量化金融论文范文第1篇

关键词:金融效率;综合指标;格兰杰检验

近年来,在上世纪90年代金融发展理论经验性研究的启发下,不少中国学者借鉴相关的思路与指标、运用计量经济学手段对中国金融发展与经济增长的关系进行了经验研究。由于在金融发展的指标(尤其是金融效率指标)选取上存在差异,导致结论大相径庭。中国金融发展与经济增长关系已有的代表性结论有:金融发展对经济增长的促进作用主要是通过金融资产的扩张而实现的,而不是通过提高金融资源配置效率来实现的(曹啸、吴军,2002);金融中介效率对经济增长,以及金融中介发展规模对经济增长存在单方向上的因果关系(李广众,王美今,2003);中国金融规模和金融效率与经济增长同时存在双向的因果关系(王志强、孙纲,2003)。曹啸与吴军的文章中并没有提取金融效率指标,其结论只是一种推断,而其他两篇文章在实证研究多借鉴金融发展理论代表人物莱文等人的研究,选取的金融效率指标为单指标,即分别采用SLR(储贷比率)指标与PRI(私企信贷占比),显然,以单指标来代表中国金融效率是不全面的。本文在金融效率观下,给出了更为合理的金融效率综合指标,在此基础上,运用格兰杰因果关系检验对中国金融发展与经济增长关系进行了再检验,对中国金融发展与经济增长关系进行了澄清,进而为中国效率型金融发展提供了新的理论依据。

一、新金融效率观与金融效率的估算

1?新金融效率观。

金融效率是金融发展的题中应有之意,但却被传统的金融发展理论所忽视。金融结构论(戈德史密斯,1969)将金融结构简单等同于金融发展;金融深化论(麦金农与肖,1973)完全竞争的假设前提对应帕累托有效,由此得出的金融自由化政策建议也在实践中屡屡受挫;1990年代金融发展的经验研究对金融效率仅作简化处理,即分别采用上文提及的SLR与PRI等单指标代表金融效率。

通过对1997年的亚洲金融危机与经济金融全球化的深刻反思,白钦先(1998)认识到传统金融发展理论的现实效应与主流理论的不符,率先揭示出金融的资源属性,进而提出了金融资源论。金融资源论通过揭示出金融的资源属性,赋予了全新的金融效率观。金融效率(金融资源配置效率)是金融质和量的统一;金融发展的关键在于金融质的提高,合理地开发、利用和配置金融资源,同时注重作为资源配置手段和机制的金融整体效率和功能的改善,因此,金融效率在金融发展理论中的核心地位凸显无疑。

由于宏观金融效率强调动态性和金融功能(主要指金融资源配置功能),与单一关注盈利性与静态性的微观金融效率相比更为重要,因此,宏观金融效率是金融效率中的应予以重点研究的对象。宏观金融效率是一优化问题:由金融结构、金融运行机制与金融环境共同决定(约束条件);目标是金融发展,及以此促进的经济增长。宏观金融效率以微观金融效率为基础,是金融功能(可视为一种能力)的演进与实现程度。借助修正的内生增长模型,宏观金融资源配置效率(以下简称为金融效率)是金融(储蓄)资源的利用能力、金融资源的企业选择能力、金融资源转化为资本后的产业与地区选择能力这三种能力的综合。

2?内生增长模型的修正与金融效率的估算。

在金融发展理论的演进过程中,经济增长理论的推动功不可没,经济增长理论中的最新进展——内生增长理论对金融发展理论及金融效率研究具有重大的启示。借助内生增长模型可理解金融作用于经济的内生机制及金融资源的配置渠道。

内生增长模型(以AK模型为例)可表述为:

g=Aφs-δ(1)

其中,g:经济增长率;?:储蓄被转化为投资的比例

A:资本的边际社会生产率;s:储蓄率;δ:折旧率

金融发展作用于经济增长,即金融资源配置的三个渠道是:

①金融发展改变储蓄率,从而影响经济增长;

②金融发展会使得更高比例的储蓄被转化为投资,从而促进经济增长;

③金融发展使得资本配置效率提高,从而促进经济增长。

亚珀利和帕加诺(Jappelli & Pagano,1994)指出金融自由化通过缓解和消除家庭的流动性抑制,可能减少储蓄并对经济增长产生不利影响;德格雷戈诺(DeGregono,1994)则指出,如果家庭的借款被用于人力资本的投资,情况正相反。如果同时考虑上述两方面的影响,结论将是含糊不清的。因此,应重点考察金融发展的后两个促进经济增长的渠道。

金融发展促进经济增长的后两个渠道实际反映了金融资源配置的二个阶段:第一阶段,通过价格等机制将金融资源转移至资金的需要者手中;第二阶段,资金需求者将获得的货币资本转化为产业资本投入实际生产过程,创造有效产出。需要强调的是,在转轨与发展中国家(中国是一典型的代表)中,私营企业与国有企业效率不同,故应对AK模型进行修正,即在上述金融资源配置的两个阶段中间,考察资金获得者——企业的类型。因此,本文借助修正的AK模型,从金融(储蓄)资源的利用能力、金融资源的企业选择能力、金融资源转化为资本后的产业与地区选择能力这三种能力来综合考察与估算金融效率,具体分析如下:

其一,储蓄投资转化率(SLR)是描述金融(储蓄)资源利用能力的有效指标。中国近年来越来越大的存差表明中国的储蓄投资转化率低下,但储蓄投资转化率只反映了金融资源配置的一个环节,且由于对中国存差产生的原因存在一定的争论,因此,单独使用此指标来代表金融效率是不全面的(图1中国时间序列的SLR曲线单调下降,这与中国实际金融效率并不十分吻合)。

其二,在中国这一转轨与发展中国家中,私企普遍比国企效率高,但获得了较少的金融资源支持,私企获得的信贷占比(PRI)是描述金融资源企业选择能力的有效指标。与SLR指标一样,私企获得的信贷占比只反映了金融资源配置的一个环节,且除金融效率之外,私企获得的信贷占比还受其他因素(如所有制歧视)的影响,因此,同样不宜单独使用此指标来代表金融效率(图2中国时间序列的PRI曲线单调上升,这与中国实际金融效率亦存在出入)。

其三,伍格勒(Wurgler,2000)认为,金融的基本功能是实现资本的优化配置,金融发展的程度及其作用应该主要用资本配置效率这一指标来衡量。资本配置效率的提高意味着资本流入高资本回报率的产业或地区,流出低资本回报率的产业或地区。从这一思路出发,伍格勒提出资本配置效率(E(I,GDP))可以用资本关于GDP变化的弹性来表示,并提出测度资本配置效率的方法。在此基础上,从产业角度考察了65个国家的资本配置效率,发现发达国家的资本配置效率明显高于发展中国家。韩立岩等(2002)借鉴伍格勒资本配置效率的思路与方法,通过对中国工业部门39个行业的数据进行计量分析,得出中国的资本配置效率处在低水平的结论。潘文卿和张伟(2003)参考伍格勒的理论,对中国28个省区的资本配置效率与金融发展的相关性进行了计量分析。

我们认为,资本配置效率(E(I,GDP))指标是描述金融资源配置效率不容忽视的重要指标;金融效率是一综合指标,是对金融资源配置各环节的综合考察,应涵盖储蓄投资转化率(SLR)、私人企业的信贷占比(PRI)与资本配置效率(E(I,GDP))(中国资本配置效率数据来源于潘文卿等人的研究成果)三个指标。为此,本文以储蓄投资转化率(SLR)、私人企业获得的信贷占比(PRI)与资本配置效率(E(I,GDP))三个指标的乘积作为金融效率值,中国金融效率(1979—2003)(图4)是在图1～3基础上的加总与延伸。图4表明,1979—2003年中国金融效率总体偏低,并经历了两次低点:1989年及其后几年中国金融的大调整与1998年东南亚金融危机前后造成的极大金融冲击,这与中国实际金融运行情况相符。

二、中国金融发展与经济增长关系的再检验

1?指标选取与数据。

1979年改革开放之前中国金融仍为财政的附属,真正意义上的金融效率无从谈起,因此,始以1979年、延伸至2003年来考究中国宏观金融效率是合适的。至于中国金融发展的规模、结构指标则可参见相关研究的指标与度量,经济增长指标以实际人均GDP的自然对数LYP表示,投资增长率INV(固定资产投资存量)为影响经济增长的重要因素。

本文采用的数据是年度数据,样本期间为1979年～2003年,数据来源为中国统计年鉴、中国金融年鉴以及相关研究公开的数据。

2?计量检验方法。

对金融发展与经济增长之间关系的分析,本文选择在多变量VAR系统中进行。若VAR模型中的非平稳变量存在协整关系,我们就可以在VAR模型基础上经过协整变换建立向量误差修正模型(VECM),表示如下:

其中:X=(LYPt,FIRt,STRUCt,EFFIt,INVt)表示由5个变量构成的系统向量;Ai表示系数矩阵;α表示误差修正项的系数向量;β表示协整向量;β′Xt-1表示误差修正项。

由于协调关系只能说明变量之间的长期相关性,但不能具体指出何为因、何为果,因此,一般运用格兰杰因果关系检验进行进一步的分析。

3?各变量数据水平平稳性的单位根检验。

各变量数据水平的平稳性检验是考察变量是否具时间趋势,进而确定是否有必要采用协整分析方法。本文对变量的数据生成过程(DGP)是否平稳的单位根检验方法主要采用ADF(Augmented Dickey—Fuller)检验与PP(PhiIips—Perron)检验,检验结果如表1。

注:(1)从经济意义出发,对变量的检验方程中分别采用了包括了截距和趋势项、包括截距以及不包括二者三种情况进行,因此其临界值也有所不同;(2)以上提供的是显著性水平为5%的临界值;(3)加**表示通过显著性水平为5%的单位根检验。

由表1的分析结果可知,本文计算所涉及的对数形式的增长指标与金融发展变量均是I(1)过程的非平稳变量,对其相关性一般采用协调检验检验上述变量的相关性。

4?金融中介发展与经济增长的协整关系分析。

表2给出了FIR、STRUC、EFFI与LYP组成的四变量系统的协整关系下的Johansen检验,结果表明LYP、EFFI、FIR、STRUC之间确实存在协整关系,具有一个协整方程。

考虑一个协整关系假定下的经过标准化的协整系数,见表3。

将协整关系写成数学表达式,并令其等于VECM:

VECM=LYP-0?13EFFI+0?76FIR-0?17STRUC+1?73

上式反映了经济增长、金融效率、金融规模、金融结构四个时间序列之间的某种长期均衡关系。

由于协调关系只能说明变量之间至少存在单向因果关系,但不能具体指出何为因、何为果,因此,有必要运用格兰杰因果关系检验进行进一步分析。

5?格兰杰因果关系检验。

从表4中的P值可以看出,金融规模与经济增长有双向的Grange因果关系、金融结构与经济增长有双向Granger因果关系,金融规模是金融结构的单向Granger因果关系。其余变量之间没有Granger因果关系。

表示拒绝零假设错误的概率小于5%,即表明至少在95%的置信水平下,可以认为前一个变量是后一个变量的格兰杰成因。

6?分析。

由上述检验结果,可以得出以下结论:

①中国金融规模及金融结构均与经济增长互为因果,金融规模增加1%,经济增长提高约0?76%;

②中国金融规模是金融结构的原因,中国金融结构很不合理,对经济增长有负作用;

③金融效率与经济增长及金融规模、结构之间不存在任何方向的因果关系。

三、结论与建议

本文的实证结果与已有的中国金融发展与经济增长关系实证检验都不相同;尽管部分支持了曹啸与吴军的结论,但曹啸与吴军的文章中并没有提取金融效率指标,其结论只是一种推断。由于采用更为合理全面的金融效率考察与估算体系,本文的检验结论更为可信。

量化金融论文范文第2篇

[关键词]金融企业；文化力；核心竞争力；关系

企业文化力是评价企业在动态竞争中能力的重要因素，它集中地体现了不同企业所表现出的凝聚力、动员力、鼓舞力、推动力的不同特点，并能反映企业的个性特征，与企业核心竞争力有着极为密切的关系。从总体上说，价值观是企业文化的核心，企业文化是核心竞争力的核心，企业文化力是企业竞争力的重要组成部分。从这个意义上可以说，企业文化力是区别不同企业竞争力的重要特征值。

一、企业竞争优势根源的一般性分析

当代企业竞争优势根源理论揭示了企业知识、企业文化与企业竞争力的关系。长期以来，在企业优势根源的研究中存在着各种理论流派，人们通常用这些理论研究的结论作为对企业竞争优势预期和判断的依据。在新古典经济学中企业被视作一个“黑箱”，由于完全竞争的假设，无所谓竞争优势，并由此得出经济学关于竞争优势外生论的S-C-P梅森——贝恩范式，将竞争优势的分析放在市场结构(structure)——市场行为(conduct)——市场绩效(performance)的要素结合中进行。而以迈克尔·波特占主流地位的战略理论同样把竞争优势归结为外生优势，其核心是分析市场结构。进入20世纪80年代以来，企业竞争优势的研究转移到企业的层面，产生了以资源为基础的企业观、企业动态观、企业能力观、核心能力观等。这些理论为企业竞争优势研究提供了认识论平台，即与企业外部条件相比，企业内部条件对于企业获得市场竞争优势具有决定作用，企业内部资源、能力的积累是解释企业获得超额利润和保持企业竞争优势的关键。真正将竞争理论、管理理论更新的是企业能力理论，这是企业文化研究不断演绎和推进的前提。能力理论将知识所固有的性质作为企业的核心刚性，把测度企业竞争优势的基本尺度定为创新能力、难以模仿、可持续性及学习能力。在这里，企业作为知识集合体，企业资源发挥效用程度上的差异、创新能力的差别，都是由企业现有的知识存量所决定的，彼得·德鲁克把知识看作是企业所拥有的、且唯一独特的资源，在企业竞争优势根源理论的发展演变中，我们可以看出当代的各种流派已经把注意力集中到了企业知识存量和认识结构的研究上，据以得出知识决定创新能力、管理能力并进而决定竞争能力的结论。这些结论可以说是目前正在热烈讨论的有关企业文化与核心竞争力关系的重要理论基础之一。

二、核心竞争优势取得与保持的一般原理

在激烈的市场竞争中所有企业无不期望获得制胜市场的长盛不衰的竞争优势，基于此，企业管理理论出现了产业组织理论和企业战略理论的融合，其标志是1990年普拉哈拉德和哈默在《哈佛商业评论》上发表的《公司的核心竞争力》一文，首次明确提出了“核心竞争力”的概念，并由此开始将企业核心能力的取得定义到企业内部，强调企业核心竞争力产生于企业组织内部，其后在关于核心竞争力的讨论中形成了基于资源的战略观和基于能力的战略观，后者更为强调企业的无形知识和能力方面。在我国的管理研究中，核心竞争力的培育与实践作为过去10来年间我国管理工作中的十大问题之一，引起了理论界与实务界的极大关注，致力于研究本土文化制约下我国企业(当然包括金融企业)核心竞争力的构造与内涵、培育与提升等问题，其中核心竞争力的取得和保持这一命题是讨论的中心内容。随着研究的延伸，人们似乎承认持续的竞争优势是企业具有核心竞争力的表现，假若一个企业能够在动荡环境中保持其持续的竞争优势，可以认为这是拥有核心竞争力的企业。因此，所谓核心竞争优势的取得与保持，实际上就是企业在各种环境中怎样形成并保持住较长时期的竞争优势问题。

借鉴美国管理学家坦南鲍姆和施米特提出的领导模式连续统的概念，可以类似地用“连续统”的概念来描述企业核心竞争力问题。在“连续统”中，企业总是在竞争优势的第一阶段，当其竞争优势尚未出现下降时，就转入其竞争优势的第二阶段…，直至第N阶段，从而构成周而复始的循环，使得每个循环的起点都高于前一个起点，每一循环的终点也高于前一个终点，由此一环推一环，不断往上发展，进而形成企业竞争优势的连续统，为企业创造整体的持续的竞争优势。然而，如何才能使循环不致中断，“连续统”的运行能够始终持续下去，从国内外成功企业实践的分析中，可以看到他们将文化力作为一种新型管理力而进行的有益实验。

三、金融文化力的内涵及基本结构

文化，是人类创造性地改造自然和改造自我活动的产物，它由文化最基本的单位——文化特质聚合形成文化丛，由文化丛的系统联结形成文化模式，从根本上影响着人们看待事物的立场、观点和方法。文化不仅影响人与自然环境的关系，还影响着人的行为方式和整个社会的生活方式，是一种巨大的精神力量。作为行业文化的金融企业文化具有亚文化的形态和管理学属性，前者表明它是相对于社会主流文化的一种微观经济的文化，后者主要说明它充满了管理科学、管理思想、管理理论和管理方法。按照企业竞争优势根源的一般分析，金融文化力可以这样表述：它是以金融企业的知识为基础形成的对企业及企业成员的凝聚力量、动员力量、鼓舞力量、推动力量。其基本结构和包含的要素是：

1．金融企业知识。利用国内外学者对知识的分类，金融企业的知识可以分为哲学角度的知识和管理角度的知识。从哲学的角度，企业知识被分为显性知识和隐性知识。从管理的角度，与企业核心竞争力密切有关的是企业组织中累积性的常识、协调不同生产技能的有机结构和多种技术流的学识，尤其是构成企业核心竞争力的互补性知识。金融企业的技术性知识、管理性知识、制度性知识、显性知识和隐性知识、个人知识和共有知识是互补性知识，他们之间存在着交互作用。金融企业的互补性知识意味着知识的专用性，它只有在特定的环境中才能发挥作用。这些知识的特点是：专业性和互补性决定了工作效率的提高和知识积累速度的加快；具有递增效益，只能在企业内部渐进积累；是在长期的学习过程中形成的，其具有的路径依赖性使企业知识流量的选择受现有知识存量的约束；具有整体性和模糊性特征，其他企业难以成功模仿；由于包含个人知识及企业共享知识，使得员工在企业内部的价值大于市场价值；互补性知识构成企业创新的基础；在互补性知识中决定技术性知识能否很好发挥作用的因素是企业的制度性知识和管理性知识。因此，制度高于技术。企业所积累的互补性知识，是企业长期竞争行为的基础和利润来源，核心互补性知识构成企业的核心竞争力。

2．金融企业精神与企业文化。美国管理大师托马斯E·L·彼得斯在《成功之路》一书中认为：日本企业的高效，是在企业中培育了一种良好的文化品质，特别是树立了共同遵守的正确价值观，并能够把它保持下去，因而导致了“日本奇迹”的出现，这种良好的文化品质集中地表现在塑造了突出群体凝聚力和团队精神的企业精神上。中国金融业在早期发展过程中形成了汇通天下、信誉至上、法至精密等充满礼、仪、仁思想，迎合当时的需要、体现自己存在价值的金融企业文化。在建设现代金融文化时，我国金融业已经将其作为合理内核加以吸取。企业精神与企业文化是一种力量已为所有企业所共识，将其作为塑造人、培育人、凝聚人的第一要素，这是因为是否拥有忠诚于本企业的比较稳定的与企业发展相适应的人才群体是决定企业兴衰的关键。自然环境的差异造成植被和动物种群的不同，同样的道理，企业人文环境的优劣也必然决定人才群体的优劣，人才群体的优劣则决定着企业的生存和发展。好的企业文化和企业精神培育人、凝聚人、激励人。反之，即使人才也会因环境不适而渐渐退化失去光泽。这是将其作为金融文化力构成要素的意义之所在。

3．金融企业的文化自觉与文化主导。管理科学发展到企业文化阶段已经根本不同于泰罗制、行为科学、理性主义管理，也不同于过去的行政型管理。倡导“以文化人”的管理观念，强调文化自觉和文化主导。在文化自觉的要求下，金融企业家会用文化的视点去查找企业问题的根源，这不仅是管理科学不断发展的内部动因，也是管理科学发展进步的结果；用文化主导的观点，在所有的管理要素中必须有一项是主导因素，就像泰罗制以经济为主要因素、行为科学以满足每一个体的需要为主要因素一样，文化自觉和文化主导都将主导因素强调为企业文化的培育。

四、金融文化力与金融核心竞争力的关系

什么是企业的核心竞争力？按照普拉哈拉德和G·哈默的定义，企业的核心竞争力有3个基本特征：第一，核心竞争力提供了进入多元化市场的潜能；第二，核心竞争力应当对最终产品中顾客重视的价值做出关键贡献；第三，核心竞争力应当是竞争对手难以模仿的。有一种非常形象的说法：将核心竞争力比作一株成长中的大树，分为8大根系、7大主干、6大果实。8大根系是基础层，分别是企业的文化、理念、价值观、形象、创新、特色、人才和信息。7大主干是载体层，为企业结构、机制、规模、战略、品牌、关系和制度。果实也被称作转换层，由服务、质量、成本、营销、技术、能力组成。可见，核心竞争力的培育和提升需要多方配合，系统推进。而且，不同的企业对核心竞争力的理解也不同，如中海油的标杆管理、华为的技术为王、联想的刷新理念、格兰仕的比较优势，等等。那么，金融企业的核心竞争力是什么？它与金融文化力又是什么关系？

1．金融企业核心竞争力的含义。金融企业核心竞争力是能够充分体现金融行业的固有特征和本企业的价值观念，对本企业职工具有极高亲和力和凝聚力，内化于经营活动过程之中，为竞争对手难以学习和模仿，进而使本企业能够长期处于竞争优势地位的能力。金融核心竞争力是以企业能力理论为基础整合企业资源理论、企业战略管理理论、企业知识理论、企业创新理论而得出的管理科学概念。它的特征是：核心竞争力是金融企业的一种内在的品质，是在长期积累的过程中逐步形成的，是时代服务文化、竞争文化、金融文化的有机结合，是一种团队精神。

2．金融文化力与金融核心竞争力的关系

(1)金融文化力是金融核心竞争力的重要组成部分。一个国家讲求综合国力，一个企业讲求企业力，有一个公式把企业力归纳成：企业力=商品力销售力形象力，不论这个公式是否全面，但却已经说明了决定企业力大小的所有因素中都包含文化的要素。文化向企业经营的各个环节渗透是当代企业运营的重要特点。文化是一种力量，在企业运作中具有导向、凝聚、激励、约束、纽带和辐射6大功能，每个功能都与核心竞争力有关。导向功能的作用在于引导全体员工奋发向上，兢兢业业于本职工作，将个人目标与企业目标一致化。凝聚功能激发员工的内在动力，增强企业凝聚力和向心力。约束功能形成全体员工的行为准则，是一种单纯依靠制度所无法起到的作用。纽带功能可以将来自各方面的信息通过员工个人加工进行反馈，使企业及时得到来自内部和外部的准确信号。辐射功能可以通过企业形象和员工形象传达给社会。这些功能综合所形成的力量就是企业文化力，是企业核心竞争力的重要组成部分。

(2)金融文化力是金融企业知识整合的结果，又是核心竞争力的基础。组成金融文化的元素至少应该包括金融企业价值观、激励机制、经营理念、服务品牌意识和企业形象。而金融企业文化是金融企业在长期经营过程中积累的结果，它体现企业对现有知识存量的运用水平，植根于一个企业的文化，其成长有明显的路径依赖性，在企业显性知识和隐性知识长期作用下形成。企业运用自己的管理知识和经营知识对各种人文理念进行整合，形成了在本企业有实际运用价值的文化，为竞争对手难以学习和模仿，这种由知识整合所形成的文化力是核心竞争力的基础，从文化的层面，甚至可以说文化力就是核心竞争力。

量化金融论文范文第3篇

关键词：信息化；金融；面板数据；向量自回归；格兰杰因果检验；互动关系

中图分类号：F49 文献标识码：A 文章编号：1672-3104(2012)03?0110?06

一、引言

自1967年日本科学技术和经济研究协会首次提出“信息化”一词以来，随着信息化的迅猛发展，信息化与经济增长的关系首先引起了人们的关注。Castells[1]认为信息化主要通过产业经济的扩充来影响社会经济发展。Biswas[2]提出信息化通过影响生产技术和消费结构两种形式来影响经济增长。20世纪90年代以来，信息技术的加速发展和广泛应用不仅深刻影响了国际竞争格局和人类的生存方式，更引发了金融领域的重大变革，如混业经营成为金融行业的主流模式，客户需求成为金融服务的市场主导，风险管理成为金融管理的重中之重等。作为经济增长的重要工具和手段，长期以来，金融业一直非常重视信息技术的应用，信息技术不但在金融服务体系建设中发挥着基础作用，而且对于提高金融行业内部管理水平进而提高资源配置效率更是具有重要意义。从宏观视角研究信息化与金融发展的互动关系，分析它们的互动机制，有利于评估我国信息化与金融发展的协调水平，分析其中存在的问题，从而对信息化与金融发展的关系有一个全面的认识，也给政府相关部门加强宏观管理提供理论与实证的依据，因而具有十分重要的意义。

金融发展主要包括金融资产、金融机构、金融市场等总量的提高，以及金融结构的改善和优化，McKinnon[3]、Shaw[4]在各自的著作中独立地提出了“金融抑制”和“金融深化”理论，他们从制度框架和金融效率的角度，强调了金融市场化的积极作用，由此现代意义上的金融发展理论正式形成。关于信息技术、信息化对金融的影响，谭荣华、左志刚[5]论述了信息生产功能是现代金融中介的一项重要功能，信息化作用于金融中介的信息生产，从而成为推动金融中介的一个重要原因，信息化通过使可利用的信息量增加和使信息利用能力提高两种机制实现。张立洲[6]探讨了金融信息化对货币形态及智能、金融机构、金融市场、宏观货币政策产生的广泛而深刻的影响。赵昱光、张雪梅[7]认为金融领域信息技术的应用，从便利资金供应、加快资金结算和支付、促进银行体系效率提高、促进金融市场发展等多方面促进了金融的发展，同时信息技术也为金融运行和监管提出了一些新的挑战。李政、王雷[8]认为金融信息化对金融发展的

收稿日期：2012?03?10

基金项目：国家社科基金(10BJY105)；宁波大学区域经济与社会发展研究院重点课题(QYJYS1106)

作者简介：俞立平(1967?)，男，江苏姜堰人，博士，宁波大学商学院教授，主要研究方向：信息经济，科学计量.

影响是双面的，一方面金融信息化提高了金融机构的运作效率，另一方面金融信息化加剧了金融风险的产生。温平川[9]利用协整检验、脉冲响应函数和方差分解、向量误差修正模型，对江苏省信息化与金融发展之间的关系进行了实证分析，发现信息化的推进对金融规模的扩张有较大的促进作用，而对金融效率和股票市场的发展影响较小。

此外，关于金融信息化存在的问题，石双元、张金隆等[10]较系统地分析了信息技术与金融业的关系及其对金融业的影响，着重研究了由于金融信息化带来的新的金融风险及其产生的原因，探讨了信息技术在防范和化解金融风险中的作用。郝向荣、王松等[11]认为中国银行业已经走过了电算化的初级阶段，正朝着金融信息化时展，将面临着一些新的风险。

从以上研究看，关于信息化对金融发展的影响机制和理论相对比较成熟，但存在以下问题：

第一，现有的研究侧重从微观视角进行，缺乏区域层面信息化与金融发展关系的宏观研究，虽然微观是宏观的基础，但并不是简单的累加。而且在微观层面，金融发展对信息化的影响极其有限。

第二，关于信息化对金融发展影响研究较多，缺乏金融发展对信息化影响的研究。

第三，理论研究较多，实证研究比较缺乏，迄今为止仅有数篇文献，而且主要基于时间序列数据，采用向量自回归模型进行研究，缺乏基于面板数据的研究。

本文基于近年来的面板数据，首先分析了信息化与金融发展的互动机制，然后采用格兰杰因果检验、面板数据、面板向量自回归模型(Panel VAR, PVAR)全面分析信息化与金融发展的互动关系。

二、研究框架

本文的研究框架如图1所示，研究信息化与金融之间的互动关系，首先进行两者互动机制的理论研究，然后再从静态与动态两个视角进行实证，静态研究主要采用格兰杰因果检验与面板数据进行，动态研究采用面板向量自回归模型进行，在此基础上进行脉冲响应函数和方差分解分析，最后再进行综合分析。

信息化的影响因素，主要有金融、经济发展水平、科技水平等；经济发展水平越高，对信息化就会提出更高的要求，也能够为信息化发展提供物质基础；信息化离不开科学技术，信息化的发展不仅需要计算机、

图1 研究框架

网络、通讯、电子等领域的信息技术，也离不开化工、能源、机械、建筑等相关科学技术。为此，建立如下模型：

(1)

式中：Info表示信息化水平，FIR表示金融水平，GDP为经济发展水平，ST为科技水平，c为常数项，α、β、γ表示回归系数。为了减少异方差，同时增强结果的解释性，所有变量都取对数进行处理。

面板数据有很多优越性，它更能反映个体变化，有更高的效率，能够较好解决多重共线性问题，对遗失重要变量也不敏感，因此本文采取面板数据进行分析。

三、信息化与金融发展的作用机制

（一） 信息化对金融发展的影响机制

关于信息化对金融发展的影响，现有研究相对比较成熟，概括一下，主要体现在以下几个方面。

第一，信息技术能够提高金融系统的效率。目前，所有的金融机构都实现了电脑化、网络化、信息化。信息技术的应用，大大提高的工作效率，节省了金融系统的劳动力成本，加快了资金周转，改善了金融服务方式。

第二，信息技术能够提高金融创新能力和综合竞争能力。依靠金融技术创新、产品创新、制度创新来提升金融机构的风险控制能力和金融创新能力，对于提高金融业的综合竞争力具有重大的意义，对金融机构的经营方式和组织结构产生深远的影响。

第三，信息技术对金融体系产生了深远的影响。信息技术改变了货币的形态与职能，促进金融市场一体化，加速国际资本流动，使得金融机构的筹资渠道大大拓宽，而技术手段的进步又使金融机构临时融通资金的能力大为增强，各种金融科技产品也在整体上提高了金融机构的资产流动性，减少了中央银行调节基础货币的渠道，使中央银行控制基础货币的职能主要依靠公开市场业务来进行。

第四，信息技术是防范金融风险和保障金融安全的重要手段。信息技术是金融风险监管的重要支柱，为了实现对风险监管的精确性、前瞻性、预警性目标，就需要不断提高监管手段的现代化水平。依靠各类信息系统建立起发现风险、度量风险、应对风险的决策体系对金融安全具有十分重要的意义。

（二）金融发展对信息化的影响机制

关于金融发展对信息化的影响机制，尚没有引起学术界的重视，从金融对信息化的影响机理分析，主要体现在以下三个方面：

第一，金融发展加快了信息化基础设施建设的进程。信息化基础设施的建设，需要庞大的资金，没有发达的金融体系，信息化基础设施建设难以筹集必要的资金，必然影响信息化的进程。从我国信息化基础设施建设的实践看，无论中国电信、中国移动，还是中国联通等信息化巨头，在信息化基础设施建设时都通过金融体系筹集了大量的资金，保证了信息化进程。

第二，金融体系的建设和发展对信息化产生了巨大需求。新的金融机构的设立、管理体系的完善都离不开信息技术的支撑，每年金融体系的信息化采购都达到数千亿，产生了庞大的市场需求，吸引更多信息技术人员就业，促进了信息产业发展。

第三，金融发展促进了信息化的技术进步。金融体系对信息技术的需求，许多需要专用技术，从而对软件、设备、网络、计算机安全等提出了更高的要求，要求广大信息技术厂商不断研发新的技术，从而带动信息技术进步。

四、数据

关于信息化发展水平变量，较好的方法是采用指标体系测度，但采用面板数据面临着巨大的困难，很多信息化指标数据仅有数年的，而且不连续，舍弃这些指标必然导致信息化测度的偏差。本文采用邮电业务额作为信息化的替代变量，邮电业务额包括了电话、互联网、邮件、报刊发行等众多业务收入，是典型的信息化指标，其中函件邮寄虽然与信息化关系不大，但由于函件面临各快递公司激烈的竞争，邮政局函件份额较小，加上函件邮寄收入仅占整个邮电业务额极小的份额，因此并不影响采用邮电业务额作为信息化的替代变量。

关于金融发展水平的度量，实际应用中方法较多。典型的是采用金融相关比率(Financial Interrelations Ratio，FIR)，指全部金融资产价值与全部实物资产价值之比，反映的是金融上层结构与经济基础结构之间的比例关系。由于中国缺乏金融资产的统计数据，主要金融资产集中在银行，而银行的最主要的业务是存款和贷款，因此本文用存贷款余额与GDP的比率作为衡量金融发展的一个指标。

经济发展水平变量采用地区生产总值，这一般没有太大的争议。科技水平变量可选指标也较多，如论文、奖励、专利等，最好的方法是选取科技产出指标来测度科技产出，但基于和信息化同样的原因，面板数据难以获得。本文选取各地区的研发投入(R&D)作为科技水平的替代变量。

2000年分省的邮电业务额指标缺失，因此数据来自于2002～2010年中国统计年鉴，实际数据为2001～2009年期间的数据。地区由于部分年度数据缺失，因此进行了省略。所有数据的描述统计量如表1所示。

表1 数据描述统计量

邮电业务额 金融比率 地区生产总值 研发投入

均值 461.14 0.13 7 168.00 94.20

极大值 4 149.11 0.71 39 482.56 699.99

极小值 13.21 0.01 298.38 0.80

标准差 523.60 0.11 6 822.05 126.70

N 30×9=270

五、实证结果

（一）信息化与金融发展之间的格兰杰因果 检验

从理论上讲，信息化与金融发展之间是双向因果关系，那么实际数据是否支撑这个结论呢？常用的定量研究方法是格兰杰因果检验。考虑到两者发挥作用的滞后期在以1～4年之内，因此滞后期以此为准。

格兰杰因果检验本质上采用的是回归分析，如果面板数据不平稳会导致伪回归问题，因此在进行格兰杰因果检验之前必须对面板数据做平稳性检验。常用的面板数据单位跟检验方法有Levin检验、ADF检验、PP检验等，本文采用这3种方法同时进行检验，以3种方法结果一致为准。经过1阶差分，所有变量都是平稳的，由于篇幅所限，本文省略了平稳性检验结果。

格兰杰因果检验结果如表2所示。信息化在滞后1～4期时，都是金融发展的格兰杰原因，而金融发展在滞后2～3期时，才是信息化的格兰杰原因，说明两者互动关系比较显著，但信息化对金融的影响比较持久，而金融对信息化的贡献相对短暂。

表2 格兰杰因果检验结果

滞后期 检验与结论 F检验 概率 结论

1年 信息化不是金融的原因 4.260 0.040 拒绝**

1年 金融不是信息化的原因 1.024 0.313 接受

2年 信息化不是金融的原因 9.709 0.000 拒绝***

2年 金融不是信息化的原因 2.329 0.099 拒绝*

3年 信息化不是金融的原因 11.969 0.000 拒绝***

3年 金融不是信息化的原因 4.475 0.005 拒绝***

4年 信息化不是金融的原因 10.731 0.000 拒绝***

4年 金融不是信息化的原因 1.905 0.113 接受

注：*表示在10%的水平下统计检验显著；**表示在5%的水平下统计检验显著；***表示在1%的水平下统计检验显著。

（二）面板数据估计

由于金融对信息化的贡献只在滞后2年和3年时才比较有效，经济发展对信息化的影响一般至少要滞后1期，研发投入对信息化的影响至少也要滞后2~3期，综合考虑，本文选取滞后期为2年进行面板数据估计。

首先进行构造一个是采用混合回归还是面板数据的F检验，结果发现应该采用面板数据。接下来进行hauseman检验，发现拒绝随机效应的原假设，应采用固定效应模型进行估计，结果见表3，为了进行比较，表3同时给出了混合回归结果。从固定效应的估计结果看，总体拟合水平较高，达到0.992，金融每增长1%，会导致信息化增加0.783%，经济发展水平每增长1%，信息化增加0.636%，科技水平每增加1%，会导致信息化增加0.164%，总体上，金融发展对信息化的贡献最大。对比混合回归发现，由于多重共线性，科技水平的回归系数为负数而且没有通过统计检验，金融对信息化的贡献被低估，而经济发展水平对信息化的贡献被高估了。

（三）面板数据向量自回归模型

由于面板数据是平稳的，因此可以继续进行协整检验，最佳滞后阶数根据前文的分析确定为2。协整检验方法采用Kao面板协整检验，发现存在协整关系。接着建立VAR模型，模型的整体拟合度R2为0.995，

表3 信息化影响因素的面板数据估计

变量 含义 混合回归 固定效应

C 常数 ?2.299***

(?7.416) ?5.228***

(?11.204)

log(FIR(?2)) 金融相关比率 0.203***

(2.805) 0.783***

(8.597)

log(GDP(?2)) 地区生产总值 0.839***

(15.914) 0.636***

(8.758)

log(ST(?2)) 科技水平 ?0.039

(?1.198) 0.164***

(3.021)

Hauseman — 155.341

p — 0.000

R2 0.923 0.992

n 30×7=210

注：***表示在1%的水平下统计检验显著。

且VAR模型所有特征根都位于单位圆内，模型结构稳定，拟合效果较好。

VAR模型是一种非理论性的模型，它的系数并没有经济学意义，在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响，而采用脉冲响应函数和方差分解进行进一步分析，信息化与金融发展的脉冲响应函数如图2所示。

先看信息化的脉冲响应函数，来自金融发展一个标准差的正向冲击，在当期对信息化的影响为0，随后缓慢升高，到第3期后基本平稳，说明金融的冲击对信息化影响比较平稳，并且有一定的滞后期。来自经济发展水平一个标准差的正向冲击，当期对信息化的影响为0，随后缓慢持续升高，说明经济发展水平的冲击对信息化的影响需要一定的滞后，总体也是平稳的。来自科技发展水平一个标准差的正向冲击，当期为0，随后为负值，从第3期趋于平稳，但全部是负值，主要原因可能是只有信息技术相关的技术进步才会促进信息化的发展，而一般科技水平的冲击对信息化没有什么影响。

再看金融发展的脉冲响应函数，来自信息化一个标准差的正向冲击，在当期对金融的影响就是负值，随后继续下降，到第3期后缓慢升高，总体为负。一般信息化的冲击，主要由新的信息技术应用引发，而金融是对数据处理要求极高的部门，一般会使用成熟技术，而新技术需要一定时间的考验期。经济增长对金融的影响当期为负，然后缓慢下降，可能与我国的金融体系与经济发展水平协调性不够有关。科技发展对金融的影响总体较低，因为影响金融的技术因素主要是信息化，科技水平相对低一些。

图2 脉冲响应函数

方差分解通过求解扰动项对向量自回归模型预测均方误差(Mean Square Error, MSE)的贡献度，了解各类因素的相对作用，和时间序列数据一样，面板数据预测的误差方差是其自身扰动及系统扰动共同作用的结果。表4、表5分别为信息化与金融的方差分解。

表4 信息化的方差分解

时期 标准差 INFO FIR GDP ST

1 0.07 100.00 0.00 0.00 0.00

2 0.10 97.83 0.37 0.13 1.66

3 0.11 97.14 0.75 0.29 1.82

4 0.13 96.26 1.05 0.63 2.06

5 0.14 95.40 1.30 1.08 2.22

6 0.15 94.50 1.50 1.63 2.37

7 0.16 93.58 1.67 2.25 2.50

8 0.17 92.63 1.82 2.93 2.62

9 0.17 91.66 1.95 3.66 2.73

10 0.18 90.69 2.07 4.42 2.82

表5 金融的方差分解

时期 标准差 INFO FIR GDP ST

1 0.06 18.81 81.19 0.00 0.00

2 0.10 19.49 80.19 0.11 0.22

3 0.14 18.32 81.21 0.18 0.29

4 0.17 16.72 82.80 0.18 0.31

5 0.19 15.06 84.49 0.15 0.30

6 0.21 13.49 86.11 0.13 0.27

7 0.23 12.08 87.56 0.11 0.24

8 0.25 10.87 88.80 0.11 0.22

9 0.26 9.87 89.80 0.13 0.20

10 0.27 9.10 90.55 0.17 0.19

从信息化的方差分解看，对信息化影响最大的是其自身，在末期占90.69%，金融占2.07%，经济发展水平占4.42%，科技水平占2.82%。

从金融的方差分解看，与信息化类似，对金融影响最大的是其自身，末期金融自身占90.55%，信息化占9.10%，地区经济发展水平和科技水平对金融几乎没有影响。这从另外一个角度也说明了信息化对金融的重要作用。

六、结论与讨论

（一）信息化与金融互动关系显著

信息化与金融发展的互动机制鲜明，两者互为因果关系，金融对信息化的贡献，主要体现在促进信息化基础设施建设和技术进步，带动信息化的巨大需求方面。信息化对金融的影响相对持久，而金融对信息化的影响相对短暂。从变量的弹性系数看，金融对信息化的贡献大于经济发展水平和科技水平对信息化的贡献。

（二）金融对信息化的影响的核心是信息技术的发展

金融对信息化的影响，离不开信息技术领域中关键的技术进步，如果没有信息技术领域中较大的技术进步，就不会产生信息基础设施的巨大需求，如果新的信息技术本身尚处在的验证阶段，对数据和系统要求极高的金融部门也不会产生需求，从脉冲响应函数和方差分解看，信息化与金融互动关系鲜明，信息化对金融的影响大于金融对信息化的影响。

（三）模型的选用对结果影响很大

在分析信息化与金融发展的互动关系中，采用不同的数据、不同的模型对结果的影响是很大的，由于时间序列数据较少，因此用时间序列数据分析比较片面，而采用面板数据进行混合回归又不能发挥面板数据的特长，难以挖掘数据中潜在的信息，从本文的实践看，采用格兰杰因果检验、面板数据、面板向量自回归综合进行分析是比较恰当的，而且它们之间能够互相支撑。

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Study on informatization and finance based on panel VAR

YU Liping

(Modern Management Center, Business School, Ningbo University, Ningbo 315211, China)

量化金融论文范文第4篇

【关键词】金融支持 城镇化 长期贷款

一、引言

2016年2月，国务院《关于深入推进新型城镇化建设的若干意见》（以下简称《意见》），要求全面部署深入推进新型城镇化建设。《意见》指出新型城镇化应以体制机制改革为动力，加快户籍制度改革，完善财政、投融资等配套政策，强化金融对城镇化发展的支持，为经济的发展提供持久的动力。城镇化是人类发展的自然历史过程。我国已迈入全面小康社会发展的关键时期，也进入城镇化进程的重要节点，城镇化蕴含着重大的历史机遇，对中国的发展有着举足轻重的影响。金融支持对于推进新型城镇化而言是一个重要的影响因素，新型城镇化进程中所面临的巨大资金缺口需要有效的金融支持。

自2007年党的十七大提出建设中国特色的城镇化道路以来，截至2015年末，我国城镇人口已达7116万人，城镇化率为56.10%，相较于2007年城镇化率上升10.23%。城镇化的进程进入新的发展机遇期，从农民到市民的转变将带来巨大的资金需求，作为现代经济的核心，金融支持对城镇化进程具有积极的推动作用，同时，城镇化的推进也会促进金融服务、体系的创新。因此，本文将基于全国分省面板数据研究金融支持对城镇化的影响，为深入推进城镇化提供参考，为金融深入发展提供依据。

二、文献回顾

目前已有大量的学者对金融支持对于城镇化的影响做出了深入的研究。理论研究部分主要阐述了新型城镇化的内涵和实现途径，提出了加大金融支撑保障能力的若干建议（楼文龙等，2013；刘琼增等，2013）；分析了新型城镇化建设中的资金供给难题，指出资金供求不平衡是新型城镇化顺利推进的瓶颈，要着力在城镇产业支撑、基础设施建设、农民市民化三个方面实施金融创新（陈银娥等，2015；刘奂成等，2013）；分析了新型城镇化进程中的投资方向和投资布局，收益性较低、公益性较高的基础设施和公共服务项目需要政策性金融支持（罗云开等，2015；巴曙松等，2013）。实证研究部分则侧重于金融支持对于城镇化的影响，主要包括运用各种统计和实证方法对金融支持与城镇化的关系进行检验，认为金融支持推动了城镇化的发展，反过来，城镇化的发展也推动了金融创新的步伐，二者之间存在互橐蚬的关系（贾洪文等，2013；朱显平等，2015；陈志伟等，2014）；通过全国层面的VAR模型、协调度模型研究金融支持与新兴城镇化的协调发展，指出金融信贷规模的扩大、金融效率的提高都有助于城镇化率水平，但是金融支持水平及规模不足、支持渠道单一、政策制度有制约等，城镇化对金融发展的促进作用尚待提高，要构筑多层次的金融体系，加强金融创新，拓宽支持新型城镇化建设的广度和深度（李清正等，2015；杨慧等，2015）；金融对不同地区新型城镇化的支持效应效应出现显著不同，金融支持对各地区的政府干预或者国有经济所占比重的敏感性也存在显著差异，中国城镇化水平的整体提高进一步加大了区域差距，需增加城乡一体化产业融合资金支持，改善金融机构对城镇化的支持水平（荣晨等，2015；熊湘辉等，2015）。

大多数学者都认为金融对于城镇化的发展有积极地推动作用，他们在金融支持对城镇化的影响方面的相关研究是比较丰富的，充分肯定了金融支持在城镇化进程中的重要地位，对后续的研究具有很强的指导和借鉴意义。虽然如此，仍然在以下几个方面需要进一步深入探讨：（1）在探讨金融与城镇化之间的关系时，使用最新数据构建城镇化水平的综合指标体系，更全面、客观地反映全国以及各地区的城镇化水平；（2）以往统计后的分析缺乏进一步的深入探讨，如人均贷款、人均短期贷款、人均长期贷款等对城镇化影响的差异。

本论文将以全国分省数据2006～2015年面板数据，来探讨以上问题，以期为我国金融如何为新型城镇化提供支持，提升金融服务水平等方面给出参考建议。

三、数据及指标

本文所采用全国31个省（市、自治区）2006～2015年相关数据均来自于《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》和wind数据库，部分数据根据年鉴的数据整理获得，部分缺失数据均采用插值法获得。金融支持和城镇化的考察都是综合性指标，在参考前人选取指标的基础上，本文结合吉荣支持城镇化的特点和科学性、合理性的原则要求，分别选择以下具有代表性的变量：

（一）城镇化的变量选择指标

城镇化的主要形成起点是人口的流动。因此，本文所探讨的城镇化用城镇人口占总人口的比重来衡量。

（二）金融支持的变量选择指标

银行业金融机构各项贷款是金融支持城镇化的主要来源。其中，贷款又分长期贷款和短期贷款。因此，本论文所探讨的金融支持用人均贷款、人均短期贷款和人均长期贷款3个指标来衡量。

1.人均贷款（元/人）。用银行业金融机构各项贷款（余额）占总人口的比重来衡量。

2.人均短期贷款（元/人）。用短期贷款占总人口的比重来衡量。

3.人均长期贷款（元/人）。用长期贷款占总人口的比重来衡量。

（三）控制变量的选择指标

在城镇化进程中，除了金融支持这个影响因素外，还存在诸多因素影响其建设，主要有：

1.劳动人口占比（%）。在城镇化建设中，必然会出现房屋建筑、城市改造等大量的基础设施、公共设施建设工程，必然会出现产业发展的转型升级，这些都需要大量的人力才能完成。因此，劳动力占比是城镇化建设中的一个主要影响因素。本文用15～64岁人口数占总人口的比重来衡量该指标。

2.大专及以上人口占比（%）。城镇化进程不仅是农村人口向城镇集中的一个流动，而且是人口素质不断提升的一个过程。因此，大专及以上人口占比是城镇化建设中的一个主要影响因素。本文用大专及以上教育水平人口数量占6岁以上总人口的比重来衡量该指标。

3.识字率（%）。城镇化进程是人的现代化的一个进程，因此，识字率（非文盲率）是城镇化建设中的一个主要影响因素。本文用15岁以上非文盲人口占15岁以上总人口的比重来衡量该指标。

4.城乡收入比（%）。从城镇化进程中存在着农民向市民转化的过程，二者的收入差异显然影响着城镇化的水平和速度。因此，本文用城镇居民人均可支配收入占农村居民可支配收入的比重来衡量该指标。

5.人均FDI（美元/人）。随着城镇化进程的不断推进，外商直接投资将弥补我国城镇化的一部分资金缺口，对城镇化的发展有一定的影响，本文用FDI占总人口的比重来衡量该指标。

6.农林牧渔GDP占比。城镇化的经济结构可分为第一产业、第二产业和第三产业。其中，第一产业的GDP是衡量经济结构现代化水平的一个主要指标，是影响城镇化进程的重要因素。因此，本论文用农林牧渔GDP占总GDP的比重来衡量该指标。

以上变量具体定义见下表一：

表1 指标及变量

四、实证研究

本文使用固定效应模型研究金融支持对城镇化的影响，构建基本的计

量模型框架如下：

其中，其中i代表全国各分省，t=2005，2008，……，2016。

本文运用2005～2016年面板数据，对回归方程进行参数估计。预设四个模型，分别以人均贷款、人均短期贷款、人均长期贷款、短期贷款和长期贷款为解释变量，考察其对城镇化的影响。四个模型均以劳动人口占比，大专及以上人口占比，识字率，城乡收入比，人均FDI，农林牧渔GDP占比的对数作为控制变量，得到回归结果如表二。

表2 金融支持对城镇化的影响

由表2可以看出：

（1）各变量的系数估计值值均较大，都通过了显著性检验。从三大核心解释变量“人均贷款”、“短期贷款”和“长期贷款”来看，三者在固定效应模型估计结果中的系数均显著为正，说明金融支持对城镇化具有显著的正向影响，金融支持对于城镇化的发展有积极的正向推动作用。

（2）在4个模型的系数估计值中，人均贷款的系数估计值为0.065，短期贷款和长期贷款的系数估计值差异不大，分别为0.055和0.057。在其他条件不变的情况下，人均贷款每提高1个百分点，城镇化将可能增加0.065个百分点，短期贷款和长期贷款的提高也都有助于城化的发展。从模型4可以看出，短期贷款和长期贷款虽然都会对城镇化产生正向影响，但短期贷款所带来的城镇化增速明显低于长期贷款带来的增速。

（3）控制变量方面，劳动人口占比、城乡收入比、农林渔牧GDP占比均对城镇化具有显著地负向影响，这表明我国整体发展处于劳动力过剩，资本投入不足的阶段，劳动力投入过多，劳动力投入布局不合理，而资本不足对城镇化的发展具有极大的阻碍作用。城镇化是农民向市民的转化过程，城乡收入差距过大，正需要金融的支持促进二、三产业升级转型。减少农业从业人员数量，提高农业发展的效率和质量，合理布局劳动力投入，对于推进城镇化的发展具有重要的意义。大专及以上人口占比、识字率、人均FDI都对城镇化有正面影响，特别是接受高等教育的人数和识字率的增长对城镇化发展的促进作用十分明显。

五、结论与建议

本文采用了2006～2015年的面板数据从全国层面和省际角度对金融支持对于城镇化的影响进行了实证分析，在新型城镇化推进中，伴随的是大量人口的吃穿住行、产业结构转型升级、城市基础设施的更新换代，是投资与消费的双向互动，正是金融发挥用武之地的时候。经过分析得出结论：

（1）金融支持对城镇化具有显著的正向影响。金融支持中，单独考察短期贷款和长期贷款，它们对城镇化均有显著正向影响，两者影响差距不大，但后者要稍大于前者。

（2）如果将短期贷款和长期贷款综合起来考察，短期贷款对城镇化的影响明显小于长期贷款对城镇化影响。由于城镇化的投资周期较长，作用效果存在很强的滞后效应，需要长时间的资金支持，短期贷款相对来说不够稳定，对于城镇化的推进效果较小。

（3）劳动人口占比、城乡收入比、农林渔牧GDP占比对城镇化有负向的影响，劳动密集型产业并不是经济发展的长久之计，劳动力投入过剩而资本不足是城镇化发展的阻碍。

基于以上研究结论，本文提出如下针对性政策建议：

（1）新型城镇化的过程中资金需求巨大，应加大金融支持力度，特别是对长期贷款的支持力度，扩大金融规模，建立相关政策性银行或金融机构，提供体系完备的贷款产品系列，为城镇化建设项目提供针对性和稳定性的金融服务。城镇化的基础设施、公共设施、产业发展与升级改造等主要建设项目的周期都比较长，长期贷款更有利于这些项目的建设，金融支持与城镇化应精准对接。

（2）城镇化的建设将更加注重建设的内涵，在社会保障、产业结构调整、居民生活消费、居民文化需求等方面的投资需求规模将持续增长，资金投入的方向也应向基础、大众设施方向投入，所投入项目要有利于贯彻国家城镇化发展战略，减少对夕阳产业无谓的扶持，金融支持应与城镇化协同发展。

（3）科技强国，教育强国，加强科技创新和人才培养是永不过时的话题，在科技、教育等领域加强金融支持，对于推进城镇化的持续发展效果显著。产业城镇化是新型城镇化的一个重要方面，促进农村地区产业的城镇化发展和二、三产业的优化升级，都需要有效的融资体系、人才和技术。

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量化金融论文范文第5篇

关键词：金融深化；收入差距；扩展的库兹涅茨效应

中图分类号：F047 文献标识码：A 文章编号：1003－9031（2008）03－0017－06

一、理论回顾

新中国成立以来，我国居民收入稳步增长。1978-2005年，我国城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入年均增长分别达到6.91%和7.02%。金融业也从几乎为零的状态发展到目前比较齐全的门类，货币化比率不断攀升，2005年为1.63，仅从这个指标考虑，我国已达到了金融发展第三阶段的水平(注：Goldsmith 在《Finance Structure and Economic Development》中提出金融结构发展的三个阶段，其中第三阶段的特点是金融相关率较高，金融机构多样化。)，金融深化程度有了很大提高，金融在经济发展中发挥着举足轻重的作用。但我国收入差距也存在一定的扩大趋势，世界银行的数据显示，我国的基尼系数在改革开放前为0.16，2005年逼近0.47。大量文献表明：有关发展中国家金融深化与经济增长的关系已经得到确认，经济增长与收入分配之间的相互影响也被证实。但是，直接对金融深化和收入分配关系的研究则起步较晚，仅有的部分文献对两者关系的研究也存在较大分歧，大多围绕金融发展与收入差距之间是否存在倒“U”型关系来展开论述。

最先直接对金融发展与收入分配差距关系进行研究的是Greenwood和Jovanovic（1990），他们在一个动态模型中讨论了经济增长、金融发展和收入分配三者之间的关系。[1]模型假定了一个存在磨擦性的金融市场，投资者有两种可供选择的投资方式，或者投资于收益率较低的无风险资产，或者进入金融市场融资办企业以获得较高的投资回报率。在这一假设条件下，Greenwood和Jovanovic证明了金融发展与收入分配之间存在倒“U”型关系。在此基础上，Townsend 和Ueda（2003），以更统一的动态模型讨论了金融深化对收入分配的影响及其动态演化路径，论证了金融发展与收入差距的关系遵循库兹涅茨曲线。而另外一些经济学家则持相反看法。[2]Galor 和Zeria（1993）、Banerjee和Newman（1993）的理论模型分别指出，在金融市场不完善的情况下，信贷市场的发展会不断地缩小收入差距。[3]Clarke，Xu和Zou（2003）利用1960―1995年91个国家的面板数据进行实证研究，也得出金融发展会显著地降低一个国家的收入差距的结论，同时，他们的研究发现一国的经济结构将显著地影响金融发展对收入分配的作用机制，即扩展的库兹涅茨效应――横向比较而言，金融中介的发展将趋向于使得现代部门（工业和服务业）比重大的国家收入分配的不平等程度更高。[4]

国内的研究大多认为我国金融中介的发展拉大了居民间的收入差距。主要内容有：章奇、刘明兴、陶然（2004）利用各省1978―1998年的数据，对中国各省的银行信贷和城乡收入分配之间的关系进行了分析。结果发现，金融中介发展会显著拉大城乡收入差距，扩展的库兹涅茨效应在他们的数据样本中并不成立。[5]温涛、冉光和和熊德平（2005）研究结果显示：中国金融发展和农村金融发展对农民收入增长有显著的负效应，并运用城乡金融资源配置不平衡进行了解释。[6]姚耀军（2005）利用VAR模型提出金融发展规模和金融发展效率两个指标，得出金融发展居民和城乡收入差距正相关，而金融发展效率与城乡收入差距负相关的结论。[7]张力军（2005），杨俊、李晓羽、张宗益（2006）从实证角度也得出了类似的结论。[8][9]然而，陆铭、陈钊（2004）有关城市化的实证研究文献表明，中国金融发展水平对城乡收入差距的影响并不显著。[10]

二、金融深化与居民收入分配问题分析

（一）金融深化概述及其指标分析

金融深化是金融深化理论的主要内容之一。1973 年,麦金农（Mckinnon Ronald）和肖（Shaw）针对发展中国家金融管制问题同时提出了以金融抑制和金融深化为内容的金融深化理论。[11][12]他们认为在许多发展中国家，经济的分割性是一种常态，政府为抵消这种“分割性”对经济的破坏作用，对本国经济、金融等各方面活动进行直接干预，其中对利率管制是金融抑制的重要特征之一。金融深化理论主张实施以利率自由化为核心的金融深化战略来解决发展中国家经济落后的根源――金融抑制问题。

测度一个国家或地区经济货币化和金融化程度的金融深化指标有诸多形式，如金融资产与GDP之比,M0、M1、M2 与GDP之比等。考虑到数据获取的便利性, 本文用金融机构贷款与GDP之比作为衡量指标。

图1 以货币化比率衡量的中国金融深化进程

（二）金融深化与居民收入分配关系

金融资源的动员与分配是金融发展与经济发展的动力和基础。在金融深化进程中，资源配置的方式发生改变，获取金融资源更便利的个人将利用可获取的资源进行各种收益率高的投资活动，而其他人则可能由于投资门槛的存在而只能从事一些收益率较低的工作。从这个角度看，金融深化进程中资源配置的机制必将影响到居民收入分配水平。我国金融体系属于政府主导的行政金融体制，国有金融企业利用垄断优势积聚了大量社会资本。而政府则通过计划和行政手段把由国有金融机构积累的资金投入到政府扶持的国有经济部门及与政府关系密切的企业，而其它的部门则处于相对弱势地位。这种金融资源的配置方式将通过收入分配效应体现出来。

从我国现状来看，我们的收入分配情况表现出如下的特点：一是收入差距自改革开放以来一直呈扩大趋势，上升速度较快；二是收入差距问题广泛存在于各地区、各行业和各群体之间；三是除部分收入差距合理外，相当一部分收入差距是不公平分配的结果。

三、模型设定、数据说明和分析方法

本文在分析金融深化与居民收入分配关系的基础上，引入Clarke，Xu和Zou（2003）模型，利用我国1952-2005年的相关统计资料进行经验分析，以验证我国金融深化与收入差距之间应遵从的演变路径，这条路径是否合理，与西方发达国家的发展经验有何不同。

（一）模型设定

为更深入地讨论我国金融发展与收入分配的关系，笔者借鉴Clarke，Xu和Zou（2003）的模型，建立基本回归方程：

（1）

其中，下标t表示时间，样本包括了我国从1952年至2000年的数据。Gini为基尼系数，代表我国居民收入差距的总体水平，Finance表示金融发展水平的变量。X为可能对居民收入分配造成重大影响的其他控制变量，包括经济发展水平、教育投入水平、经济开放程度、政府财政支出力度等，?着为残差项。

f（finance）的形式和符号是本文分析的重点，这里套用Clarke，Xu和Zou（2003）提出的模型，即：

其中，mode表示工业和服务业占GDP的比重， 体现经济结构和金融发展对收入分配影响的联合效应，如果扩展的库兹涅茨效应存在，可以先验性假定 ；按照Greenwood和Jovanovic(1990)、Townsend 和Ueda(2003)的观点，应有 ＞0， ＜0；按照Galor 和Zeria（1993）、Banerjee和Newman（1993）的理论模型，应有 ＜0， ＝0。

（二）指标选取和数据说明

1．基尼系数（gini）。基尼系数是衡量收入相对不平等程度时所最常用的一个指标。由于我国官方至今没有公布全国居民收入的基尼系数，国内外许多学者都对其做过估计，由于计算的方法以及选取的样本不同，得出的结果有一定的差异，但都认为近年来我国基尼系数处于不断扩大的趋势。本文1952-2000年基尼系数的相关数据取自Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang（2005）年的研究，[13]2000-2005年数据根据世界银行公布的资料与Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang（2005）的数据，利用Eviews软件，根据简单的线性关系并修正序列后预测得到。回归结果拟合优度达到94.1％，利用拟合方程预测的基尼系数序列方差率0.005，偏差率为0.011，说明预测的精度很高，预测值非常接近实际值，能较好地保持数据的连续性、完整性和真实性。

图2 我国Gini系数的变化趋势

2．银行信贷占GDP比重（fina）。衡量金融发展程度，常用的一个指标是M2占GDP的比重，简称麦氏指标；Clarke，Xu和Zou（2003）在分析金融发展对各国收入分配的作用时，利用私人部门在金融中介中贷款占GDP的比重（private credit）和居民储蓄存款占GDP的比重作为衡量各国金融发展水平的变量。Arestis（2001）考虑到不发达国家中信贷的作用，启用银行信贷占GDP比重这一指标。而中国属于典型的银行主导型金融结构，章奇等（2004）的研究中，就是采用的这一指标，本文沿用他们的方法，并用麦氏指标对其结果进行检验。

3．人均GDP的自然对数（lnrpgdp）。自从1955年库兹涅茨著名的倒“U”假说提出后，关于经济发展与收入分配的关系的研究可谓浩如烟海，但这一观点在理论和实证上一直受到经济学家们的质疑，我国学者李实（2002），王小鲁，樊钢（2005）等通过实证分析认为我国收入收入差距随着经济的发展一直处于扩大趋势，收入分配领域的倒“U”现象并不存在。[14][15]因此本文假定人均GDP与基尼系数之间存在线性关系。

4．教育经费占GDP比重（edu）。教育因素对收入分配的作用在许多文献中已经得到证实，如Becker和Chiswick（1966），Tingbergen（1972），Winegarden（1979），赖德胜（1997）、Gregoiro和Lee（2002），李实、丁赛（2003），白雪梅（2004）等人的研究，本文采用白雪梅（2004）所使用的教育经费占GDP比重(edu)作为反映教育情况的控制变量。[16]

5．外贸依存度（trade）。William R. Cline（1999），Bloomington和Francois Neilson（2001），Branko Milanovic（DEC）（2002）等人的研究认为经济开放对发展中国家内部的收入分配影响是显著的。从我国来看，从1952年到2005年，中国贸易出口从贸易额27.1亿元人民币增长到62648.1亿元人民币，年均增长15.75％，2005年我国出口总额占GDP比重达到34.22%，外贸已成为影响我国收入分配的重要变量。

6．财政支出占GDP比重（fisc）。引入这一控制变量则是源于王小鲁，樊钢（2005）的研究，他们的实证研究发现，财政支出显著的降低了居民收入差距。

本文数据如无特别说明，均由历年《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》、《新中国五十年统计资料汇编》整理而成。2005年教育经费占GDP比重数据未能找到，用上一年度值代替。实证分析结果全部利用Eviews5.0实现。

（三）实证分析方法

1987年Engle和Granger提出协整理论及其方法，为非平稳序列建模提供了新的理论依据。[17]其基本思想是：虽然一些时间序列本身是非平稳的，但其某种线性组合却是平稳的。这个线性组合可以反映变量间的长期稳定关系，即协整关系。进行协整分析的一个重要条件是协整变量必须具有相同的单整阶数。为避免出现伪回归现象，本文首先利用ADF单位根检验法，确定变量是否平稳及其单整阶数，利用协整检验方法确定金融发展以及其他控制变量对我国居民收入差距的影响，然后利用Granger因果关系检验方法检验金融发展各变量与居民收入差距的因果关系。为检验实证结果的稳定性，本文同时利用麦氏指标替代fina，对实证结果进行检验。

四、实证检验结果与分析

（一）单位根检验和协整分析

笔者对拟引入变量的水平值以及一阶差分进行ADF单位根检验，其中检验过程中滞后项根据SIC准则确定，结果如表1。根据ADF检验结果，fina变量在5％水平上是平稳的；根据PP检验结果，fina在10％水平上非平稳，其一阶差分在1％水平上平稳。因此，模型中仍然引入了这一变量。其它拟引入的变量在5%水平上都是一阶单整的，满足进行协整分析的条件。

对于上述的回归结果，利用基于残差的协整检验方法进行检验，结果显示回归后各方程的残差都是平稳的，说明回归方程的各变量之间确实存在协整关系，模型设定正确，回归结果可信。

（二）格兰杰因果关系检验

协整检验只能检验各变量之间具有协整关系，而不能检验变量间的因果关系。本文利用Granger（1969）提出的方法，检验各变量间的因果关系。因本文重点考虑金融发展对收入差距的影响，故忽略其他因素与gini的因果关系讨论，而只选取与金融发展有关的变量。具体的Granger因果关系如表3。

从表3可以发现，在5%的显著性水平上，与金融发展有关的各变量都是gini的Granger原因，而gini不是各变量的Granger原因，这与协整分析的结果是一致的。

为检验实证结果的稳定性，本文同时利用麦氏指标替代fina，对实证结果进行检验。分析的结果与上文基本一致。

（三）实证结果分析

上述各回归方程经调整的拟合优度较高，最低值为0.829；F统计量较大，联合检验的相伴概率几乎为零，说明方程整体拟合程度较好。

第一，变量fina在除方程[2]的所有方程中在5％的显著性水平上是显著的，其符号在两个方程中为正，而在其它六个方程中为负。从的系数来看，在对影响收入差距的其他变量进行控制前，它是不显著的，而在对经济发展水平、教育投入水平、经济开放程度和财政支出力度等变量进行控制后，体现了较高的显著性水平，因此不能拒绝金融深化与收入差距之间倒“U”关系的假设。

图3 fina与基尼系数的关系 图4 fina*mode与基尼系数的关系

第二，从体现金融深化和经济结构联合效应的fina・mode变量来看，fina・mode在各方程中均在1％的显著性水平上显著，符号为正，说明在我国的金融深化进程中，金融资源向现代部门倾斜的政策可能对我国居民收入差距的扩大起着推波助澜的作用，扩展的库兹涅茨效应在我国是存在的。笔者认为，主要原因在于：计划经济时期的经济赶超战略，使国家集中财力物力优先发展重工业。在这种情况下，金融的发展服务于这一战略，政府利用金融系统支持重工业和国有企业。我国金融发展对收入分配的作用机制由政府的政策导向来推动，并非完全按照经济发展规律自发进行的。由于政府的政策偏好，长期倾向于依靠金融体系来达到其支持国有企业和重工业，而忽视了农村经济、民营中小企业的发展。结果是，随着经济的发展，金融发展水平稳步提高，一方面，经济中工业和服务业的比重提高，其从业人员的收入水平相对较高，在现实中的体现就是城乡收入差距的拉大；另一方面，在现代部门的内部，各行业收入差异也在不断扩大。

第三，从各系数的关系来看，基尼系数的大部分都由常数项解释，由金融深化相关的指标的解释的比率不高，说明可能存在影响我国居民收入分配的重要变量未引入模型中。

第四，通过以1977年为断点对回归方程进行Chow检验，分别对1978―2000年样本数据做分段回归，笔者发现新方程[2]、[4]、[6]、[8]的回归结果中，各变量的绝对值显著地变大。这说明改革开放以来，随着我国金融深化程度的不断提高，收入差距扩大的趋势进一步加强。

五、结论

通过对我国金融深化与居民收入差距之间的关系进行实证检验和回归分析，本文得出如下两点基本结论：一是我国金融深化进程中，收入差距与金融深化之间存在着倒“U”的现象，现阶段还处于上升的阶段。另一方面，存在扩展的库兹涅茨效应，金融深化与经济结构变化的联合效应体现为对收入差距的拉大作用。二是改革开放以来，随着政府干预经济的方式的改变，越来越依靠经济调节的方式调控宏观经济。在政府财力相对下降，金融资产稳步提高的条件下，政府对利用金融体系调控经济增长和经济结构的依赖日益增强，金融发展对收入分配的调节作用进一步提高，在未来的一段时间内，居民收入差距扩大的趋势将难以改变。基于本文的研究可总结出以下几点政策建议：

第一，构建市场主导的金融资源配置机制，完善金融市场。政府部门应尽量避免对金融中介和金融市场的干预，让市场机制在金融领域充分发挥作用；建立市场化的准入与竞争机制，消除市场准入和市场竞争中的所有制歧视，为民营金融业提供一个公平的社会、政治和经济环境，积极有效地推进我国金融深化进程。

第二，建立信用机制，降低对低收入者贷款门槛。低收入者贷款存在规模小，手续繁杂，坏账比率高等特点，这是银行等金融机构不愿与其打交道的主要原因。可由政府牵头，成立权威的资信评估机构，加快信用信息征集、信用等级评价体系的建设，为社会成员和各种类型的企业、机构建立信用档案，使银行等金融机构能够方便地获取贷款人的信息，甄别贷款风险，降低交易成本，从而降低贷款门槛，扩大对低收入者的贷款力度。

第三，加速农村金融改革的步伐和力度。农村金融改革严重滞后，已成为社会发展和人民收入提高的瓶颈。应在产权清晰的基础上，鼓励发展农村信用合作社，允许企业和个人向农村金融领域投资，发展多元化的农村金融服务机构；在资金价格等问题上，实现城乡金融市场的有效对接，引导农村资金的回流；同时积极发挥政府财政的作用，对农民贷款进行财政贴息，切实有效地提高农民收入。

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