于1%顯著水平 下的臨界值，是一個平穩(wěn)序列。由于ingdp、inmd和infir都是一階 非平穩(wěn)序列，他們之間可能存在協(xié)整關系。（二）協(xié)整檢驗由于檢驗變量之間

17、是否存在協(xié)整關系的常用策略恩格爾一格蘭 杰兩步檢驗法在處理有限樣本時的估計具有偏差，因此本文將采用 jj檢驗法對相關變量（ingdp、inmd、infir和incpi）進行協(xié)整檢 驗。jj檢驗法是基于動態(tài)分布滯后模型：來估計模型的長期均衡關 系，以得出一個有效無偏估計其檢驗策略是首先計算同歸方程的跡， 然后逐一與不存在協(xié)整關系、存在一個和存在兩個協(xié)整關系等假設前 提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的臨界分布 值時，拒絕其前提假設；反之，接受其假設。本文根據(jù)數(shù)據(jù)，利用eviews6. 0對相關變量進行協(xié)整檢驗，結果如表2所示。由表2的數(shù)據(jù)可以看出，跡檢驗表明ingdp、inmd和

18、infir在 5%顯著水平下有兩個協(xié)整關系，最大特征值根檢驗也表明它們在5% 的顯著水平下存在兩個協(xié)整關系，從跡統(tǒng)計量檢驗和最大特征值統(tǒng)計 量檢驗的結果可以看出：經(jīng)濟增長、貨幣化程度和金融相關比率之間 存在長期穩(wěn)定的經(jīng)濟關系。從標準化后的協(xié)整方程來看：貨幣化程度 與gdp呈現(xiàn)正相關關系，說明貨幣化程度的加深可以推動經(jīng)濟的增 長。格蘭杰（1988）指出，若變量之間存在協(xié)整關系，則這些變量 至少存在一個方向的格蘭杰因果關系。因此，本文進一步探討經(jīng)濟增 長和金融深化之間的因果關系。（三）格蘭杰因果檢驗相關為了驗證我國經(jīng)濟增長與金融深化的確切關系，本文采用格蘭杰因果檢驗法展開分析，結果如表3所示。從表

19、3中可以得出，一方面，貨幣化程度m2/gdp是經(jīng)濟增長率 y的格蘭杰理由，因為估計的f值在5%的水平上顯著；相反，經(jīng)濟增 長率不是貨幣化程度的格蘭杰理由，f值在統(tǒng)計上是不顯著的。因此, 我國的貨幣化過程推動了經(jīng)濟增長。另一方而，金融相關率是經(jīng)濟增 長率y的格蘭杰理市；經(jīng)濟增長率同樣不是金融相關率的格蘭杰理 由。因此，我國金融相關率的確帶動了經(jīng)濟增長。結論自改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展迅速，1979-2009年我國實際 gdp的年增長率平均達到9.93%。同期，我國的金融深化程度也不斷 提高，1979年我國的貨幣化程度為39. 8%,到2009年達到178%,增 長約4. 5倍。還有金融相關率也在持續(xù)增長，從1979年的80%多增 加到2009年的406%o這說明隨著我國經(jīng)濟體制改革的進程加快，金 融市場的作用逐漸體現(xiàn)，經(jīng)濟體中的貨幣化程度迅速提高。通過對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的定量研究可以確認，在格蘭杰檢 驗作用上我國的金融發(fā)展確