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金融发展与经济增长关系的实证分析

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  [摘 要] 从政策层面看,透视我国金融与实体经济的关系有着极其重要的的现实意义。在已有的研究成果的基础上,本文从结构主义的经济增长模型出发,采用普通最小二乘的计量经济方法,对中国金融发展与经济增长之间的关系进行重新检验,得出结论:金融发展对经济增长有显著促进作用,并有进一步发展空间。
  [关键词] 金融发展 经济增长 实证研究
  
  从戈德史密斯(1969)关于金融发展对经济增长具有推进作用的统计发现以来,关于金融发展与经济增长关联性问题的研究在理论和实证上都有了很大进展。关于我国金融与经济增长关联性问题,国内学者已有过一些研究结论。学术界对我国的金融发展与经济增长关系的认识并不一致。金融发展与经济增长之间的因果关系具有重要的政策含义,这一点对于发展中国家尤其重要:如果是金融发展促进经济增长,发展中国家就应该优先考虑改革其金融体系,进而通过优先发展金融来促进其经济增长;如果是经济增长带动金融发展,则应该将重心放在经济增长方面。在改革开放以来我国年均近9%的速度增长过程中,金融发展与经济增长之间是怎样的关系?供给导致还是需求拉上?正是基于这样的疑问,从实证上更深人地对金融的作用加以识别并从中透视出我国金融与实体经济的关系是极其重要的。谈儒勇认为中国股票市场和经济增长存在不显著的负相关。庞晓波和赵玉龙考察了1980年~2000年的动态数据,发现我国金融发展与经济增长的因果性较弱,这意味着我国金融发展未能跟上经济发展的需要,因此改善金融服务,提高金融效率将会推进我国的经济增长。以上研究多基于上世纪八九十年代的数据得出了金融发展和经济增长无明显的因果关系,或相关性较弱的结论。本文截取1990年~2006年的相关数据,从结构主义的经济增长模型出发,采用普通最小二乘的计量经济方法,对金融发展与经济增长的关系问题进行实证分析。
  一、模型与方法
  在结构主义的经济增长模型中,通常包括一些辅助性解释变量,如经济制度、对外开放、金融发展等。本文将金融发展作为一个独立影响因素引入,根据总量生产函数构造模型如下:
  
  其中,y为国内生产总值的增长率,k为国内资本存量的增长率, I为劳动力的增长率,h为人力资本,finance为金融发展: t表示各年。α为模型中遗漏的体现个体差异的变量的影响,假定其不随时间变化:ε是误差项。由于模型既包括了时序数据和截面数据,直接用普通最小二乘法估计模型,可能会存在自相关性和异方差性,所以本文将检验其自相关性,异方差性及多重共线性,并采用广义最小二乘法(GLS)解决问题。
  二、指标与数据
  最能充分反应一国或地区的经济增长能力的指标就是国内生产总值的增长率。本文采用实际人均GDP增长率作为衡量经济增长的指标,取值为扣除价格影响因素的实际人均国内生产总值的环比增长率。国际上通常采用戈氏利麦氏两种指标来衡量金融发展水平。戈氏和麦氏两种指标都是从总体上去衡量一国的金融发展程度的。在此引用之,将货币存量(M2)与国民生产总值的比作为衡量中国各地区金融发展程度的指标。本文模型中用到的其他指标包括资本存量、劳动力的增长率、人力资本。劳动力的增长率用从业人数的年增长率来表示。人力资本是人们花费在教育、健康、训练、移民和信息等方面的开支所形成的资本。在本文的实证分析中,出于数据的可靠性和方便性,以中央财政支出中文教卫体事业费占总财政支出的比重来表示。在经济增长模型中,还有一个不可忽视的因素是技术水平,而初始的技术水平是一个难以度量的变量。事实上无论技术开发与推广是否花费较高的成本,从较长的一段时间来看,技术进步率是大致相同的。而对技术进步的种种假设或限制在PanelData模型中只是表现为不同地区的回归方程的截距项或斜率的差异。在本文中分解为截距项和误差项。本文所使用的数据来源于国家统计局统计数据(1990年~2005)及2006年统计公报。
  三、实证分析
  用最小二乘法作回归,并分别检验异方差性,自相关性及多重共线性
  1.直接OLS
  yt=-49.86377+0.134999kt+43.92106It+190.3635ht+
  14.37911financet
  t=(-2.843168)(0.745759)(1.417603)(2.296129)(3.870960)
  R2=0.593394R2=0.457859DW=1.490262F=4.378152
  F检验。F=4.378152,样本容量n=17,解释变量k=4,n-k-1=12。F值与临界值Fα(k,n-k-1)比较。给定显著性水平α=0.05,
  F>F0.05(4,12),说明模型总体是显著的。
  t检验。给定显著性水平α=0.05,查自由度为12的t分布表,得临界值tα/2(12)=2.1788.解释变量K、I、H、FINANCE的t值分别为0.745759、1.417603、2.296129、3.870960,与临界值比较说明人力资本H和金融发展FINANCE对国内生产总值Y的影响显著。
  2.异方差性检验
  怀特检验:
  nR2=15.61452,nR2渐进地服从自由度为14的χ2分布。给定显著性水平α=0.05,χ0.052(14)=23.685。nR2<χ2α(14),故随机误差项不存在异方差。
  ARCH检验。
  R2=0.172852,n=17,p=2,(n-p)R2=2.59278.(n-p)R2服从自由度为2的χ2分布。给定显著性水平α=0.05,(n-p)R2<χ0.052(2),表明模型中不存在异方差性。
  3.自相关性检验
  D-W检验。由OLS的输出结果得DW=1.490262,给定显著性水平α=0.05,查D-W统计表,n=17,k=4,得下限临界值dL=0.90和上限临界值dU=1.71,得dL<DW<dU,表明不能确定存在自相关。
  4.多重共线性检验
  相关系数检验法。相关系数矩阵如下:由相关系数矩阵得,K与H之间的相关系数为0.840490, K与FINANCE的相关系数为-0.797082,H与FINANCE的相关系数为-0.827708,表明这几个解释变量之间的相关性较高。
  修正。由直接最小二乘的结果看出,K的参数t值并不显著,又与H,FINANCE存在多重共线性,故考虑删除解释变量K。删除解释变量后的回归结果为:
  yt= -53.84270+ 56.12190It+ 228.8488ht+ 13.70346financet
  t=( -3.279260) (2.170400) (3.588675)(3.870595)
  R2=0.574549R2=0.476369 DW=1.43071134669 F= 5.851947
  删除解释变量K后,模型的统计检验均有较大改善。
  五、对实证分析的理论解释及政策建议
  90年代以后,特别是中后期,中国逐步摆脱了短缺经济,由卖方市场转向买方市场,由供给导向型向需求拉动转变。从以上拟合结果我们可以得到如下一些主要的结论:
  1.从回归结果看,金融发展对我国的经济增长有积极作用,且推动作用十分显著,表现为t检验的结果较高(3.870595)。此时的金融发展日益凸显出其对于经济增长的推动与促进。
  2.金融发展对经济增长有正的影响,但是,金融发展对经济增长的积极作用还没有完全发挥其应有的水平。从这个意义上说,中国仍然需要继续加大金融改革的力度,消除所有制歧视,使国有经济和非国有经济在融资过程中处于平等地位,使非国有经济的投资需要得到充分地满足,从而,最大地发挥非国有经济的巨大潜力和对经济增长的巨大推动力。
  3.作为解释变量的国内资本存量的增长率k对经济增长的影响作用并不显著,将其删除后,模型的统计检验有较大改善。中国也应对此采取相应对策,以避免影响经济增长,甚至引发金融危机。
  
  参考文献:
  [1]谈儒勇:中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究, 1999 (10): 53~61
  [2]庞晓波赵玉龙:我国金融发展与经济增长的弱相关性及其启示[J].数量经济技术经济研究, 2003 (9): 47~51
  
  
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