• 安徽省金融發展與經濟增長關系的實證研究 - 下載本文

    在實證研究方面,戈德史密斯(1969)首開應用跨國數據進行實證研究的先河。在金融系統規模與金融服務供給和服務質量正相關的假定下,用金融中介資產與GNP的比值表示金融發展水平,應用35個國家103年(1860一1963)數據進行實證研究表明:經濟增長迅速的時期總是伴隨著金融的快速(超過平均速度)發展。20世紀90年代以來,金融發展和經濟增長關系的研究取得飛速發展。一方面研究者們借鑒并引入一些新的經濟理論研究成果,如交易成本理論,信息不對稱理論和80年代末崛起的內生增長理論,為建立金融發展和經濟增長的理論聯系奠定基礎;另一方面信息技術的發展使人們的數據收集和處理能力極大提高,統計分析技術的發展也為實證分析創造了有利條件。

    在國內,理論研究起步較晚,相對不足。然而,通過借鑒學習國外既有相關理論研究成果,國內學者也進行了一定的定性研究和大量定量研究。前人的這些研究,大都是基于國外既有理論成果,同時考慮了我國現實經濟狀況,運用了國外成熟的實證分析方法,得出符合中國具體情況的很有價值的結論。

    談儒勇(1999)對金融中介,股票市場和經濟增長三者之間的關系進行了實證分析,結果表明金融中介體發展和經濟增長之間有顯著的、很強的正相關關系。

    賓國強(1999)采用OLS方法和Granger因果檢驗的方法分析了我國實際利率、金融深化和經濟增長之間的關系,回歸結果驗證了麥金農的理論,實際利率、金融深化確實與經濟增長有正相關關系,經濟增長對金融深化有促進作用,得出結論我國的金融發展是經濟增長的原因。

    韓延春(2001)采用金融發展與經濟增長關聯機制的計量模型,運用我國經濟發展過程中的有關數據進行了實證分析,認為技術進步與制度創新是經濟增長的最為關鍵因素,而金融發展對經濟增長的作用極其有限。

    周立、王子明(2002)將研究的范圍擴展到省區層面上,通過對中國各地區1978-2000年金融發展與經濟增長關系的實證研究,發現中國各地區金融發展與經濟增長密切相關,金融發展差距可以部分解釋中國各地區經濟增長差距。

    劉仁武(2002)研究了海南金融發展狀況,構建了描述地區金融發展的指標和理論體系,提出了金融可持續發展的政策搭配問題。

    譚艷芝、彭文平(2003)將引起經濟增長的因素分為量(儲蓄、投資、資本積累)和質(投資效率、TVP)兩類,采用1978-2001年的數據實證分析中國金融發展與經濟增長的關系。分析結果表明,金融發展對投資和資本積累的影響顯著為正,但對經濟增長的質的因素影響顯著為負或不顯著,因而綜合起來,金融發展對經濟增長的影響不顯著。

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    史永東(2003)利用格蘭杰因果關系檢驗和基于柯布—道格拉斯生產函數框架下的計量分析,對我國金融發展與經濟增長間的關系進行了實證研究。得出結論我國經濟增長與金融發展在格蘭杰意義上存在雙向因果關系,同時得出了金融發展對經濟增長貢獻的具體數值。

    袁云峰等(2007)利用Battese&Coelli(1995)提出的隨機邊界模型以及中國1978-2004年的跨省份面板數據研究了我國金融發展與經濟增長效率之間的關系, 間接度量我國金融發展的資源配置效率。研究發現,我國金融發展與經濟增長效率的關系具有明顯的時空特征;金融發展只是通過資本積累促進了經濟增長,但是并未促進我國技術效率的全面提升。

    通過對國外金融與經濟發展關系的理論和實證研究現狀的梳理,我們發現西方經濟學界對于金融對經濟增長的作用,一直存有激烈的爭論。而國內的研究主要集中在采用己有的金融發展和經濟增長相互關系的理論架構開展實證分析,以提供可供借鑒的實證經驗。但國內外的實證分析均停留在國別或者省區層次上的差異分析,對省區內金融發展和經濟增長關系的分析幾乎是空白,本文試圖在此方面進行有意義的嘗試。

    (四)本文的研究方法及研究思路

    本文首先將相關經濟學理論及研究文獻與安徽省本省實際情況相結合,構建出安徽省金融發展與經濟增長關系的實證研究理論模型,然后依據模型中的相關變量查找相關統計數據并進行相應處理。再運用Eviews實證分析軟件進行實證分析和相關實證檢驗,最后根據實證分析所得出的實證結果,提出一些具有針對性的政策建議。

    (五)金融發展與經濟增長的作用分析

    古典主義經濟學認為,國民財富的增長取決于兩個基本條件:一是專業分工促進勞動生產率的提高;二是勞動力數量與資本規模的增加。而現代的經濟觀點也認為,一國長期的經濟增長取決于儲蓄和投資,投資數量及投資效率是實現經濟快速增長的關鍵因素。而勞動力、資本等生產要素的產出效率則是另一個重要因素。于是,我們假設長期的經濟增長一方面取決于由經濟體中的儲蓄和投資水平,另一方面取決于勞動力和資本等生產要素的生產效率,也即資本的投資效率。由哈羅德多馬模型,我們把經濟增長因素分解如下所示:

    g=△Y/Y=△Y/△K·△K/Y=△Y/△K·I/Y=△Y/△K·θS/Y=Eθs

    其中,g為經濟增長率,Y為GDP,K為資本存量,I為實際投資量,S為總儲蓄,E=△Y/△K為資本的邊際生產率(投資效率),θ為儲蓄轉化為投資的比例(這樣更符合現

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    實情況),s為儲蓄率。

    亦即經濟增長率和一國經濟中的資本的投資效率、儲蓄向投資的轉化率、以及儲蓄率有很大聯系,而這三個經濟變量又都受金融發展水平的影響。所以,金融系統通過作用于以上三個經濟變量進而影響到經濟增長。

    二、數據收集與模型的建立

    表2.1 1990年-2005年安徽省金融發展及經濟增長狀況

    年份 名義GDP 商品零售 金融機構 全社會固定 安徽省年末 價格指數 存貸款余額 資產投資 人口總量 1990 658.00 100.00 739.47 122.98 5661 1991 663.50 105.66 957.80 132.94 5744 1992 801.20 112.68 1163.86 207.64 5817 1993 1037.14 127.20 1440.99 298.33 5870 1994 1320.43 156.71 1868.86 376.30 5938 1995 1810.66 176.60 2408.97 532.54 6000 1996 2093.30 189.13 2956.20 614.18 6054 1997 2347.32 187.98 3610.21 687.30 6109 1998 2542.96 184.42 4156.80 729.03 6152 1999 2712.34 178.16 4367.40 773.88 6205 2000 2902.09 174.80 4870.00 866.67 6278 2001 3246.71 174.10 5652.99 964.11 6325 2002 3519.72 172.70 6544.89 1133.32 6369 2003 3923.10 175.00 7774.42 1477.72 6410 2004 4759.30 179.71 9131.77

    1914.23

    6461

    2005

    5375.85

    180.81

    12441.78 2520.96 6516

    表2.2 1991年-2005年安徽省金融發展及經濟增長相關變量 年份 IRGDP(%) IRINV(%) IPEOPLE(%)

    IFIR(%) 1991 -4.56 2.31 1.47 28.45 1992 13.23 46.46 1.27 0.63 1993 14.67 27.28 0.91 -4.35 1994 3.34 2.38 1.16 1.87 1995 21.68 25.58 1.04 -6 1996 7.95 7.69 0.9 6.15 1997 12.82 12.59 0.91 8.91 1998 10.43 8.12 0.7 6.28 1999 10.41 9.88 0.86 -1.49 2000 9.05 14.14 1.18 4.22 2001 12.32 11.69 0.75 3.76 2002 9.29 18.5 0.7 6.8 2003 10 28.67 0.64 6.57 2004

    18.14

    26.14

    0.8

    -3.18

    5

    FIR 39.76 50.91 52.61 52.70 55.15 52.23 59.62 66.51 68.55 71.43 70.70 71.23 81.37 88.95 87.42 89.96

    2005 12.27 30.89 0.85 20.62

    注:名義GDP、金融機構存貸款余額和全社會固定資產投資的單位是:億元 安徽省年末人口總量的單位是:萬人 商

    品零售價格指數以1990年為100 金融相關率指標(FIR)=全部金融機構存貸款余額/名義GDP,單位是% IRGDP:實際GDP環比增長率 IFIR:FIR環比增長率 IRINV:實際投資環比增長率 IPEOPLE:人口增長率 資料來源:表中數據均來自《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》和《安徽省統計年鑒》或經過換算后得到。

    (一)模型初步提出

    首先,我們根據新古典經濟增長理論,建立一個基本經濟增長模型。其中包含兩個基本的解釋變量:投資和人口。為使用方便,以IRINV和IPEOPLE分別代替實際投資和人口的年度環比增長率。 基本經濟增長模型1:

    IRGDP = α

    1

    + α

    2

    IRINV + α

    3

    IPEOPLE + μi

    在此模型的基礎上,我們加入金融發展變量IFIR,建立擴展后的經濟增長模型,并進行回歸分析。

    擴展后的經濟增長模型2:

    IRGDP = β1 + β2 IRINV + β

    其中,μ

    i

    3

    IPEOPLE + β

    4

    IFIR +μ

    i

    代表隨機干擾項。

    我們通過對該模型的回歸分析,得出各個變量與經濟增長的變動關系。 (二)模型的擬合檢驗(用Eviews計量經濟學分析軟件)

    我們可以得到如下回歸分析結果: 基本經濟增長模型1:

    Dependent Variable: IRGDP Method: Least Squares Date: 06/06/10 Time: 11:38 Sample: 1991 2005

    Included observations: 15

    IRGDP=C(1)+C(2)*IRINV+C(3)*IPEOPLE

    C(1) C(2) C(3)

    R-squared

    Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid

    Coefficient

    15.36812 0.279692 -10.30038

    Std. Error 5.314609 0.096100 5.023547

    t-Statistic

    2.891674 2.910415 -2.050420

    Prob. 0.0135 0.0131 0.0628 10.73600 6.021375 5.992381 6.133991

    0.535658 Mean dependent var 0.458268 S.D. dependent var 4.431879 Akaike info criterion 235.6986 Schwarz criterion

    6

    Log likelihood -41.94286 Durbin-Watson stat 1.944709

    擴展后的經濟增長模型2:

    Dependent Variable: IRGDP Method: Least Squares Date: 06/05/10 Time: 15:04 Sample: 1991 2005

    Included observations: 15

    IRGDP=C(1)+C(2)*IRINV+C(3)*IPEOPLE+C(4)*IFIR

    C(1) C(2) C(3) C(4)

    R-squared

    Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood

    Coefficient

    15.19692 0.217260 -7.078931 -0.327889

    Std. Error 4.097327 0.076890 4.015669 0.108142

    t-Statistic

    3.708984 2.825581 -1.762827 -3.032028

    Prob. 0.0034 0.0165 0.1057 0.0114 10.73600 6.021375 5.518264 5.707077 2.063035

    0.747055 Mean dependent var 0.678071 S.D. dependent var 3.416457 Akaike info criterion 128.3940 Schwarz criterion -37.38698 Durbin-Watson stat

    可見,加入變量IFIR后,R-squared明顯改善。下面對模型2進行計量經濟學檢驗。 1.顯著性檢驗:

    (1)對于F=10.82926>F(3,11)=3.9(顯著性水平為0.05),表明模型從整體上看經濟增長與各解釋變量之間關系顯著。

    (2)對于β2 ,t統計量=2.825581。給定α=0.05,查t分布表,在自由度為n-2=13下,得臨界值t0.025(13)=2.160,由于t>t0.025(13),故拒絕原假設H0:β2 =0,表明實際投資環比增長率(IRINV)對經濟增長有顯著性影響;

    (3)對于β3 ,t統計量=一1.762827。給定α=0.05,查t分布表,在自由度為n-2=13下,得臨界值t0.025(13)=2.160,ltl<t0.025(13),接受原假設H0:β2 =0,表明人口增長率(IPEOPLE)對經濟增長沒有顯著性影響;

    (4)對于β4 ,t統計量=一3.032028。給定α=0.05,查t分布表,在自由度為n-2=13下,得臨界值t0.025(13)=2.160,由于ltl >t0.025(13) ,故拒絕原假設H0:β2 =0,表明FIR環比增長率(IFIR)對經濟增長有顯著性影響。

    2.多重共線性檢驗:

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