河南民间投资与经济增长关系的实证研究论文
“喵星潜伏人员”通过精心收集，向本站投稿了15篇河南民间投资与经济增长关系的实证研究论文，下面小编给大家带来河南民间投资与经济增长关系的实证研究论文，希望能帮助到大家!
篇1：河南民间投资与经济增长关系的实证研究论文
我国经济在经历多年的高位快速运行之后，发展中的深层次结构性矛盾逐渐凸显，加快转变经济发展方式刻不容缓。我国经济发展要由资本驱动向消费拉动转变，但对河南这样一个经济发展水平较低、开放程度不高、经济增长仍主要靠投资拉动的内陆省份来说，短期内要实现消费拉动经济发展是不现实的。
目前，和东部沿海地区相比，河南经济发展水平较低，三次产业结构不合理，农业尤其是粮食生产对全国有重要的战略意义，作为新兴的工业大省，工业化水平还很低，第三产业尤其是现代服务业发展还很滞后，人均可支配收入不高，消费需求潜力有待进一步挖掘，外贸依存度不高，相对比较封闭。可以说，在今后一个相当长的时期内，河南经济发展的主要动力还是来自投资拉动，尤其是民间投资拉动。因此，研究民间投资与经济增长的关系就显得十分必要[1]。
一、河南民间投资发展现状分析
近年来，在国家一系列鼓励民间投资发展政策的支持下，河南民间投资力度逐步加大，在投资额、投资主体和投资领域等方面表现出了显著特征，对加快河南经济结构调整、缓解就业压力和推动技术进步与创新等方面起到了十分重要的作用。
(一)河南民间投资发展特征
1.投资总量不断上升，和全社会投资基本一致。
，河南全省民间投资总额达8 579.83亿元，是1991年的76.48倍，大大高于全社会投资(53.44倍)和政府投资(35.52倍)。全省民间投资占全社会投资的比重由1991年的44%上升到20的63%，与政府投资占比由56%下降到37%形成鲜明对比[2]。
民间投资总量不断上升，说明河南民间投资十分活跃，民营经济发展十分迅速，并且民间投资总体趋势和全社会投资基本保持一致，如下页图1和图2所示。
2.投资主体呈多元化趋势。当前，民间投资主要由个体投资(居民个人的生产性投资和住宅投资、城乡个体工商户经营性投资)、私营企业投资、私有资本控股的股份制企业投资、集体企业投资和其他投资构成。近年来，河南民间投资主体多元化趋势明显，各类投资十分活跃，民间投资由个体和集体为主逐渐向股份制经济投资转变，股份制经济投资成为民间投资最主要的投资主体之一。
3.投资领域和行业不断拓宽。近年来，河南民间投资已涉足工业、房地产业、批发和零售业、水利环境和公共设施管理业、农林牧渔业等国民经济多个领域，既有竞争性项目，也有基础性和公益性项目，在多数行业投资中，民间投资占较大份额且增势强劲。
1～2月，全省工业完成投资278.36亿元，占民间投资的59.0%;房地产业完成投资113.92亿元，占民间投资的24.1%;批发和零售业完成投资17.25亿元，占民间投资的3.7%;水利环境和公共设施管理业完成投资16.11亿元，占民间投资的3.4%;农林牧渔业完成投资11.76亿元，占民间投资的2.5%[3]。
4.投资具有周期性波动的特点。民间投资需求波动趋势与国民经济波动趋势是基本一致的，只是波动幅度更大一些。当经济处于扩张期时，民间投资也随之扩张;经济处于收缩期时，民间投资也随之收缩。
这表明民间资本发展还不成熟，短期行为明显，具有内在的脆弱性。从图1和图2可以看出，受国际金融危机的'影响，河南民间投资占全社会投资总额比重明显下降，与国民经济波动趋势是基本一致的[4]。
二、河南民间投资与经济增长关系的实证研究下面选取河南一定时期内样本数据，采用Eviews6.0软件，对民间投资与经济增长关系进行实证研究。
(一)变量选取和数据来源
目前，对民间投资尚无统一的定义，因此只能根据经济学界相对主流的定义来计算民间投资，即按照资金来源来区别政府投资和民间投资。民间投资包括集体经济、私营个体、联营经济和股份制经济及其他经济的总和。根据国家统计局网站各地区统计年鉴和河南省统计网，按全社会固定资产投资额进行计算，选取河南省1991～年各年民间投资(CI)数据和GDP数据，来分析二者的关系。
(二)变量处理
GDP和民间投资CI两组时间序列数据存在着很明显的上升趋势，直接对二者进行回归分析可能存在着“伪回归”关系，为避免此类情况发生，首先要对数据进行相关处理，进而采用协整分析方法，来研究民间投资和经济增长之间的关系。
1.对CI和GDP数值取自然对数。为消除时间序列数据中异方差的影响，使得数据更易于建模，对数据取自然对数，得到数据LNGDP和LNCI。
2.序列的平稳性检验。在进行协整分析之前，首先要对上述数据进行平稳性检验，判断各序列的平稳性和单整阶数，结果如表1所示。
可见，在5%和1%的显著性水平下，LNCI和LNGDP的ADF值均小于其临界值，表现出平稳特征，从而不需要对其进行协整分析，可以直接对其进行回归分析。
(三)自相关检验和模型建立
运用最小二乘法OLS对LNCI和LNGDP进行回归，估计结果如表2所示。
在给定5%的显著性水平下，方程通过t检验，拟合优度达到97.87%，拟合程度较高，但DW值仅为0.30。于是，判断可能存在自相关性，进一步做LM检验，得到结果如表3所示。
在给定5%的显著性水平下，方程确实存在自相关。用偏相关系数检验得知，如表4所示，存在一阶自相关。
用广义差分法消除一阶自相关，运用最小二乘法OLS进行回归，估计结果如表5所示。
表5 OLS回归估计
进一步做LM检验，结果如表6所示。
在给定5%的显著性水平下，可知方程消除了一阶自相关。用偏相关系数检验得知，如表7所示，一阶自相关消除。
根据以上相关检验和分析，可以得到估计的模型为:LNGDP=5.34137461438+0.499971306367*LNCI+[AR(1)=0.767919546863](12.48160)(10.11733)(10.26614)R2=0.997639 R2=0.997324 DW=2.029908从模型估计的结果可以看出，在河南民间投资和国民经济增长的长期均衡关系中，CI的乘数为0.49997，即CI每增加1个单位，将促使GDP增加0.49997个单位，说明了民间投资对经济增长的拉动作用，并且二者存在长期稳定的关系。
(四)格兰杰因果关系检验
上面模型估计的结果只说明了民间投资对经济增长的拉动作用，而未体现出经济增长对民间投资的关系。下面通过Granger因果检验，结果如表8所示。
可见，当时滞后期为4时，原假设的概率值为0.6648，表明拒绝的概率小，认为CI促进了GDP增长;原假设的概率值为0.0684，表明拒绝的概率大，认为GDP增长并没有在很大程度上导致CI发展。从Granger检验结果可以判定，民间投资和经济增长之间存在着单向的因果关系。
四、结论和建议
(一)河南民间投资与经济增长之间的互动关系由回归分析可知，民间投资是河南经济增长的一个主要推动因素，能达到将近50%的乘数效应，成为近年来河南经济增长的重要动力。由协整关系可知，河南民间投资与经济增长之间存在着长期稳定的关系。由Granger检验可知，民间投资和经济增长之间存在着单向的因果关系，即民间投资拉动了经济增长，但经济增长并没有对民间投资形成良好的促进作用。
(二)促进河南民间投资与经济增长相互推动的建议1.更加优化民间投资环境。由于河南民间投资与经济增长之间存在着单向的因果关系，民间投资拉动了经济增长，但经济增长并没有对民间投资形成良好的促进作用。为此，应制定有效的政策措施，鼓励、支持和引导民间投资发展壮大，发挥投资与增长的乘数效应。另外，民间投资需求波动趋势与国民经济波动趋势是基本一致的，民间资本有其内在的脆弱性，民营经济的发展需要以政府的政策为导向。为此，河南要综合采取有利于民间投资发展的各项政策措施，切实保护民间投资的合法权益，培育和维护平等竞争的投资环境，更加优化民间投资环境。
2.合理引导民间投资投向。尽管民间投资对经济增长的拉动作用很大，但这种作用不能一味放大，否则可能会导致通货膨胀和产业结构的不合理。研究表明，政府投资在短期内可以扩大总需求，拉动经济增长，但这种作用是暂时的，从长期看，民间投资才是促进经济持续增长的原动力。一般情况下，政府投资主要是投向公共产品和非竞争性领域，相应地，民间投资应该多投向竞争性领域[5]。“十二五”时期，根据国家扩大内需的发展战略，顺应国家产业政策发展倾向，应该鼓励扩大民间投资，放宽市场准入，支持民间资本进入基础产业、基础设施、市政公用事业、社会事业、金融服务等领域。
3.提高民营经济可持续发展能力。经济增长不能完全依赖资本积累，从长期来看，技术进步才是促进经济增长的决定性因素。在激烈的市场竞争环境中，要启动民间投资、发展民营经济，不但要有一个良好的外部环境，企业自身发展能力的提高也是发展的关键。因此，要提高管理层的综合素质，培养一批高素质的现代经理人，提高企业内部经营管理水平，提高企业的经济效益，增强企业自我发展能力;必须高度重视民营企业的技术进步，加快企业的技术改造步伐，提高产品质量，增加适销对路的产品，创名牌产品，增强市场竞争力。只有这样，才能提高民营经济的可持续发展能力。
篇2：股票市场与经济增长关系实证研究
股票市场与经济增长关系实证研究
股票市场发展与经济增长的相关性是经济增长理论中的新领域。多数的实证分析证实股票市场发展促进了经济增长。那么，我国股票市场的建立和发展是否有利于我国经济的增长呢?回归分析表明：我国股票市场规模的扩大、交易率的提高增加了国有单位的固定资产投资，加快了企业的技术进步，推动了我国经济更快的增长。因而，股票市场发展与经济增长之间有很强的正相关性。据此，我们可以认为股票市场发展是我国金融深化的重要环节，是中国经济持续增长的一股推动力量。
股票市场与经济增长关系是经济增长理论研究中的一个新课题。当经济学家详细探讨了贸易与经济增长、金融中介与经济增长关系后，感到如何界定股票市场在经济增长中的作用是非常重要的，其目的是要揭示未来股票市场的发展前景和经济增长的潜力。对于股票市场尚未充分发展的许多发展中国家来说，假如股票市场与经济增长之间存在着正相关关系，那么，促进股票市场的发展就是显而易见的`政策建议。
截至3月初，我国股票市场的A股流通市值已达10609．4亿元，在上海与深圳证券交易所上市发行A股的公司达到了929家。股票市场的规模和流动性指标与发展中国家以及发达国家相比，已经达到较高的水平。我国1993D间A股流通市值与GDP的比率平均为0．052，46个发达国家和发展中国家在1976D1993年间的平均比率为0．32。1993D19间我国A股的平均交易率(股票成交金额与GDP的比率)为0．275，1976D1993年间美国股市的平均交易率为0．29，英国为0．253，韩国为0．183，泰国为0．144。显然，我国股票市场的发展与国民经济之间的关系越来越紧密了。
怎样研究和确定股票市场发展与经济增长的关系呢?莱文和泽尔沃斯(Levine andZeros，)在总结阿切和乔万诺维克(Atje and Jovanovie，1993)等人研究成果的基础上，再次证实了一个重要的假设：股票市场的发展和经济增长之间有很强的正相关关系。
本文运用莱文和泽尔沃斯(1998)提出的方法对1993D年期间我国股票市场发展和经济增长关系进行实证研究，以检验我国股票市场的发展对经济增长是否起到了促进作用。一、变量与数据的解释
为了检验股票市场与经济增长之间的相关关系，我们需要确定以下几个方面的指标。
(1)股票市场发展的指标。下述四个指标可以反映我国股票市场的发展水平。
第一个指标是资本化率，用Capitalization表示，等于每一季度A股流通市值与名义季度GDP的比率，我们用它来反映股市的发展状况。之所以选择流通市值而不是市价总值，是因为我们认为国家股和法人股并没有上市流通，不具备股票市场应有的风险分散、信息收集等功能，只有社会公众股才能代表我国股票市场的规模和发展水平。股票市场规模越大，募集资本和分散风险的能力越强。考虑到B股相对于A股规模较小，1999年底B股流通市值仅为A股流通市值的3．5％，将B股舍去不会影响计量模型的准确性。流通市值等于在上交所和深交所上市的股票A股流通市值之总和。和1999年的季度流通市值数据来自《上海证券交易所统计月报》(1998．1D1999．12)和《深圳证券交易所市场统计》(1998．1D1999．12)；上交所1994年第三季度至第四季度的流通市值和深交所1994年第一季度至19第四季度的流通市值来自《中国证券期货统计年鉴》(1995D19)；上交所1993年第一季度至1994年第二季度的流通市值和深交所1993年的季度流通市值无法从公开出版物上获得现成数据，我们利用上市公司每季度末的流通股本和股票的收盘价计算而得。1992年第四季度至1999年第四季度的季度GDP数据来自《中国统计》(
[1] [2] [3] [4] [5]
篇3：股票市场与经济增长关系实证研究
股票市场与经济增长关系实证研究
股票市场发展与经济增长的相关性是经济增长理论中的新领域。多数的实证分析证实股票市场发展促进了经济增长。那么，我国股票市场的建立和发展是否有利于我国经济的增长呢?回归分析表明：我国股票市场规模的扩大、交易率的提高增加了国有单位的固定资产投资，加快了企业的技术进步，推动了我国经济更快的增长。因而，股票市场发展与经济增长之间有很强的正相关性。据此，我们可以认为股票市场发展是我国金融深化的重要环节，是中国经济持续增长的一股推动力量。
股票市场与经济增长关系是经济增长理论研究中的一个新课题。当经济学家详细探讨了贸易与经济增长、金融中介与经济增长关系后，感到如何界定股票市场在经济增长中的作用是非常重要的，其目的是要揭示未来股票市场的发展前景和经济增长的潜力。对于股票市场尚未充分发展的许多发展中国家来说，假如股票市场与经济增长之间存在着正相关关系，那么，促进股票市场的发展就是显而易见的政策建议。
截至203月初，我国股票市场的A股流通市值已达10609．4亿元，在上海与深圳证券交易所上市发行A股的公司达到了929家。股票市场的规模和流动性指标与发展中国家以及发达国家相比，已经达到较高的水平。我国1993D1999年间A股流通市值与GDP的比率平均为0．052，46个发达国家和发展中国家在1976D1993年间的平均比率为0．32。1993D1999年间我国A股的平均交易率(股票成交金额与GDP的比率)为0．275，1976D1993年间美国股市的平均交易率为0．29，英国为0．253，韩国为0．183，泰国为0．144。显然，我国股票市场的发展与国民经济之间的关系越来越紧密了。
怎样研究和确定股票市场发展与经济增长的关系呢?莱文和泽尔沃斯(Levine andZeros，1998)在总结阿切和乔万诺维克(Atje and Jovanovie，1993)等人研究成果的基础上，再次证实了一个重要的假设：股票市场的发展和经济增长之间有很强的正相关关系。
本文运用莱文和泽尔沃斯(1998)提出的方法对1993D1999年期间我国股票市场发展和经济增长关系进行实证研究，以检验我国股票市场的发展对经济增长是否起到了促进作用。一、变量与数据的解释
为了检验股票市场与经济增长之间的相关关系，我们需要确定以下几个方面的指标。
(1)股票市场发展的指标。下述四个指标可以反映我国股票市场的发展水平。
第一个指标是资本化率，用Capitalization表示，等于每一季度A股流通市值与名义季度GDP的比率，我们用它来反映股市的发展状况。之所以选择流通市值而不是市价总值，是因为我们认为国家股和法人股并没有上市流通，不具备股票市场应有的风险分散、信息收集等功能，只有社会公众股才能代表我国股票市场的规模和发展水平。股票市场规模越大，募集资本和分散风险的能力越强。考虑到B股相对于A股规模较小，1999年底B股流通市值仅为A股流通市值的3．5％，将B股舍去不会影响计量模型的准确性。流通市值等于在上交所和深交所上市的股票A股流通市值之总和。1998年和1999年的季度流通市值数据来自《上海证券交易所统计月报》(1998．1D1999．12)和《深圳证券交易所市场统计》(1998．1D1999．12)；上交所1994年第三季度至年第四季度的流通市值和深交所1994年第一季度至1997年第四季度的流通市值来自《中国证券期货统计年鉴》(1995D1998年)；上交所1993年第一季度至1994年第二季度的流通市值和深交所1993年的季度流通市值无法从公开出版物上获得现成数据，我们利用上市公司每季度末的流通股本和股票的收盘价计算而得。1992年第四季度至1999年第四季度的季度GDP数据来自《中国统计》(1992．11D．2)。
第二个指标是交易率，用Value表示，等于上交所和深交所每季A股总成交金额与季度名义GDP的比值。反映出以经济总量为基础的股市流动性。1998年第一季度至1999年第四季度的A股成交金额来自《上海证券交易所统计月报》(1998．1D1999．12)和《深圳证券交易所市场统计》(1998．1D1999．12)；1994年至1997年的A股成交金额来自《中国证券期货统计年鉴》(1995D1998年)；1993年的A股季度成交金额在公开出版物上难于找到现成的数据，我们依据《中国证券报》(1993．1D1993．12)和《证券市场周刊》(1993．1D1993．2)上的数据计算得出。
第三个指标是换手率，用Turnover表示，等于A股季度成交金额除以A股季度流通市值。高换手率意味着相对低的交易费用。第二和第三个指标均反映了股票市场的流动性(Liqridity)。
第四个指标是股票市场收益率波动，用Volatility表示，等于沪市A股指数的季度标准差。沪市A股指数来自《中国证券报》(1993．1D1999．12)。在我们研究的期限内，深市和沪市大盘的走势基本一致，因此，我们只计算了沪市A股指数的标准差。因为上市公司的季度红利分配数据无法精确得到，所以我们在计算股票收益率的波动时，只计算了资本利得的标准差。
(2)经济增长指标。考虑到数据的可得性，我们使用三个经济增长指标。
第一个指标是实际GDP季度环比增长率，用GY表示。我们以1993年第一季度为基期，计算各季的商品零售价格指数(RPI)，基期RPI=100。用名义GDP除以当季的RPI就得到实际GDP季度环比增长率。在计算各季的商品零售价格指数时，采用商品零售价格的月度环比数据，其中和1997年各月的数据来自《中国物价及城镇居民家庭收支统计年鉴》(19、1997年)，其它年份的商品零售价格月度环比数据散见于《价格理论与实践》(1992．11D2000．1)、《中国统计》(1992．11D．2)、《宏观经济管理》(1994．8D1996．2)。需要指出的是，在Capi-talization、Valre以及下文中的Savings、Depth指标中，我们使用的均是名义GDP，这是因为通货膨胀或通货紧缩同时作用于这些指标的分子与分母，两者相除在一定程度D亡抵销了这种影响。
第二个指标是国有单位固定资产投资季度环比增长率，用GC表示。理由是：①无法获得资本存量的季度折旧数据，所以不使用资本存量增长率指标；②无法获得全社会固定资产投资完整的季度数据，由于我国上市公司绝大多数属于国有企业，股票市场的发展和国有企业的投资活动联系较为密切，所以使用国有单位固定资产投资的数据。各季度国有单位固定资产投资的名义值同样除以季度零售物价指数而化为实际值，然后再计算各季度的环比增长率。1993年第一季度至1999年第四季度的名义国有单位固定资产投资数据来自《中国统计》(1992．11D1994．5)和《宏观经济管理》(1994．8D2000．2)。
第三个指标是居民的银行储蓄率，用Savings表示，等于居民本季度末的储蓄存款余额减去上季度末的储蓄存款余额再除以该季度的名义GDP。1993年第一季度至1997年第四季度的居民储蓄存款季度末余额来自《中国金融统计年鉴》(1995D1998年)，1998年第一季度至1998，年第四季度的居民储蓄存款季度末余额来自《宏观经济管理》(1998．5D2000．2)。
(3)传统的金融深化指标。用Depth来表示，测定金融中介的规模，等于金融中介的流动负债(现金以及银行与非银行金融中介的活期和带息流动负债)与当季GDP的比率，即M2／GDP。这里的M2是上季度末和本季度末广义货币供应量(M2)存量的算术平均值。1993年第一季度至1997年第四季度的M2来自《中国金融年鉴》(1995D1998年)，1998年第一季度至1999年第四季度的M2来自《宏观经济管理》(1998．5D2000，2)。因为1993年前后M2的统计口径发生了变化，所以1993年第一季度的Depth指标中的M2更指1993年第一季度末的广义货币供应量余额。在现实世界中，经济增长受到许多因素内影响。为了检验股票市场与经济增长之间的关系是否独立于其它变量，有必要结合相定变量进行分析。金融中介与股票市场在优比资源配置中的功能有很多重叠之处，西方关于金融中介的理论表明金融中介同样能够降低信息获取成本、促进对大企业的控制，以及提供风险分散和提高流动性的机制。但越来越多的理论和实证研究表明股票市场和金融中介在经济体系中提供了不尽相同的功能。例如，股票市场在提供风险分散和提高流动性机制方面似乎有更大的优势，而金融中介在降低信息获取成本和对大企业控制方面似乎比股市做得更好。因此，我们把股票市场和金融中介放在同一个模型中进行实证研究，以检验包括了金融中介对经济增长的影响后股票市场与经济增长之间的相关性。二、回归结果及其分析
运用SPSS统计软件对我国股票市场发展状况的指标和经济增长指标之间的关系进行线性回归，我们得到以下几个结果： 结果一：Capitalization、Value和Capitalization(-2)和Capitalization(-4)、Value(-4)都显著地进入回归模型(相应的t检验值都大于1．71)。
当期的Capitalization、Value和GY之间的高相关度并不一定说明股票市场的发展推动了经济增因为当期经济的繁荣同样会导致当期股票市场交易的活跃。在回归模型中，CaPitalization(-4)的偏相关系数比Capital-ization的偏相关系数要大(由1．93增加到2.37)，而Value(-4)的偏相关系数与Value的偏相关系数相比，则没有发生多少变化(由0．63变化到0．60)。这说明当期股票市场的规模和流动性水平与一年后经济增长率的相关度是非常高的。仅仅根据上述数据，我们仍然不能得出股票市场推动了经济增长的结论。因为还存在着另外‘下问题DD“价格效应”，即预期将来经济的繁荣会导致当期股票价格的上涨、股票交易的活跃。“价格效应”会使股票流通市值扩大，成交金额增加。为了检验“价格效应”是否是促成GY和Capitaliza-tion(-4)，Value(-4)之间高相关性的主要原因，我们把Capitalization(-4)和Value(-4)放在同一个方程中进行回归，表1显示的回归结果表明价格效应不是主要原因。因为Capitalization(-4)仍然显著地进入回归模型，而且Capitaliza-tion(-4)的偏相关系数虽然有所下降(由2．37下降为2．28)，但依然相当大。由于，我们大胆地引申出如下结论：这些年我国股票市场的发展对我国经济的增长在总体上起到了有力的促进作用。为了增强这一结论的说服力，下述几个方面的论证无疑是必要的。
首先，银行贷款得到的是固定的利息收入，无法分享高风险投资带来的高收益。因此，银行的中长期贷款总是在贷款合同中规定贷款的用途，限制企业将资金投资于高风险项目。投资者购买股票能够通过股票价格的上涨，分享高风险投资带来的高收益，因此，上市公司将筹集的资金大部分用于知识、技术更加密集的项目得到了投资者的认可，而且企业在投资这些项目时不再面临短期还本付息的压力。上市公司确实也将80％以上的资金用于新建、扩建项目和技改项目，这些项目的投资回报率一般都较高。
其次，上市公司的股票价格是广大投资者对公司投资决策、管理水平、经营业绩较为客观的评价，会对公司管理层产生一定的监督压力。朝阳产业、高科技产业的高市盈率会促使上市公司管理层增加对科研的投入，增加产品的科技含量。同一产业内上市公司股票价格的差异反映了投资者对公司经营管理水平的不同评估，公司的股票价格随着不尽如人意报表的公布而下跌，这些都是投资者迫使企业管理层改善自身管理水平、提高企业经济绩效的一种市场压力。股价的低迷也将使公司配股资金的筹集遇到极大的困难，这是股票市场保证资源优化配置的一项重要机制。纵观目前国内学者关于中国股市有效性的实证研究结果，大部分结论支持中国股市已逐渐达到弱式有效性，即股票价格反映了所有过去的价格和交易信息。股票市场达到弱式有效性也意味着股票市场配置资源的效率在不断提高。
第三，国有银行在贷款项目的选择上并没有一套科学、严格的`评估方法，而且还要经常发放一些低效的政策性贷款，对那些效率低下的国有企业进行“输血”，使银行信贷资源没有实现最优配置。我国公司上市名额非常稀缺，证监会的选择尽管不是最优的，但是基于“稀缺性”所形成的遴选机制，使获准上市的企业往往是该行业、该地区的优秀企业，相对说来，募集资金的流向和使用效率还是相当高的。此外，我国股票市场对上市公司配股权的获得规定了年度净资产收益率的下限，这是保证资源优化配置的一项重要制度。
第四，我国国有企业所有者缺位，对国有企业经营者的监督非常缺乏，作为大信贷者的国有银行，同样面临委托DD代理的冲突问题，对企业信贷的使用缺乏事后的监督，使资源在企业内部并没有得到最优的配置。将国有企业推向股票市场，建立起董事会、监事会、股东大会，特别是吸纳的法人投资者对国有企业管理者存在着一定程度的监督。上市公司要定期公布中报、年报和一些重要事项，也就增加了国有企业管理的透明度，便于企业接受外部投资者的监督。对1998年底已在沪深两市交易的174家上市公司的统计显示：1994年至1998年间总经理共发生了65次非正常变更(排除因年龄、生病这两种原因引起的变更)，平均每家公司为0．37次。上市公司经营业绩差、公司发生购并引起股权结构的变动是总经理非正常变更的主要原因。我们的统计表明，在1998年发生的52起实质性资产重组(第一大股东易主)中，总经理全部被更换。通过股票市场，对上市公司管理者内部监督、外部约束的加强有利于实现资源的优化配置。
结果二：在股票市场的规模指标和流动性指标都进入模型的三个回归方程中，Val-ue、Valre(-2)和Valre(-4)都不再显著地进入回归模型(相应的t检验值都较小)
。
这说明在我国股市发展处于初级阶段的这几年里，股票市场规模的扩大，也就是我们所说的“扩容”，对经济增长的促进作用远远大于提高股票市场的流动性对经济增长的影响。这一结论与莱文和泽尔沃斯(1998)得出的结论差异较大。莱文和泽尔沃斯对42个国家作了跨国分析后认为，提高股票市场的流动性，便利股票的交易对经济增长的推动作用大于扩大股市规模对经济增长的影响。对此，我们的解释是：提高股票市场的流动性，能够降低投资股票的风险，从而使投资者更愿意投资于高风险、高回报的长期项目。但是我国股票市场的发展尚处于初级阶段，广大投资者对新股的需求远远大于供给，存在着新股的“短缺”现象，这也是我国对新股发行实行配额制的原因。在这种情况下，投资者购买新股的热情决不会因为股票市场流动性的降低而减少。更重要的一个原因可能是直接融资替代间接融资使资源配置的优化效应大于因股市流动性增加而加强了对企业管理层的监督所实现的优化资源配置的效应。而且，股市规模的扩大便于投资者隐藏私人信息，对私人信息的垄断能使投资者获取更高的交易利润，这就激励投资者花费更高的成本去搜集企业信息。这些信息将随着股票交易逐渐渗入到股票价格中，股票价格对企业信息的反映越是充分，股票市场的价格信号功能和对管理者的监督控制功能就越完善，资源的配资效率就越高。
结果三：换手率指标Turnover、Turnover(-2)、Turnover(-4)都不显著地进入回归模型。而且换手率的偏相关系数相当小，与经济增长之间的关联度很低。
我国股票市场的换手率极高，1993年至1999年年度平均换手率为5．27，1976D1993年间美国的平均换手率0．493， 日本为0．469，泰国为0．739，韩国为0．832财。我国股票市场的换手率不仅高，而且与实质经济发展状况相脱离，由换手率指标与经济增长率之间关系的非显著性可以看出，我国股票市场的投机性非常强。在一个股机性很强的股票市场中，投资者购买股票是为了在短期内将股票在一个更高的价位上抛售，追求的目标纯粹是资本利得。这种短期行为使投资者更关注股票的技术分析、K线形态、炒作概念，而对上市公司的投资决策、管理效率、经营业绩、行业发展都不会花费足够的精力去调查研究。这样，上市公司的管理层就不会面临中小股东的监督压力，而且股票价格中包含的实质信息也会非常少。股票价格与公司实际经营管理状况相脱离，资本市场对上市公司管理层的监督就被削弱了。
结果四：Volatility和Volatility(-4)都不显著地进入回归模型，Volatility(D2)显著地进入回归模型，而且Volatility(D2)的偏向关系数是-1．09。
这说明我国股票市场收益率的波动在一定程度上影响了国民经济的稳定发展。股票市场总体收益率波动的标准差可以看作是投资股票的市场风险，这种风险是无法用投资组合加以克服的。因此，这种市场风险越大，则风险规避的投资者就越不愿意投资于股市，他们宁愿将钱存在银行里，追求低风险的稳定收益。这势必会影响新股的发行规模、发行市盈率以及已上市公司的配股功能。这从一定程度上证实了德龙等人(Bradford Delonget al，1989)的观点：股票市场收益率的波动会阻碍投资和资源的优化配置。
结果五：金融深化的指标Depth显著地进入所有的回归模型，而且Depth的偏回归系数是负的。
这一检验结果与其他学者的研究结论相似，金融中介的发展和经济增长之间有显著的负相关关系。
三、进一步解释
一国的经济增长率由人均资本存量和全要素劳动生产率决定，股票市场对经济增长的推动作用也是通过影响人均资本存量和全要素劳动生产率来实现的。居民的储蓄存款是社会的人力资本投资、企业固定资产投资、研究与开发的重要资金来源，而这些方面的投资决定了一国经济增长率的高低。因此，为了进一步检验中国股票市场发展对经济增长的作用，同时考虑到数据的可得性，我们可以从以下两个回归模型进行分析：
1.中国股票市场发展与国有单位固定资产投资增长的相关性模型。这一模型的回归结果显示，除了Capitalization(-2)和Vaule(D2)外，其余衡量我国股票市场发展状况的几个指标均不显著地进入回归模型。
Capitalization(-2)和Vaule(-2)的偏回归系数均为正，这说明股票市场规模的扩大，交易的活跃增加了国有单位固定资产的投资。而且这个效应滞后了半年，说明我国上市公司从资金募集到项目投资的间隔大约为半年左右。同时，股票融资和国有单位固定资产投资之间的正相关关系也说明股票市场的直接融资和银行的间接融资并不是纯粹的替代交系，企业从股票市场募集资金后确实会减少向银行借款，但是企业募集资金的大部分却是投向一些技术含量较高、投资周期较长的新项目，而这些项目在企业上市之前是很难从银行获得贷款的。即使能够获得银行贷款，也会因为资金成本过高降低了投资项目的收益率而被企业放弃。如果这些项目获得资本市场的支持，就可以转变成新的生产能力，其收益率是比较高的。从这个角度看，股票市场优化资源配置的功能确实加快了企业的技术进步，有利于产业结构升级，推动了经济增长。研究显示，当期固定资产投资的增加只是等量的增加了国内生产总值，而投资项目外部性的逐渐溢出则提高了全社会的劳动生产率，推动了经济以更快的速度增长。鉴于我国季度劳动生产率数据难觅，我们无法对劳动生产率和股票市场发展的相关性进行回归。
2．中国股票市场发展与居民银行储蓄的相关性模型。这一模型的回归结果显示：
结果一：当期、滞后半年和滞后一年的Capitalization和Value均显著地进入回归模型(相应的t检验值均大于1．71)。股票市场的规模指标和交易率指标与居民银行储蓄率呈负相关性。
这说明，股票市场规模的扩大、交易的活跃将诱使居民减少投机性货币需求，将这部分储蓄存款投资到股票市场中。因为，投机性货币需求追求的只是资产的最高期望收益，股票价格的普遍上涨、市场成交量的放大使股票投资的收益率远远超过了银行储蓄。1999年“5．19”行情启动后，第三和第四季度居民储蓄存款余额仅比上季度增加了190．83亿元和257．69亿元，而1998年第三和第四季度居民储蓄存款余额则分别比上一季度增加了1633亿元和1827亿元。2000年2月14日股市暴涨了9％以后，沪深两市开户的投资者在3天内剧增了7万多户。股票一级市场的稳定性高收益也吸引着大量的资金滞留在股票一级市场中，随着股市的不断“扩容”，越来越多的储蓄存款加入到“摇奖队伍”。我们的实证结果证明了本斯维格和史密斯(BenciVenga and Smith，1991)提出的观点：股票市场流动性的提高、交易成本的下降将导致居民银行储蓄率的下降。居民储蓄存款的下降会减少银行的可贷资金，进而使新增投资下降，最终减缓了一国的经济增长率。本文前面的回归结果却表明股票市场推
动了我国经济的增长。对此，我们的解释是：a．在我国股票市场发展的初期阶段，股票市场实现的资源配置优化对经济增长的推动作用要大于居民银行储蓄率下降导致的投资下降对经济增长的抑制作用；b．国有企业通过新股发行和配股融通到的资金部分补偿了银行门接融资的下降；c．近年来我国银行业一直处于“超存”的状态，居民储蓄存款的下降，一部分减少了银行的超额准备金，资金的更加有效利用还提高了投资收益率。
结果二：Volatility(-2)和Savings呈显著性正相关关系。
这说明股票市场的系统风险越高，居民就越青睐收益稳定的银行储蓄。股票市场上投资者数量的减少，交易资金的下降将削弱股票市场功能的发挥，从而阻碍经济的增长。这一结果进一步论证了本文Volatility(-2)和GY之间的负相关关系。
结果三：GY(-4)在所有的回归方程中都和Savings呈非常显著的负相关关系。
这说明上一年收入的增加会导致当期居民银行储蓄率的下降。一种可能的解释是：根据持久收入假说，如果居民预期未来的收入会保持现在的增长速度或以更高的速度增长时，他们会在下一年度增加消费，减少储蓄，提前享受未来收入增长带来的好处，从而尽量使较长一段时间内的消费趋于平稳。这样，我们就会看到储蓄率将随着经济增长率的提高而下降。四、结论
本文的实证研究证实了莱文和泽尔沃斯的假设：股票市场发展和经济增长之间有很强的正相关性；而与股票市场对经济增长的作用是极其有限的结论不同。本文的主要结论是：(1)股票市场规模的扩大、交易率的提高促进了我国经济的增长，股市规模的扩大对经济增长的推动作用尤为显著。(2)股票市场收益率的波动抑制了储蓄资金投向高效率的项目，在一定程度上影响了我国经济的稳定增长。(3)股票市场规模的扩大、交易率的提高增加了国有单位固定资产的投资数量，加快了企业的技术进步。(4)股票市场规模的扩大、交易率的提高导致我国居民银行储蓄率的下降，却提高了直接融资的比重。(5)股票市场通过改善投资效率、优化资源配置而提高了全社会的劳动生产率，进而提高了我国经济的增长质量。
全文的分析表明，尽管因劳动生产率等数据指标难觅，从而会在一定程度上影响实证检验的结论，但多数的指标均表明我国股票市场在1993D1999年间的发展促进了经济增长。因此，股票市场的积极“扩容”，可以成为中国经济持续和高速增长的一股推动力量。
篇4：山西省经济增长与环境污染关系的实证研究
山西省经济增长与环境污染关系的实证研究
本文以环境库兹涅茨曲线(EKC)的理论为基础,选取1996-山西省的.环境与经济统计数据,以工业废水排放量、工业废气排放量和工业固体废物产生量为环境指标,以人均GDP为经济指标,建立山西省经济增长与环境污染水平计量模型,进行回归分析.结果表明:山西省工业“三废”的排放量与人均GDP之问并未呈现典型的“倒U”型关系,而是呈“正N型”处在上升阶段.认为山西省实现经济与环境协调发展关键是要加快产业结构升级,转型现有的经济发展模式,发展循环经济.
作 者：罗淦 作者单位：中国地质大学,北京,人文经管学院,北京,100083 刊 名：现代商业 英文刊名：MODERN BUSINESS 年，卷(期)： “”(15) 分类号：X5 关键词：山西省 环境库兹涅茨曲线 循环经济篇5：我国金融发展与经济增长关系实证研究
我国金融发展与经济增长关系实证研究
应用协整和格兰杰因果检验等计量方法,分析了我国GDP增长率和金融发展速度之间的内在联系.研究结果表明,现阶段,相对于金融发展推动经济增长来说,中国似乎更多地表现为经济增长带动金融发展.
作 者：单俏颖 作者单位：天津财经学院,统计系,天津,300222 刊 名：北京工业大学学报(社会科学版) 英文刊名：JOURNAL OF BEIJING UNIVERSITY OF TECHNOLOGY(SOCIAL SCIENCES EDITION) 年，卷(期)： 3(4) 分类号：F224.0 关键词：经济增长 金融发展 协整 因果关系篇6：财政收入与经济增长关联实证研究论文
财政收入与经济增长关联实证研究论文
对于财政收入和经济增长关系的计量方法主要是两种:一是简单线性回归，以财政收入或其变形形式作为因变量，以GDP或其变形形式作为自变量进行回归分析。该方法的优点是容易实施，结果解释直观。但其要求财政收入和GDP之间具有线性关系，这个要求在实际当中显然不一定符合，这就影响了模型的实际效果。二是协整理论和误差修正模型。协整理论和误差修正模型突破了线性回归模型的线性假设，在财政收入和GDP非平稳的情况下，只要二者具有协整关系，就可以用误差修正模型来拟合二者的关系。但误差修正模型本质上仍是参数模型，有一定的假设条件。从财政收入和GDP的散点图上很难发现二者之间具有何种参数关系，采取参数模型导致模型误设的可能性很大。非参数模型的限制条件较少，具有较强的适应性。因此，为克服前述方法存在的一些问题，本文将采用非参数回归对财政收入和GDP之间的关系进行拟合。
非参数回归构建方法
非参数方法是于20世纪80年代在统计学领域逐渐发展起来的一种现代统计方法。近10几年来非参数方法在经济学领域了应用越来越频繁，非参数计量经济学是当前计量经济学发展的一个热点。这里对本文将用到的非参数回归方法作一简单介绍。本部分下面的内容主要来自BowmanandAzzalini[9]。回归是最广泛使用的统计工具之一。线性建模从各种意义上来说都是发展和认识充分的，并且存在许多有用的工具检查相关的假设。但是，存在由于数据的内在的非线性而导致线性模式不适用的情况。非参数回归致力于提供一套解决这类数据的建模方法。
1模型和估计
对于模型y=m(x)+ε,其中y表示因变量，x表示自变量，ε表示具有0均值方差为σ2的相互独立的误差项，m(x)代表y与x的关系。当m(x)的函数形式已知，仅需估计函数中未知参数时，此时为参数回归；当对m(x)的具体函数形式不作具体的假定，仅要求其为光滑曲线即可，这就是非参数回归。“光滑”在非参数回归中具有特别重要的意义，没有这个要求，则最佳估计就是简单把各个数据点用线段连接起来，这显然没有意义。因此，对于光滑方法的研究是非参数领域的中心问题之一。已经发展起来的非参数光滑方法有很多，比如核函数光滑，样条光滑，多项式光滑等。本文非参数回归将使用核函数光滑技术。核函数回归又有不同的方法，例如最紧邻估计，核平均估计，局部线性估计等。对于m(x)的估计本文采取局部线性回归。核函数w(z;h)一般是具有0峰并随着z增大而单调递减的光滑的正值函数。这将保证最大的权重赋予那些协变量值xi离感兴趣的点x最近的观测值。为了简便，标准差为h的正态密度函数一般用作核函数。
2光滑参数的选择
光滑参数h控制着核函数的宽度，进而控制估计的非参数回归曲线的光滑程度。当光滑参数过大时，得到的估计会失去数据的曲度的一些细节，导致估计过光滑。当光滑参数过小时，估计开始过于密切追踪数据，这将导致估计欠光滑。显然，有效的平衡是必须的，这就是光滑参数的选择问题。解决光滑参数选择问题的一个简单方法就是在每一个点x处定义均方误差E{m(x)-m(x)}2，其为偏倚的平方与方差项之和。为了构造一个代表估计量整体行为表现的测度，可以对均方误差在自变量观测值上求和。为此可以引进积分的均方误差：MISE(h)=∫E{m(x)-m(x)}2f(x)dx其中f(x)代表自变量的密度。MISE是光滑参数h的函数，因此可以通过求MISE的最小值来得到光滑参数的最优值hopt。交叉验证提供了一种流行的选择光滑参数的方法，其是通过构建MISE的估计量并选择h来求最小值。交叉验证的思想是通过剩余的数据来预测每一个因变量值yi。对于每一个值yi，预测值可以记为m-i(x)，其中下标-i表示观测值(xi,yi)被删除。
4置信带的构建
当假设误差具有正态分布时，那么非参数估计量m(x)也服从正态分布。即使误差分布不能假设是正态的，在较弱的假设下采用中心极限定理就可以认为m(x)近似服从正态分布。但由于估计量m(x)的有偏性，这将导致对于非参数回归曲线构建一般意义上的置信带相对较困难。另一种方法满足于显示非参数回归估计量的变异水平，而不试图去调整不可避免的偏倚。这种类型的带易于构建但需要谨慎的解释。正式地，带状显示了E{m(x)}而不是m(x)的点置信区间。仅需要m(x)的方差估计就可以了。置信带可以构建来指示m(x)的上下两倍标准差。为了区别于正式的置信带，一般使用变异带这个术语以示区别。本文的实证部分给出了估计的非参数回归曲线的变异带。
实证分析
本文讨论中国财政收入增长率与经济增长率之间的关系。在具体变量选择上，财政收入使用统计年鉴中的财政收入指标，经济指标则采用国内生产总值，由于财政收入统计数据一般以当年价格计算，故其增长速度也是名义上的增长速度，为了具有可比性，经济增长率也采取GDP的名义增长率。为了尽可能得到较大容量样本，所选取数据的时间跨度为1953~。数据来源为《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》[10,11]。首先给出数据的描述性分析，作出财政收入增长速度和GDP名义增长率的线图以及他们之间的散点图，具体见图1。在线图中，我们可以发现：GDP名义增长率和财政收入增长速度各自随时间变化的规律并不明显。GDP名义增长率的最低谷出现在1960年附近，最高峰出现在1990~1995年之间；财政收入增长速度的最低谷也出现在1960年附近，而最高峰出现在1970~1975年之间。整体上，财政收入增长速度基本上与GDP名义增长率是同向变动的`，但财政收入增长速度的变化波动幅度更大。在散点图中，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间确实存在一定的关系，但基本不符合线性关系。为了比较，首先还是给出二者之间的线性拟合，然后再对二者之间的关系进行非参数拟合，给出非参数回归的结果。
1简单线性回归模型
下面以财政收入增长速度为因变量(记为FINRate)，以GDP名义增长率为自变量(记为GDPNominalRate)，在1953~2058对数据拟合二者关系的简单线性回归模型，估计方法采取普通最小二乘法(OLS)。估计的回归方程为：FINRate=0.03628+1.007GDPNominalRate.估计的方程中GDP名义增长率的系数通过了检验，是显著的，但调整的R2仅为0.46，方程的估计效果较差。实际上，回归系数为1.0072，非常接近于1，即线性回归模型认为财政收入增长速度与GDP名义增长率之间几乎是同步变化的，这显然不符合实际情况。
2局部线性非参数回归模型
从上面散点图可以看出，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间的具体关系难以确定，对于这种情况，非参数回归可以作为建模方法。下面使用的非参数回归为前面介绍的局部线性回归，光滑参数的选择方法为交叉验证，实现软件为R，具体采用的是由BowmanandAzzalini开发并维护的sm包中的sm．regression函数。局部线性非参数回归的结果如图2所示，图中的虚线为估计曲线的变异带，为了比较，将上面估计的回归直线也在图中给出。从图中可以看出，GDP名义增长率取值在比较正常的范围(0%-20%)内时，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间近似于线性关系，但对于一些GDP名义增长率的极端值情况，二者的关系则已经严重偏离了线性关系，必须用非参数回归的曲线来表示二者之间的关系。因此，非参数回归的结果具有更强的稳健性。
结论
本文主要考察了1953~年期间中国财政收入增长速度和GDP名义增长率之间的关系。由于二者之间存在明显的非线性关系，简单线性回归的估计效果较差。因此文中采用了非线性回归来拟合二者之间的关系，从而较好解决了以前一些学者认为二者之间关系难以确定的问题[12]。分析结果显示GDP名义增长率取值在比较正常的范围(0~20%)内时，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间近似于线性关系，超出这个范围，二者之间的关系具有非线性关系，并且非参数回归给出了GDP名义增长率在整个范围内变化时二者之间的关系曲线。虽然非参数回归给出了二者关系的较好的一个拟合，但由于非参数回归只是用一条回归曲线来代表二者关系，而不能给出二者关系的具体的表达公式，因此对于二者关系的进一步分析具有一定的局限性。
篇7：内蒙古固定资产投资与经济增长关系的实证分析
内蒙古固定资产投资与经济增长关系的实证分析
运用协整理论和误差修正模型对内蒙古1985-的固定资产投资和国内生产总值之间的关系进行了实证分析,通过建立误差修正模型来反映两者之间的`长期和短期关系.分析结果表明:内蒙古经济增长和固定资产投资之间存在长期均衡关系,同时得出滞后一期的误差修正项对长期稳定趋势的偏离起到了比较明显的收敛作用.
作 者：王瑞芬 白建刚 WANG Rui-fen BAI Jian-gang 作者单位：王瑞芬,WANG Rui-fen(西安交通大学,经济与金融学院,陕西,西安,710061)白建刚,BAI Jian-gang(蒙牛乳业集团,内蒙古,呼和浩特,010010)
刊 名：内蒙古财经学院学报 英文刊名：JOURNAL OF INNER MONGOLIA FINANCE AND ECONOMICS COLLEGE 年，卷(期)： “”(3) 分类号：F061.2 F830.59 F224.7 关键词：固定资产投资 国内生产总值 协整 误差修正模型篇8：投资与经济增长关系的实证分析及其财政政策选择
投资与经济增长关系的实证分析及其财政政策选择
投资是实现经济增长的重要推动力.在当前市场萧条、内需不足和货币政策不甚明显的.情况下,更要重视运用财政政策如财政支出、税收、国债等来刺激政府投资和民间投资,为经济增长创造基本的经济条件.
作 者：夏杰长 作者单位：中国社会科学院财贸经济研究所,北京,100836 刊 名：湘潭大学社会科学学报 PKU CSSCI英文刊名：SOCIAL SCIENCE JOURNAL OF XIANGTAN UNIVERSITY 年，卷(期)： 24(1) 分类号：F811 关键词：投资 经济增长 基础设施 财政政策篇9：区域金融发展与经济增长关系的实证研究
区域金融发展与经济增长关系的实证研究
金融发展与经济增长的关系是经济学的一个重要研究领域.以江苏省为例,运用金融发展的两个指标即货币化程度(M2/GDP)和证券化程度(S/GDP)对金融发展与经济增长的关系进行实证检验,得出江苏省的货币化程度与经济增长呈负相关关系,证券化程度与经济增长呈正相关关系的`结论.并对检验结果进行分析.江苏省在今后的金融深化过程中,要在提高金融中介对资源的配置效率、促进证券市场发展等方面努力.
作 者：张兵 胡俊伟 ZHANG Bing HU Jun-wei 作者单位：南京农业大学,经济与贸易学院,江苏,南京,210095 刊 名：南京农业大学学报（社会科学版） CSSCI英文刊名：JOURNAL OF NANJING AGRICULTURAL UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES EDITION) 年，卷(期)： 3(2) 分类号：F301 关键词：金融发展 货币化程度 证券化程度 经济增长篇10：我国金融发展与经济增长关系的实证研究
我国金融发展与经济增长关系的实证研究
随着我国金融中介机构的增多和金融流量的.急剧扩大,金融在资源配置和促进经济增长方面的作用越来越受到人们的重视.由于搞清金融发展与经济增长之间关系对于正确评价我国金融改革的成果是至关重要的,因此有必要从实证角度来进行深入地分析.本文试通过对金融发展中的具体金融变量进行选择与分析,来确定我国金融发展与经济增长之间的数量关系.
作 者：赵春鹏 曹学勤 作者单位：西安交通大学经济与金融学院,西安,710061 刊 名：北京市财贸管理干部学院学报 英文刊名：JOURNAL OF BEIJING INSTITUTE OF FINANCE AND COMMERCE MANAGEMENT 年，卷(期)： 20(2) 分类号：F830 关键词：金融发展 经济增长 金融相关比率 金融中介篇11：经济增长与信贷风险实证分析论文
经济增长与信贷风险实证分析论文
摘要:本文通过使用EVIEWS软件，对以来我国GDP与不良贷款余额的变动情况进行分析，从实证角度得出不良贷款主要由银行信用风险管理水平决定，同时GDP变化会产生一定程度的影响。
关键词：不良贷款；国内生产总值；朱格拉周期；五级分类；Eviews软件
1我国经济发展趋势分析
20世纪以来，经济发展突飞猛进，呈波动上升趋势，经济波动贯穿于经济发展，有规律的经济波动可以称之为经济周期。任何一个国家和地区的经济发展，实际上都是一个波浪式、周期性演进过程。西方经济学家一般把经济周期划分为四个阶段：繁荣、衰退、萧条、复苏。但也有人认为描述经济周期各阶段最简单的方法是把它划分为以下四个阶段：谷底，扩张，高峰，收缩。从我国GDP增长趋势看，中国经济增长存在比较明显的波动趋势，其周期长度大概为9年，属于“朱格拉周期”：1981年———1990年、1991年———、———分别形成三个周期，并先后在1987、1994、形成三次波峰，在1990、、20附近形成三次波谷。
2经济发展与不良信贷形成：基于实证的分析
2.1以来各季经济统计数据（此处略，详见国家统计局网站）可看出，3季度至4季度，GDP增长额大多在1万亿元以上，年1、2季度，增长额下降到原来的40%；此后，GDP增长额缓步上升，至4季度达2.28万亿元高点后，1季度又迅速回落到上季的50%。
2.220以来各季不良贷款数据。由于年以后采用五级分类法统计不良贷款，因此，我们采用2003年以后各季的不良贷款统计数据，对GDP绝对额及其变化对不良贷款的'影响进行实证分析。根据银监会统计数据，考虑到目前商业银行不良贷款的数据统计受不良资产剥离的影响很大，我们通过还原不良贷款真实值计算调整后的不良贷款余额。其中，2003年第四季度起加1969亿元中行、建行损失类贷款，20第二季度起加3428亿元建行、中行、交行剥离给资产公司的可疑类贷款，第二季度起加7050亿元工行剥离的不良贷款，20第二季度起加140亿元光大银行剥离不良贷款，年第四季度起加8156.95亿元农行剥离不良贷款。从调整后的不良贷款数据（略）可以看出，204季度、2008年4季度、204季度是不良贷款的三个拐点，其走势与GDP绝对额、变化额相关。因此，将不良贷款余额作为被解释变量，GDP当季绝对额、同比变化额作为解释变量，建立方程如下：BLBH=C(1)*GDPBH+C(2)*GDPDJ+C(3),其中：Blbh为不良贷款余额，gdpbh为GDP同比变化额，gdpdj为GDP当季绝对额。其中：R方为0.56，需要进一步优化。根据检验参数情况，发现其有较强的自相关性，故更改方程为：BLBH=C(1)*GDPBH+C(2)*GDPDJ+C(3)*BLBH(-1)+C(4)，通过eviews回归，得出如下结果：通过参数显著性检验，R方为0.907接近于1，t-prob均小于0.05，拟合较好。
3有关建议
上述结果表明，不良贷款余额主要受上季不良贷款额影响，即由银行的内部信用风险管理水平决定；同时，不良贷款额与GDP同比变化额负相关，与GDP当季绝对额正相关。通过对不良贷款影响因素的分析，银行应不断提升信用风险管理水平，同时密切关注经济增速放缓对不良贷款的影响，这样，才能保证不良贷款保持平稳，从而促进我国经济发展。
参考文献
[1]2003年-《中国统计年鉴》
[2]孙连友,胡海鸥.宏观经济波动与信用风险结构模型[J].财经理论与实践,(2):31-34
[3]刘志清,鄢姣,余志勇.银行业系统性风险外部环境冲击的量化研究[J].金融监管研究,(1):45-68
[4]中国银行监督管理委员会,2004年-20各季度主要商业银行不良贷款情况表.
篇12：电子商务与经济增长实证分析论文
摘要：随着我国科技的不断进步与发展，电子计算机网络技术已经深入到人们的生活之中，其发展速度是迅猛的，现如今电子商务已经成为我国经济中的热点，许多行业都加入到电商中来。在社会经济发展方面，电子商务所做产生的推动作用是巨大的，更是引发了深刻的变革，改变了人们的经济生活方式。电子商务在我国已经发展了一段时间，其产业规模也在不断扩大之中，近些年该行业的从业人数不断上涨，其对国民经济的带同作用更为明晰，在经济全球化的今天，我们必须抓住机遇，找到合适的契合点，利用电子商务技术与发展理念，努力赶超其他发达国家，实现中国梦。
篇13：电子商务与经济增长实证分析论文
一、经济增长的含义
通常情况下我们将经济增长视为一个地区或国家的在劳务和产品上的增加，而GDP或GNP就是表示其增长的具体数值，但是通过研究与论证我们发现这种认识其实具有一定的片面性，而实际的经济增长应该从两方面进行研究与论证：首先它是一定时期内，产品老五总量与实际附加值之间的对应关系；其次它应该有具体的时间限制，且是潜在生产力的提升与增加。在一些宏观经济理论中，将经济增长定论为产量的增加，而这些理论中所提到的产量可以是人均产量也可是总产量，从视角角度来说，现阶段生产能力的提升主要依赖人力资源、技术水平以及资本积累与自然资源，所以在经济增长的过程中也是对各项生产能力的改进与推动。
二、经济增长的'类型
一般情况下，生产效率的提升以及投入生产要素的增加都会使得经济增长，由此我们从经济学的角度可将经济增长方式进行分类：从经济增长效率角度来说：从该角度出发，可将经济增长方式分为集约型发展与粗放型发展。这两种在那个类型的经济发展方式是相对而言的，集约型主要是依靠提升自身生产质量与利用率等手段来达到经济增长的效果，其主要方式是通过新技术、新工艺以及新材料的运用来提升自身产能与质量，这种发展方式是低成本、低消耗且高收益的较为理想的；而粗放型的经济发展方式其最主要的特点就是投入大量的人力物力，以资源、能源浪费为代价大规模扩大生产，从而实现经济的增长，这种一味追求发展速度、数量却不重视生产率作用的经济发展方式虽然有实际效果，但是往往会造成高成本、高消耗等问题的出现，所产生的效益也相对较低。
三、以solowmodel为模型的实证分析
通过采用电子商务技术中的solowmodel模型，至我为我国的电子商务与GDP之间的关系进行分析。首先我们对solowmodel中的原始C-D作为原始模型进行实证分析，并通过电子商务技术A的作用，得到以电子商务技术为基础的资本增长函数，即Y=(AK)αLβ，在这个公式之中，我们用Y来表示经济产出，用K来代表资本投入，用L代表劳动力投入，而固定资本投入与劳动力投入对晋级增长的贡献率在电商水平不变的情况下用α、β进行表示。
四、电子商务与经济增长关系的实证分析
1.计算步骤。此次实证分分为两大板块，首先是对所选时间段的前半部分进行讨论，将20至作为主体，采用Y=KαLβ进行计算，通过计算我们不难看出此时依然为比较原始的C-D生产函数，说明该阶段我国的电子商务处于初始阶段；而第二部分则对选取时间的后半段也就是到20进行计算，这是我们不难看出电子商务交易额逐渐上升，相对应的指数函数也在不断提升，因此电商在改时间段受到广泛的关注与运用，其影响力越来越大。以上这两个时间段的回归模型中的相关系数统计检验显著。2.结果讨论。在很长一段时间以来，我国大多是运用固定资产的方式来带动经济的发展，在这个阶段劳动力效率低，并且没有较大的提升空间。从上述方程我们不难看出的经济增长会受到固定资本投资的影响，并且其影响效果应大于一半以上，从而有力的证明了固定资产能有效带动经济增长的说法。并且同期劳动力没有得到相同的贡献回报率，所以利用率低。另外随着资本的不断深化，我国工业逐渐偏向重工业，由此在经济发展方面会造成劳动投入被资本投入代替的问题，虽然经济呈现出增长趋势，但经济效率不高。在电子商务技术运用之后，我国经济增长中固定资本的作用成降低趋势。这种现象对资金从资本流向消费十分有利，同时可以有效提高生产要素投入品的使用效率。并且随着电子商务技术的不断发展与应用，也为劳动利用率的提升创造了良好的环境，从而使得工作效率与工作水平有了大幅度的提升，在人力资源利用方面也有着明显帮助。
五、结语
综上所述，我们不难看出电子商务对我国经济增长的积极推动作用，由此可以说该技术已经逐渐成为促进经济发展、转变经济发展方式的关键所在，不仅仅能够有效促进我国经济的增长，更是有利于能源及环境的保护。由此有关部门应重视电子商务技术的核心位置，通过一系列手段与措施推动电子商务技术的运用于推广，为其创造更多发展空间，同时还应根据市场的实际需要对晋级发展模式进行及时调整，进一步提升固定资本利用率，促进良性发展。
参考文献：
[1]冼康.电子商务对区域经济发展的影响及策略研究[J].当代经济,(15).
[2]李征.电子商务影响力的实证研究――来自中国22个电子商务示范城市的证据[J].国际商务:对外经济贸易大学学报,(5).
篇14：1953-基本建设投资、更新改造投资与经济增长关系的实证分析
1953-1999基本建设投资、更新改造投资与经济增长关系的实证分析
本文运用规范的`计量经济学手段,分阶段实证分析了我国1953-基本建设投资、更新改造投资与经济增长的关系,以求探寻通过合理使用资金、提高投资的供给水平实现产业升级换代和经济持续快速、健康增长的途径.
作 者：郭春丽 Guo Chunli 作者单位：河南大学经贸学院,开封,475001 刊 名：湖北成人教育学院学报 英文刊名：HUBEI ADULT EDUCATION INSTITUTE JOURNAL 年，卷(期)： “”(1) 分类号：F2 关键词：经济增长 基本建设投资 更新改造投资 实证分析篇15：我国对外贸易与经济增长的实证研究
摘要：本文的研究目的在于分析我国对外贸易与经济增长的关系，并探讨经济增长的驱动力因素。首先利用依存度与增长弹性对我国对外贸易与经济增长的历史轨迹进行了描述。然后在此基础上利用协整方法，建立协整回归模型分析影响经济增长的各种因素。研究表明：出口、进口、消费、投资对经济增长都有正效应，出口对经济增长的促进作用大于进口的作用，但相对于出口和进口，消费和投资对经济增长的拉动作用更为显著。
论文关键词：对外贸易,经济增长,依存度,协整分析
一、引言
自2005年汇改以来，尽管人民币已累计升值21%，但仍没有让美、日、欧等国满足。2008年7月，华盛顿国际经济研究所的两位学者威廉姆森和克莱因基于“基础均衡汇率(FEER)模型”的研究得出：人民币仍然被低估，还应升值30%。英国《经济学家》杂志，使用购买力评价方法来衡量，认为人民币汇率对美元低估58%。2010年3月15日，美国130名两党议员提出迄今最严厉的控告，指责中国为汇率操纵国，认为中国领导人通过控制人民币汇率与美元固定汇率的挂钩从而获得贸易顺差。美、日、欧迫使人民币升值的原因是，希望藉此改善对中国的贸易逆差。但中国2010年3月的月度贸易数据显示，中国贸易逆差为7.2亿美元，这是自2004年4月以来的第一次。这表明，中国的经济拉动并非主要依靠出口，出口只是中国经济中重要的一部分，消费和投资才是中国经济增长的主要拉动力。因此，本文希望通过改革开放以来中国对外贸易与经济增长发展过程的解析，来探讨对外贸易与我国经济增长之间的相互关系。
二、中国对外贸易的历史轨迹
1.中国对外贸易的依存度分析
贸易依存度指一国进出口贸易额在该国国内生产总值中所占的比重，该指标反映了一国经济对进出口贸易的依赖程度，分为贸易依存度、出口依存度、进口依存度。根据计算得出我国1978-2009年贸易依存度的变化趋势如图1所示。
图1中国1978-2009年贸易依存度
图1揭示，我国贸易依存度表现出明显的阶段性特征。
在改革开放初期(1978-1990)，我国的贸易依存度很低，贸易依存度一直没有突破30%，且上升速度较为缓慢，从15%增长到接近30%。而且在这段时间内，我国对进口的依赖程度一直要高于对出口的依赖程度，进出口依存度由1978年的5%上升到1990年的15%。这是因为在改革开放初期，进出口贸易只是为了调剂余缺，国内经济基本上仍在传统的封闭经济框架下运行，进出口贸易对我国经济增长的作用十分薄弱。
在市场经济体制由建立到发展过程中(1991-2006)，我国贸易依存度迅猛增长，由1991年的33%增长到2006年的接近70%，其中出口依存度由1991年的17%增长到36%，进口依存度由1991年的15%增长到30%，出口依存度一直高于进口依存度。这其中也有一个调整的过程，1994-1998年贸易依存度出现了微弱的下降，这是因为1994年汇率并轨，人民币大幅度贬值，美元大幅度升值，导致进出口额折算为人民币时，数量大幅度增加。而且人民币贬值后，进口的成本相对增加，也导致贸易依存度下降。
1991-2006年间贸易依存度的变化特征是与我国经济和贸易政策相适应的。随着中国开放型经济的快速发展，我国进出口贸易战略从改革开放初期的调剂余缺模式转变为进口替代和出口导向相结合的贸易战略。一方面，为了满足国内产业结构优化升级和日益变化的需求的需要，大量进口了国内急需的先进设备、半成品和原材料，支持了国内经济的快速增长。另一方面，我国出台了一系列鼓励出口政策。如放松外贸经营权、实行外汇留成和调整制度、实施出口补贴和一定的汇率调整等。1992年，邓小平南巡讲话和党的十四大召开，指明了我国社会主义改革开放的方向，我国市场经济体制改革实现了根本性转变。我国对外贸易战略也相应地作出调整。我国提出了“大经贸”战略构想，即大开放、大融合和大转变。此后，我国越来越偏向于出口导向型贸易发展战略。特别是2001年我国正式加入世界贸易组织后，经济和贸易更加融入世界经济体系，贸易自由化不断深入。这些战略转变符合世界经济发展潮流和我国自身经济体制的变化，是及时有效的，对我国对外贸易发展及经济增长起到了巨大的促进作用。
受全球金融危机和经济衰退的影响，2007-2009年我国的进出口贸易大幅下降，特别是出口贸易受到极大的打击，因此2007-2009年我国贸易依存度开始下降，从最高接近70%下降到46%，这期间出口依存度依然高于进口依存度。
贸易依存度分析表明，我国经济增长对贸易的依赖程度过高，贸易依存度最高时接近70%，但这一数据和结论也被大多数人误解。其一，中国的出口需要进口大量的原材料和零部件，出口对进口有带动效应，而这在统计数据上没有得以反映。其二，中国净出口增加值所占GDP的比例很小,如图2。中国净出口增加在中国GDP中所占比重一直小于8%，在国际上这一比重是很低的，这说明中国在出口贸易上并没有太大的优势，经济的增长并非过度依赖于出口贸易。
图2中国净出口增加的变化趋势
2.进(出)口的国内生产总值增长弹性分析
进(出)口的国内生产总值增长弹性，是指当国内生产总值增长率增减1%时，进(出)口增长率变化的百分比，即进(出)口的国内生产总值增长弹性=
。如果这一弹性大于1，说明进(出)口对国内经济增长的推动作用比较大;如果这一弹性小于1，说明进(出)口对国内经济增长的推动作用不大;如果这一弹性等于0，说明进(出)口对国内经济的增长没有影响。
进(出)口的生产总值增长弹性可以衡量进(出)口对经济增长的长期贡献，它比较准确地描述了进(出)口与国内生产总值的相互影响关系。依据上述公式，经计算得出我国1979-2009年的进(出)口国内生产总值增长弹性的变化趋势如图3。
【河南民间投资与经济增长关系的实证研究论文】相关文章：
文档为doc格式
