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[中圖分類號]F832 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2014）48-0190-02
1 前 言
伴隨我國的金融環(huán)境的不斷改善，在解決金融問題方面，我們已經不在使用過去的方法經濟定性分析，而是采用最先進的定量分析與定性分析相結合的方法。經濟數(shù)學當中的很多理論知識和運算方法，在金融領域當中得到全面的發(fā)揮，從而解決了很多以前不能解決的經濟問題和糾紛，數(shù)學經濟的運用也讓金融問題變得清晰明了。經濟數(shù)學其實包含了很多的高度數(shù)學知識，比如，微積分的函數(shù)極限、導數(shù)和微積分方程式等，這些數(shù)學上的理論知識也正是改變整個金融界的基礎要素。
2 函數(shù)模型的建立與經濟問題
經濟數(shù)學的基礎就是函數(shù)，當我們在使用數(shù)學的方式來研究經濟問題的時候，勢必要與函數(shù)建立關系，在函數(shù)的理論知識上開展數(shù)學探討，從而來解決實際的金融問題。比如，使用數(shù)學問題解決市場經營中的提供問題，消費人群的整體思想、人們的價值觀、商品種類、商品的市場價格，這些要素都可以影響市場的經營環(huán)境。其中的價格因素是在這幾個要素當中最為重要的，因為經營就意味著金錢的活動，所以價格就是最大的主要的要素。所以，我們在這里可以建立需求和供給的函數(shù)關系，即Qd=f（p）與Qs=g（p），通常情況下需求函數(shù)是減函數(shù)，是呈現(xiàn)需求量上漲而下降的趨勢，供給函數(shù)往往是增函數(shù)，是伴隨供給量上漲而加大，從以上的函數(shù)模型中看到，市場經營中價格就可以解決基本問題。
3 經濟分析與經濟數(shù)學中的極限理論
經濟數(shù)學知識的靈魂就是極限理論，就算是普通的數(shù)學知識，其大多數(shù)的概念都是在極限理論上導出的。如果用我國的古話說，那么“一尺之鋤，日取其半，萬世不竭”就是對極限理論最形象的描述。極限理論不僅在數(shù)學概念中起到了絕對的作用，在金融管理、金融投資、經濟分析方面都占到了舉足輕重的位置。金融經濟領域當中其實包含了很多事物，即生物的繁衍、成長的細胞組織、放射性元素的變化、人口的流動與增長，以上這些事物當中都包含了極限理論的思想。另外，極限理論在金融經濟領域中最為典型的運用是，銀行儲蓄連續(xù)復利的計算。舉個例子說明，一個人的一筆存款為A，銀行的年利率為r，若想立即產生和馬上結算，那么多年后的本金利率和利息的計算就可以采用到極限理論，如果想每年結算一次利息，則公式為A（1+r），如果一年是分多期進行計算，那么年利率仍然不變，但是每期的利率則為r/m，這樣一年后的本利和就為A（1+r/m），具體的算法就是，假如有100000元的資金在銀行進行儲存，時間為五年，該銀行年利率為10%，那么按照以上給出的概念，就應該計算100000元到期后的本利，使用連續(xù)復利的公式就可以計算，即P=Poe”=100000?e=164872.2（元）。
4 經濟分析中導數(shù)的應用
從實際的金融經濟看來，其中很多的問題都與經濟數(shù)學中的導數(shù)有著息息相關的聯(lián)系，數(shù)學家和金融學家都應該知道，導數(shù)不管是在能夠領域當中，都有另一種感念，那就是領域邊際的感念。伴隨邊際感念的建立，導數(shù)成功進入了金融經濟方面的學說之中，讓經濟學的研究對象從傳統(tǒng)的定量轉變成為新時代下的變量，這種轉變也是數(shù)學理論在經濟學中典型的表現(xiàn)，對經濟學的發(fā)展歷程也產生了重大影響。邊際成本函數(shù)、邊際利益函數(shù)、邊際收益函數(shù)、邊際需求函數(shù)等是導數(shù)中邊際函數(shù)中重要的幾點。由于函數(shù)的變化率是導數(shù)主要研究對象，當所研究函數(shù)的變量發(fā)生輕微變化時，導數(shù)也要隨之進行變化。比如，導數(shù)可以對人類種群、人口流量的變化率進行研究。讓此理論在經濟分析當中得以應用，導數(shù)中的邊際函數(shù)分析就是對經濟函數(shù)的變化量做出計算。
經濟數(shù)學中的導數(shù)不僅具有邊際概念，其另一方面就是彈性，簡單來說彈性研究就是對函數(shù)相對變化率問題進行探討的手段。例如，市場上的某件物品的需求量為Q，其價格則為p，彈性研究就是對兩種之間的關系進行研究，Q與p之間的關系公式則為：Q=p（8-3p）；EQ/Ep=P?Q/p=p?（8-6p）/p（8-3p）=8-6p/8-3p。從以上的彈性關系公式我們可以了解到，當價格處于某個價格段位時，需求量與價格之間的彈性范圍將會得以縮小，但是當價格過于高時，需求量的彈性范圍將會急劇增大。
經濟最優(yōu)化選擇是導數(shù)在經濟分析中另一個重要作用。不管是在經濟學當中還是金融經濟，實現(xiàn)產品價值最大化就要進行經濟最優(yōu)化選擇，這也是經濟決策制定時的必要依據(jù)。其實最優(yōu)化選擇問題在經濟學中有一系列的因素要進行考慮，包括最佳資源、最佳產品利潤、最佳需求量、收入的最佳分配等。最優(yōu)化選擇中所使用的導數(shù)，不僅利用到了導數(shù)的基本原理，還使用了極值的求證數(shù)學原理。例如，X單位在生產某產品是的成本為C（x）=300+1/12x-5x+170x，x單位所生產產品的單價為134元人民幣，求能讓利潤最大化的產量。那么以下就是作者利用經濟數(shù)學的一個解法：
已知總收入R（x）=134x，利潤l（x）=R（x）-C（x）=-1/12x+5x-36x-300，那么我們就可以利用數(shù)學知識算出：L（x）=R（x）-C（x）=-1/4x+10x-36，然后再通過導數(shù)的二階驗證法，得出x=36，所以最后就可以斷定當該產品的生產量為36時，企業(yè)會得到最大利潤。
5 微積分方程在經濟實際問題中的運用
一般的經濟活動就是量與量之間的交往過程，在這個交往過程當中函數(shù)是其中最主要的元素，但是從實際的經濟問題上看，其函數(shù)之間的關系式比較復雜，導致量與量之間的種種關系也不能快速準確的寫出。但是，實際變量、導數(shù)和微積分之間的關系確實可以很好的建立。微積分方程的基礎定義為，方程中包含自變量、未知函數(shù)和導數(shù)。由于導數(shù)和函數(shù)的出現(xiàn)，所以說微積分方程在經濟數(shù)學當中的用途也是很大。
在實際的經濟問題當中，微積分方程中函數(shù)可能會存在兩個或者兩個以上，這點就不同于經濟學中的理論知識，對于處理這種問題作者也是大有見解。當微積分方程中出現(xiàn)兩個或兩個以上函數(shù)時，我們可以先將其中的一個函數(shù)當中常變量，然后使用單變量經濟問題來進行單獨解決，這是我們就需要用到導數(shù)的偏向理論知識。不僅是微積分方程，在處理經濟問題的時候我們還可能使用到全積分、微分等一些基層理論知識來供我們參考。
6 結 論
數(shù)學這一學科的基本就是以計算數(shù)據(jù)為基礎，其中數(shù)學的理論知識不僅可以在本學科中得以運行，在不同的行業(yè)領域中數(shù)學的各種知識都有很好的運行，在這些行業(yè)領域中金融使用的數(shù)學知識可以說是最為全面的，所以我們要更全面地融合數(shù)學和經濟兩者之間理論知識。金融領域當中的各種數(shù)據(jù)都需要精確的計算，從而保證企業(yè)和市場的平衡，也是對老百姓日常生活的保障，那么經濟數(shù)學技術必須變得更加成熟。
參考文獻：
[1]楊月梅.經濟數(shù)學在金融經濟分析中的應用淺析[J].廊坊師范學院學報（自然科學版），2013，13（2）.
金融經濟的發(fā)展速度非常迅速，要對金融類的實際問題進行有效的解決，就不能僅靠經濟定性分析，而是要結合定量分析。經濟數(shù)學在金融經濟分析領域的應用非常廣泛，能夠解決很多金融分析實際問題。金融類院校教師要將經濟數(shù)學應用到金融經濟分析中來，利用經濟數(shù)學來解決實際問題，提高學生對經濟數(shù)學的應用能力。
一、利用經濟數(shù)學中的函數(shù)模型來進行金融經濟分析
經濟數(shù)學的基礎就是函數(shù)，在進行金融分析時往往必須以函數(shù)關系作為研究經濟問題的基礎，才能將數(shù)學理論引進經濟實際問題中。例如，對市場供需問題進行研究時，如果能夠充分利用經濟數(shù)學知識，建立函數(shù)關系，則可以對供需問題進行更明確的分析。在供需問題中，能夠對市場產生影響的因素主要有商品價格、商品可替代程度、人們的價值取向以及消費者的消費水平。在這些因素中，以商品價格最為重要，可以商品價格作為基礎進行函數(shù)關系的建立。供需問題的研究中可以建立兩種函數(shù)：供給函數(shù)和需求函數(shù)。供給函數(shù)作為增函數(shù)，隨著商品價格的上漲，供給量也逐漸增加，而需求函數(shù)作為減函數(shù)，隨著價格的上漲，需求量不斷降低。價格的決定問題也就是在市場的供需變化中所形成的最終價格，要能夠使供需雙方達到平衡，能夠成交。
在研究成本與產量的關系時就要使用到成本函數(shù)，假設產品的價格和產品的技術水平不發(fā)生改變，那么產量與成本之間就會形成關系。生產者在進行產品生產時，要注意成本與收入的關系、收入與銷量的關系。對的收入指的是售出商品后生產者能夠獲得的收益。這樣一來又形成了收益函數(shù)。從這些函數(shù)關系中我們可以發(fā)現(xiàn)，以經濟數(shù)學中的函數(shù)關系建立來進行金融經濟分析有著良好的效果，在經濟數(shù)學的教學過程中如果能夠適當?shù)亟Y合經濟分析實例，能夠提高課堂效率，對提高學生的經濟分析能力有著很好的作用。
二、利用經濟數(shù)學中的極限理論來進行金融經濟分析
極限理論是很多數(shù)學理論概念的基礎，在經濟數(shù)學中應用的非常廣泛。在經濟分析、金融管理和經濟管理等領域都經常用到極限理論。極限理論可以表現(xiàn)事物衰減與增長的規(guī)律，包括設備的折舊價值、人口的增長、放射性元素的衰變、細胞的繁殖、生物的增長等。在經濟分析領域中，極限理論在儲蓄連續(xù)復利的計算中運用得非常普遍。可以利用極限理論對儲蓄連續(xù)復利中的利息和本金之和進行計算。
三、利用經濟數(shù)學中的導數(shù)來進行金融經濟分析
導數(shù)在經濟數(shù)學中用的比較普遍，而導數(shù)又與經濟學有著密切的聯(lián)系。在經濟學中，利用導數(shù)可以建立邊際概念，從而通過建立邊際概念引進導數(shù)。這樣一來，就使變量代替常量成為了經濟學的主要研究對象。這也是經濟學中最常用的數(shù)學理論，極大地推動了經濟學的發(fā)展。經濟學中常用的邊際函數(shù)有邊際需求函數(shù)、邊際利潤函數(shù)、邊際收益函數(shù)和邊際成本函數(shù)等。通過導數(shù)，可以對經濟學中自變量的微小變化進行研究，了解在自變量變化非常微小的情況下，因變量會產生怎樣的變化情況，從而對函數(shù)的變化率進行研究。
在成本函數(shù)中，首先對一種產品在固定產量下的邊際成本進行計算，此時的邊際成本也就是該生產者重新生產一件同樣的產品需要的成本，再將計算出來的邊際成本和平均成本進行對比。通過比較的結果，可以對該商品的產量變化進行決策，以此為依據(jù)判斷應該縮小或者擴大該商品的生產產量。如果平均成本大于邊際成本，則說明可以對該商品的生產產量進行擴大；如果平均成本小于邊際成本，則應該對該商品的生產產量進行縮小。
在經濟分析中彈性是導數(shù)的另一個重要應用方面。對于函數(shù)的相對變化率，就必須應用彈性進行研究。例如，可以通過彈性來研究某商品的價格與需求量之間的關系。通過彈性可以研究出一個價格值，如果商品的價格低于該價格值，則價格提高的比率大于需求量減少的比率，企業(yè)提高價格將獲得收益；如果商品的價格高于該價格值，則價格提高的比率小于需求量減少的比率，企業(yè)提高價格將降低收益。這樣一來企業(yè)就可以制定出合理的商品價格。
在金融經濟分析領域中，經濟最優(yōu)化的選擇問題也可以應用到導數(shù)。在制定經濟決策時需要用到最優(yōu)化理論來解決最大經濟效益、最優(yōu)收入分配、最大利潤以及最佳資源配置等問題。此時可以利用導數(shù)知識、最值、求極值等數(shù)學原理。
四、利用經濟數(shù)學中的微分方程來進行金融經濟分析
微分方程指的是含有微分、未知函數(shù)和自變量的函數(shù)關系。在很多實際的金融經濟分析問題往往會出現(xiàn)復雜的函數(shù)關系，難以直接寫出反應量余量的直接關系，此時可以建立微分或者變量和導數(shù)之間的函數(shù)關系，建立微分方程。如果函數(shù)中的自變量不止一個，則可以將另一個變量假設為常量再進行計算。這就涉及金融經濟分析中的偏導數(shù)理論的應用。
在具體的經濟學問題的研究中微分學、微分等知識理論運用的非常廣泛，經濟分析中經常用到求近似值的計算法，此時公式的推導就要用到微分理論。
在經濟、金融等各個領域，數(shù)學的計算方法和理論思想都應用得非常廣泛，能夠分析和解決這些領域中的很多實際問題。而經濟學要對復雜的經濟現(xiàn)象進行分析，其中往往含有不同的影響因素，難以進行量化。經濟數(shù)學中的很多理論和計算方法都能夠在金融經濟分析領域中被應用。因此經濟數(shù)學也成了金融類院校金融類專業(yè)學生的一門重要基礎學科。
總之，金融類院校往往普遍開設經濟數(shù)學課程，經濟數(shù)學在金融經濟分析中的應用非常廣泛，函數(shù)模型、極限理論、導數(shù)和微分方程對于分析和解決金融經濟中的實際問題都有著極大的作用，經濟數(shù)學與金融經濟分析互相滲透和交叉，在未來必將融合的更加緊密。
自上世紀80年代以來，以資本價格、市場業(yè)務、資本流動自由化等為基調的金融自由化成為世界經濟發(fā)展的潮流之一。對于處在改革深化中的中國金融業(yè)來說，主要發(fā)達國家和發(fā)展中國家金融自由化的政策實踐具有一定的借鑒意義，同時它們的教訓對中國的金融改革是一種啟示。
金融自由化的經濟背景比較
發(fā)達國家的金融自由化源于20世紀30年代的大蕭條。1929年，以美國為首的西方發(fā)達國家遭受了經濟金融危機的打擊，金融業(yè)幾乎處于癱瘓狀態(tài)。因此，大蕭條過后，美國便率先加強了對金融機構和金融市場的管制，其他國家紛紛效仿。二次世界大戰(zhàn)后，凱恩斯主義經濟理論和政策盛行，資本主義國家對經濟生活進行干預。金融業(yè)方面，各國政府普遍認為過度競爭是導致金融業(yè)倒閉的主要原因，于是紛紛強化對金融業(yè)的監(jiān)督控制，試圖消除金融存在的不穩(wěn)定因素，維護金融長期穩(wěn)健運行。例如：美國在1935年、1966年先后將Q條例（對存款利率進行管制）的適用范圍擴展到聯(lián)邦存款保險公司保險的非會員銀行；對銀行投資證券、新銀行的開設都做了限制；加強對金融市場和金融機構的管理與監(jiān)督。這些措施促進了戰(zhàn)后國民經濟穩(wěn)定增長，但也使金融部門由于過分管制而失去了活力。于是各主要發(fā)達國家于20世紀60年代后期開始金融自由化改革，并在20世紀80年代中后期達到。
發(fā)展中國家的貨幣金融制度大都是在戰(zhàn)后建立的。由于生產力落后的一致性規(guī)定了發(fā)展中國家的貨幣金融制度具有經濟貨幣化程度低下、金融體系欠發(fā)達、金融資源極為有限的特點。另一方面，政治上取得獨立的新興國家，在當時的發(fā)展經濟理論的影響下，把工業(yè)化看成減少進口，減輕外匯約束并積極擴大外匯儲蓄，改變二元經濟結構的必由之路。政府為了把稀缺的資本導向工業(yè)部門，除了減免稅收外，對貨幣金融系統(tǒng)進行了嚴格管制。其結果是發(fā)展中國家普遍建立起以抑制為特征的貨幣金融制度。這種制度對這些國家經濟發(fā)展初期集中利用國內儲蓄資源、保持金融體系的穩(wěn)定發(fā)揮過積極作用，也在一定程度上支撐了進口替展戰(zhàn)略的實施。但是，政府信貸配給金融資源也導致投資效率低下，效率高的小企業(yè)和私營經濟部門無法得到資金，只能從地下市場以較高的利率獲取資金，或進行內源融資。匯率實行嚴格管制，造成對本幣的高估，抑制了出口，影響國外資本的利用。因此，抑制型金融體系妨礙了發(fā)展中國家經濟的發(fā)展，改變政府干預的內向型發(fā)展模式，實施金融探化發(fā)展戰(zhàn)略成為促進發(fā)展中國家經濟持續(xù)增長的重要環(huán)節(jié)。
金融自由化動因的國際比較
從第二次世界大戰(zhàn)到20世紀70年代，西方資本主義國家普遍經歷了一個經濟高速增長的“黃金時期”，各主要工業(yè)國家的GDP平均增速為7%-10%。因此，較之發(fā)展中國家，發(fā)達國家金融自由化主要是為了解決市場深化進程中出現(xiàn)的金融結構與金融管理體制的矛盾與沖突，即以金融創(chuàng)新為特點，本質是市場深化進程中的金融重構。
發(fā)展中國家推行金融深化發(fā)展戰(zhàn)略之前，普遍存在金融抑制，如低匯率、低利率、信貸配給、貿易保護等。在其經濟發(fā)展的初期，“金融壓抑”似乎有一定的合理性，因為它能使政府有效地控制資源配置，為經濟起飛創(chuàng)造條件。但隨著經濟發(fā)展的加快和市場體制的日益健全，其弊端則越來越明顯，其中最大的弊端就是金融機構的效益得不到提高，從而限制了金融部門的發(fā)展，對經濟起飛構成了“瓶頸”。因此，它決定了發(fā)展中國家實施金融自由化的目標有別于發(fā)達國家。它是為了調動國內私人儲蓄，增加金融儲蓄對國內生產總值的比例，保證投資更有效以及通過更多的金融儲蓄減少對財政儲蓄、外援和通貨膨脹的依賴。其本質是為了消除“金融抑制”，解決落后的金融制度與經濟發(fā)展之間的矛盾，以解除金融抑制為特征。
金融自由化動力的國際比較
從金融自由化的動力來源看，大多數(shù)工業(yè)化國家的金融自由化是其經濟自由化發(fā)展的組成部分，源自經濟體系的內部力量的推動。隨著現(xiàn)代市場經濟體系的發(fā)展與完善，金融業(yè)本身的市場化、自由化成為經濟發(fā)展的客觀要求。尤其是像美國這類具有完善市場條件的國家，金融自由化主要由市場力量推動，由微觀經濟主導，而不是政府主導。政府在金融自由化進程中的作用主要是進行法律法規(guī)的重建，為自由化提供制度支持。從金融微觀主體角度看，動力來自競爭壓力下的創(chuàng)新。在工業(yè)化國家，由于市場競爭非常激烈，商業(yè)銀行等金融機構提升競爭力顯得非常迫切，而提升競爭力的重要途徑是創(chuàng)新，創(chuàng)新就要突破已有的規(guī)則和束縛，獲得更大的自由發(fā)展空間?；钴S的金融創(chuàng)新成為金融自由化的直接動力。在金融創(chuàng)新發(fā)展過程中，政府在信貸和利率方面的控制程度越來越松，逐步解除了對金融機構的各種束縛，讓市場機制充分發(fā)揮作用，同時也去積極應對創(chuàng)新帶來的金融風險，完善金融監(jiān)管體制，確保金融穩(wěn)定。
發(fā)展中國家金融自由化改革的動力與發(fā)達國家有所區(qū)別，這類國家經濟市場化程度低于發(fā)達國家，市場機制并不完善，金融自由化的動力來源外部競爭力和內部追求效率的需要。從外部力量看，20世紀70年代以來，國際資本流動和金融一體化發(fā)展程度的加深，原來的金融管制難以達到有效配置金融資源、實現(xiàn)貨幣政策和產業(yè)政策的目標，從而導致本國資本的外流和國內宏觀經濟的不穩(wěn)定。從內部力量看，國內經濟在市場化進程中要求金融部門更具有效率，金融部門市場化程度急需提高。新興市場國家的金融自由化大多是與經濟市場化同步進行的，構成了經濟市場化、自由化的一部分。這是與發(fā)達國家以市場為基礎的金融自由化的根本不同。
金融自由化理論基礎的國際比較
從20世紀30年代經濟危機到20世紀70年代，以美國為代表的早期工業(yè)化國家奉行“國家干預主義”，在金融內部實施比較嚴格的管制制度。但是，經歷約20年的較快發(fā)展后，到20世紀60年代末到70年代初，工業(yè)化國家出現(xiàn)經濟衰退，經濟發(fā)展陷入“滯漲”的泥潭。一些經濟學者開始思考金融發(fā)展與經濟增長的關系問題，金融管制還是否有效成為人們新疑問。以弗里得曼為代表的貨幣主義認為，貨幣數(shù)量的變動在經濟生活中起著決定性作用，任何相機抉擇策略的必要性并不那么明顯，對經濟的任何干預都有可能加劇，而不是緩和經濟震蕩。因此，在貨幣主義看來，國家最好不要干涉經濟。以哈耶克為代表的新自由主義者也持有類似觀點。他們認為，西方社會的弊病是由于國家干預太多造成的，如果國家干預少一點，競爭就會進一步加大，壟斷就會大大減少。如果國家用人為的方法（如管制、財政方法等）來干預資源配置，其結果必然是降低經濟效率，提高產品價格，導致通貨膨脹，使經濟陷于不穩(wěn)定之中。這些理論轉變了人們對金融管制和貨幣政策應起什么作用的看法，對大蕭條的重新估價直接導致了20世紀80年代的金融改革，并在很大程度上左右了改革進程。發(fā)展中國家金融自由化還受國際金融自由化和金融深化理論的影響。由于經濟一體化和國際金融自由化趨勢的出現(xiàn)，使發(fā)展中國家政府和金融當局對金融系統(tǒng)的管制權有弱化的趨勢。況且，從20世紀70年代開始，國際貨幣基金組織對發(fā)展中國家提出實行利率自由化的要求。而愛德華•肖與羅納德•麥金農金融深化理論的提出，又為發(fā)展中國家推行金融深化戰(zhàn)略提供了理論基礎。肖與麥金農認為，發(fā)展中國家通過實施金融深化戰(zhàn)略，可以在本國資金市場上籌集到經濟發(fā)展所需要的資金。發(fā)展中國家也認識到金融抑制阻礙了經濟的發(fā)展，因此有必要放松金融管制，提高利率水平，促進儲蓄向其他金融資產轉化，進而促進經濟增長。
金融自由化成效的國際比較
西方國家金融自由化實踐的動因源于經濟發(fā)展的需要，而金融自由化也給經濟發(fā)展、金融深化帶來了一系列正向效應，從而使金融自由化取得了豐碩成果。仔細分析不難發(fā)現(xiàn)，雖然不同國家所采用的改革方式不同，但都取得了較好的效果，比如英國、新西蘭實行的是激進式的金融改革，而美國、日本等國卻實行的是漸進式改革，但卻異曲同工，這些國家都取得了很好的效果。
一些發(fā)展中國家由于對金融自由化理論理解不透，實踐中不能根據(jù)自身情況推進具體改革，以致改革沒有取得成功?？偟膩砜?，雖然各國的情況各異，取得的效果各異，但都可以從中吸取不少經驗教訓，形成對我國的有益借鑒。在發(fā)展中國家進行的金融自由化實踐中，盡管南錐體國家與亞洲國家和地區(qū)采取的方式不同，具體實施帶來的結果也有很大差異，但金融自由化實踐確實給發(fā)展中國家的金融業(yè)帶來了許多新變化：利率自由化有利于發(fā)展中國家的出口增長；當面臨國際投機攻擊時，高利率客觀上使得投機資本進行攻擊的成本加大，不敢輕易進入，從而可以用于保護本國貨幣；外資金融機構進出自由后，競爭加劇，從而提高了國內金融機構的效率。金融自由化在發(fā)展中國家取得了成效，同時也帶來了一些負效應：破壞了經濟的良性發(fā)展；金融市場無法良性運行；金融業(yè)的脆弱性加大。
結論與借鑒
首先，金融自由化是工具而非目的。金融自由化是克服由“二元”市場結構所導致的“金融抑制”的有效途徑，單從金融自由化本身的功能而言，它也僅僅是一種工具或手段，而非金融體制改革的目的。轉軌經濟應著眼于服務實體經濟推進金融改革，脫離實體經濟的金融體系是危險而脆弱的。如果在金融體制改革的過程中，把利率自由化、金融業(yè)務自由化等作為目標，而不管這些措施實施的條件、后果如何，必將導致金融自由化改革的失敗。
其次，金融自由化不是無條件的金融自由化。金融自由化進程與經濟市場化進程相統(tǒng)一，與政府、企業(yè)和金融機構行為理性化和成熟化的進程相統(tǒng)一；同時，金融深化的速度安排還要綜合考慮國內外政治、經濟環(huán)境的變化以及時進行必要調整，發(fā)達國家的金融本身就比較自由化，對利率往往只有上下限的控制，放開較易。而發(fā)展中國家對利率多數(shù)存在嚴格控制，因此，從嚴格控制走向放松，絕非易事。發(fā)達國家的經濟實力強勁，市場發(fā)育程度高，不怕同別國競爭。而發(fā)展中國家經濟實力較弱，如完全開放，很可能被它國投機者操縱市場，以致產生金融危機。
再次，金融自由化不是無序的金融自由化。金融自由化不應排斥金融監(jiān)管。事實證明，由于一些國家金融監(jiān)管體系不健全，加之金融自由化的進程過于激進，因而造成了金融體系的不穩(wěn)定性。在金融監(jiān)管體系不健全的條件下，發(fā)展中國家推行金融自由化在使金融體系多樣化、競爭能力增強的同時，也給金融監(jiān)管造成了負擔過重等問題，金融監(jiān)管體系的發(fā)展與完善跟不上金融自由化的速度，金融自由化往往會陷入無監(jiān)管或監(jiān)管漏洞很大的狀態(tài)。
參考文獻：
一、問題提出與文獻綜述
在眾多經濟學重要課題中，金融進步和經濟發(fā)展存在的爭議問題，受到經濟學家的關注。在理論方面和實證層面上，都影響著對實體經濟與虛擬經濟的理解和處理。
從理論層面分析，早期的古典經濟學家與新古典宏觀學派認為金融發(fā)展與經濟增長之間沒有因果關系，貨幣金融變量對于實體經濟而言只是一層面紗。金融發(fā)展處于“供給主導”地位。
在實證分析上，Goldsmith在《金融結構與金融發(fā)展》中對金融發(fā)展與經濟增長的關系進行了跨國的比較分析，對這一領域進行了開創(chuàng)性的研究，結果表明金融進步和經濟擴大化之間存在著密不可分的關系。
因此，從目前的情況而言，關注金融進步和經濟增長之間的因果關系有著重要的政策意義，尤其是對于發(fā)展中國家。本文將基于國內專家的理論研究和實踐研究，對國內目前金融行業(yè)發(fā)展與經濟之間存在的辯證研究。
二、實證分析
（一）指標與數(shù)據(jù)
衡量金融發(fā)展，國際上通用的標準：麥氏指標（M2/GDP）和戈氏指標（全部金融資產/GDP）。戈氏指標別稱是金融相關比率（FIR）。許多學者選擇這兩個指標進行實證分析，這兩個指標局限性在于都僅僅測度的是金融規(guī)模，實際上并不能完全代表金融發(fā)展程度。馬正兵（2008）據(jù)此應用第一組數(shù)據(jù)與經濟增長向量開展典型相關分析，構建了一個金融發(fā)展指標=1.2015×M2/GDP―0.0465×PRIVATE―0.2248×SVT/GDP，應用路徑分析方法探討了我國金融發(fā)展作用經濟增長的效應和路徑。本文將應用馬正兵（2008）所構建的金融發(fā)展指標對金融發(fā)展與經濟增長進行協(xié)整分析與格蘭杰因果檢驗。
對于經濟增長指標的選取，回顧歷年文獻，之前的學者有選擇GDP、GDP的增長率或者人均GDP的。本文選擇人均實際GDP作為衡量經濟增長的指標變量。
考慮到我國證券市場發(fā)展較晚及部分稻2009年之后缺失，我們采用數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1992-2009年。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》及《中國金融年鑒》。為了實現(xiàn)除去不穩(wěn)定的時間序列的不同方差情況，同時實現(xiàn)變量間的彈性系數(shù)，對人均實際GDP和金融發(fā)展指標進行自然對數(shù)變換，分別用LnARGDP和LnFD來表示。應用Eviews軟件對數(shù)據(jù)進行處理。
（二）單位根檢驗
如果變量之間的信息在產生中是不穩(wěn)定的時候，我們需要對這兩個不平衡的時間程序做回歸分析，這樣對導致虛假回歸情況的存在。因此，在進行檢測以前，對這些時間程序進行是否平穩(wěn)進行檢測。在這個過程中，我們采用ADF方法對lnARGDP與lnFD兩組變量進行單位根檢驗。經檢驗，lnARGDP和lnFD均為I（1）過程，符合協(xié)整檢驗的條件。
（三）協(xié)整檢驗
本文在這里采用E-G兩步法協(xié)整檢驗來分析人均實際GDP和金融發(fā)展之間是否存在著長期均衡的關系。
第一步，對同屬I（1）過程的lnARGDP和lnFD兩個變量的時間序列采取最小二乘估計（OLS），模型的估計結果為：lnARGDP=7.9594+0.8380lnFD
（87.9838）（4.0788）
R2=0.5097F=16.6362
第二步，對上述模型的殘差e進行單位根檢驗，仍采用ADF檢驗，人均實際GDP和金融發(fā)展之間存在著長期均衡的關系。方程回歸系數(shù)表明，金融發(fā)展對人均實際GDP的彈性為0.8380，即金融發(fā)展深化1個百分點，人均實際GDP可增長0.8380個百分點，這說明金融發(fā)展對經濟增長的促進作用顯著。
（四）格蘭杰因果檢驗
1988年格蘭杰提出的因果關系檢驗模型為：
[Yt=α+i=1mβiYt=i+j=1nγjXt-j+μt]
上式中：Xt，Yt分別代表兩組變量Xt-j為Xt的滯后值，Yt-i為Yt的滯后值，α是常數(shù)，βi，γj為回歸系數(shù)，μt為隨機誤差。
零假設檢驗為Ho：“X不是引起Y變化的原因”，如果系數(shù)γ1，γ2，…γn中至少有一個顯著不為零，則拒絕零假設，接受“X是引起Y變化的原因”。
對兩變量進行格蘭杰因果檢驗，發(fā)現(xiàn)lnARGDP和lnFD存在著單向因果關系，即金融發(fā)展是經濟增長的原因，但人均實際GDP的變化對金融發(fā)展的深化沒有統(tǒng)計意義上的因果關系。當前情況是金融進步和經濟發(fā)展之間相互聯(lián)系，維持長時間的相互平衡。金融發(fā)展幫助經濟發(fā)展，在另一方面經濟進步沒有給金融發(fā)展提供較為明顯的推動作用。
三、結論與建議
本文通過采用協(xié)整分析與格蘭杰因果檢驗研究了國內經濟發(fā)展和金融進步之間聯(lián)系，中國在上世紀末到本世紀初的近二十年期間存在從金融發(fā)展到經濟增長的單一因果關系。我們的結論支持了“供給主導”的理念，就是金融的進步幫助了經濟的發(fā)展，而不是經濟發(fā)展對金融服務的被動體現(xiàn)。
通過以上分析，金融進步應該得到政府的足夠重視，為了維持國內經濟的不斷進步，有必要進行金融行業(yè)的改革，保持金融行業(yè)規(guī)模的擴大，推動金融結構優(yōu)化，改善金融效率，維護金融安全穩(wěn)定，充分發(fā)揮金融發(fā)展促進經濟增長的重要作用。
參考文獻：
一、引言
美國次貸危機引發(fā)的全球金融危機日趨惡化,已經由金融層面逐漸深入到實體經濟,對各國經濟增長均造成了明顯的負面影響。目前在各國的政府的前期一系列經濟刺激政策措施的影響下,各國經濟出現(xiàn)復蘇,但是進程十分緩慢。而我國經濟在4萬億的政府投資刺激下,經濟增速下滑較快扭轉,經濟回升勢頭不斷鞏固,整體向好態(tài)勢比較明顯。根據(jù)國家統(tǒng)計局初步測算,今年前三季度,我國國內生產總值(GDP)217817億元,按可比價格計算,同比增長7.7%,比上半年加快0.6個百分點。 江蘇經濟總量比較大,經濟社會發(fā)展水平比較高,經濟外向度也比較高,江蘇能否保持經濟平穩(wěn)較快發(fā)展,對全國大局有著重要意義。因此研究江蘇省金融中介和經濟增長的關系顯得尤為重要。目前關于我國金融中介發(fā)展與經濟增長關系的研究很多,但主要集中在以下三個方面:一是把中國視為整體,分析中國金融中介發(fā)展與經濟增長的相關關系;二是以某省或地區(qū)作為研究對象,分析該地區(qū)的金融中介發(fā)展與經濟增長的關系;三是以中國各地區(qū)為研究對象,分析各地區(qū)間的差異,從而深入揭示金融中介發(fā)展與經濟增長的內在關系。本文是研究的第二方面,在江蘇省金融中介與經濟增長的關系方面作實證分析,尋找兩者關系,并給出相關政策建議。
二、數(shù)據(jù)、指標選擇與計量模型的設定
1.數(shù)據(jù)和指標的選擇
本文的數(shù)據(jù)來源于文中的基礎數(shù)據(jù)均來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計》以及江蘇省的統(tǒng)計年鑒,并根據(jù)計算整理得出,樣本年限從1995年到2007年。并且對所有數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。使用Eviews5.0軟件進行分析。
(1)本文選取的金融中介指標
第一,金融中介的規(guī)模指標SCAIND。對于金融中介規(guī)模的測度應該用金融資產值/GDP來衡量,但由于數(shù)據(jù)難以獲得,我們采用一個替代指標。在替代指標的選擇上,多數(shù)學者均采用貸款總量/GDP,但這一指標不如存款總量/GDP準確,原因在于,目前在我國,銀行各營業(yè)部僅具有吸收存款功能,沒有貸款權限,尤其是各縣級營業(yè)部,所以用存款總量/GDP更能反映金融中介規(guī)模。這一選擇方法與Genevieve Boyreau-Debray(2003)相一致。這一指標不僅可以反映金融中介經營規(guī)模的擴大,還可以反映資金供給在國民經濟中的重要性。
第二,金融中介結構指標STRIND。這里定義的中介結構主要從所有制上來劃分,用來衡量國有金融中介與非國有金融中介之間的變動狀況,我們將其可定義為非國有金融資產對金融中介資產的比率,同樣由于數(shù)據(jù)上的不可直接獲得性,我們采用“1-國有銀行貸款金融中介貸款總額”的計算方式得到非國有金融資產對金融中介資產的比率。它說明了隨著金融中介的發(fā)展,非國有金融機構資產占所有金融機構資產的比重的變化情況。該值的增加,可以說明與國有金融中介相競爭的金融中介主體(至少在總量上)在不斷增加,在市場中,國有中介與非國有中介的競爭程度在加劇。因而,這一指標不僅說明金融結構的變動趨勢,而且更反映了金融中介的競爭程度。
第三,金融中介效率指標SLIND。金融中介的效率主要包括運營效率和配置效率。金融中介效率包括運行效率和配置效率。運行效率是指銀行體系中以最小的消耗動員盡可能多的儲蓄資金 。一般說來,對于儲蓄動員的資源成本,可以用存貸利差和各項經營費用作近似表示。但Demirguc-Kunt和Levine(1996)指出“增加生產率投資可能提高間接費用成本”,因此非常低的間接費用成本可能表明在提供較優(yōu)的銀行服務上的競爭不足和投資不足,所以間接費用成本不是效率確切明顯的度量。而且,由于我國的利率水平與管理費用是行政定價,同時管理費用數(shù)據(jù)不易獲得,因而,用存貸利差和一般管理費用來表示運行效率的方法不易適用。所以在本文中不采用該指標。配置效率是指銀行將資金盈余部門的資金轉化為貸款的效率。在它的度量上,我們選用存貸比表示,即金融機構貸款余額和金融機構存款余額之比,它表示金融中介調度分配社會資源的能力。
(2)本文選取的經濟增長指標
我們選擇人均GDP作為衡量經濟增長的指標變量,考慮到通貨膨脹的影響,本文使用江蘇省商品零售價格指數(shù)(1978年=100)對GDP進行折實,另外為了消除人口規(guī)模因素對GDP的影響,最終選擇以人均實際國內生產總值PRGDP作為經濟增長指標。
2.計量模型的設定
傳統(tǒng)的計量方法是從先驗的經濟理論出發(fā)設定OLS結構模型,再由數(shù)據(jù)估計模型所包含的參數(shù),這種方法對先驗的經濟理論具有很強的依賴性。本文采用的VAR方法是以數(shù)據(jù)為出發(fā)點,通過對數(shù)據(jù)的分析來找出各變量之間可能存在的關系。這就能使們能更客觀的對金融發(fā)展與經濟增長之間的關系進行一個考證。同時VAR模型較單方程具有更高的可考性,在處理諸如本文所用的時間序列變量上更有利。因此我們選擇在多變量VAR系統(tǒng)中進行金融中介發(fā)展與經濟增長之間關系的分析。一個p階VAR模型可以表述為:
其中,yt是k維內生變量向量,是d維外生變量向量,是信息向量,T是樣本個數(shù)。經過變形我們就可以得到向量誤差修正模型VECM,表示為:
其中
由于經過一階差分的內生變量向量中各序列都是平穩(wěn)的,因此如果構成的各變量都是I(0)時,才能保證 是平穩(wěn)過程。因此可得系數(shù)矩陣的秩滿足0
三、實證檢驗過程及結果
我們將各個變量序列進行對數(shù)化處理,得到新的數(shù)列SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1。
1.單位根檢驗
由于我們所選用的指標變量有可能是非平穩(wěn)的,具有時間趨勢,因此我們對變量進行協(xié)整分析之前,首先需要對變量的平穩(wěn)性作檢驗,只有變量在t階平穩(wěn)(I(t))的條件下,才能進行協(xié)整分析。本文用ADF(Augmented Dickey一Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如下表1所示:
注:(1)單位根檢驗值的方程為包括常數(shù)和趨勢項方程,且解釋變量的滯后項數(shù)為0。樣本區(qū)間為1995-2007。(2)表示變量的二階差分。(3)*、**、***分別表示檢驗值小于1%、5%、10%的置信水平下的臨界值。
從表1中前三列可以看出,在數(shù)據(jù)原始序列水平上,所有的檢驗結果均沒有拒絕有單位根的假設,因此,可以認為SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1、均是非平穩(wěn)的時間序列。而從后三列可以看出,經過二階差分后均拒絕原假設,表明差分變量是平穩(wěn)的。于是,我們認為上述4個變量序列是二階單整的。對于這些非平穩(wěn)的經濟變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸分析方法檢驗它們之間的相關性,而應采用協(xié)整方法進行檢驗分析,同時它們也符合協(xié)整的同階單整的前提條件。
2.協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗從分析時間序列的非平穩(wěn)性入手,來探求非平穩(wěn)變量間蘊含的長期均衡關系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的方法來檢驗金融中介發(fā)展變量SCAIND1、STRIND1、SLIND1與經濟增長變量PRGDP1、NOIND1之間的兩兩變量之間的協(xié)整關系。這種協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗,因此,檢驗一組變量(因變量和解釋變量)之間是否存在協(xié)整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)序列。這樣我們有五組變量進行檢驗。前面已經檢驗了上述變量序列都是I(2)的,由此可直接檢驗變量之間的協(xié)整關系,檢驗結果見下表2:
注:殘差序列臨界值均表示檢驗值小于1%的置信水平下的臨界值。
從表2中我們可以看出從表中的檢驗結果顯示,江蘇省經濟增長指標PRGDP與金融中介結構指標STRIND是協(xié)整的,或者說這兩個變量之間存在長期均衡關系。
3.建立ECM模型
因為江蘇省經濟增長指標PRGDP與金融中介結構指標STRIND是協(xié)整的,所以對它們建立誤差修正模型ECM,回歸的結果如下: (1)
R2=0.338274,DW=0.786744
回歸結果表明,非國有金融資產對金融中介資產的比率的短期變動對人均實際GDP存在正向影響,每年實際發(fā)生的人均GDP與其長期均衡值的偏值中的3.2464%被修正。
4.Granger因果關系檢驗
由于協(xié)整分析只是幫助我們分析變量之間是否存在長期均衡的比例關系,但沒有對這些變量之間的因果關系進行說明,為了說明這種因果關系,我們需要用Granger檢驗來進一步驗證。由于4個變量序列都是二階單整的,所以對二階差分后的序列進行Granger檢驗。檢驗結果如下表3
結果證明,人均實際GDP是非國有金融資產對金融中介資產的比率的Granger原因,而非國有金融資產對金融中介資產的比率不是人均實際GDP的Granger原因。
四、結論和建議
通過上述協(xié)整檢驗和葛蘭杰因果檢驗,我們大體可以分析出江蘇省經濟增長與金融發(fā)展之間的長期變動關系和變動因果。我們對PRGDP與SCAIND、SLIND、STRIND之間的關系進行論述經濟增長與金融中介發(fā)展之間的關系。從協(xié)整分析中我們可以看出只有非國有金融資產對金融中介資產的比率STRIND和人均實際GDP即PRGDP1之間存在長期穩(wěn)定的均衡比例關系。其數(shù)學表達式見上式(1),從數(shù)據(jù)中我們發(fā)現(xiàn)非國有金融資產對金融中介資產的比率的短期變動對人均實際GDP存在正向影響關系。具體變動的因果從表3中可以看出。總的看來,金融發(fā)展無論是從金融發(fā)展規(guī)模上,還是貸款量,或是金融機構結構上對經濟增長沒有構成成因,相反卻是江蘇省的經濟增長導致了金融結構調整。這間接說明了江蘇省經濟的高速增長,導致存款規(guī)模在GDP中的比重增速下降,同時也使得惜貸現(xiàn)象和資金外流現(xiàn)象發(fā)生。具體分析產生這種情況的深層原因,本文認為是江蘇省經濟高速增長帶來的經濟增長收益,并未被完全吸收轉化為經濟再度增長的動力。
首先,從表面上看,雖然存款與GDP之比呈上升趨勢,但是從增長速度上呈穩(wěn)中有降的趨勢,尤其自2002年以來更是明顯下降,見圖1。這里的部分原因是由于金融市場發(fā)展和金融工具多樣化引起的,金融工具不再只局限于銀行存款這一類,但也有可能是因為有社會閑散資金未被金融系統(tǒng)充分集中利用或發(fā)生向外省轉移以謀求更高收益。
第二,從圖2來看,江蘇省非國有金融資產對金融中介資產的比率處于穩(wěn)中有升的趨勢,而對比圖4來看,江蘇省人均GDP始終處于上升趨勢。江蘇省隨著金融中介的發(fā)展,非國有金融機構資產占所有金融機構資產的比重的穩(wěn)中有升,可以說明與國有金融中介相競爭的金融中介主體(至少在總量上)在不斷增加,在市場中,國有中介與非國有中介的競爭程度在加劇。人均實際GDP是非國有金融資產對金融中介資產的比率的Granger原因,而非國有金融資產對金融中介資產的比率不是人均實際GDP的Granger原因。這說明了江蘇省的金融中介對經濟增長的作用不是很明顯,而經濟的增長卻優(yōu)化了金融中介結構。這也說明了金融體制改革相對滯后,金融體系的效率不高等制約因素的存在,在一定程度上阻礙了金融中介發(fā)展對江蘇經濟增長的促進作用。理論上講,金融發(fā)展與經濟增長的關系很直觀:在非完美的經濟中,金融發(fā)展提供了一些有用的服務,如:動員儲蓄,分散風險,將儲蓄轉化為投資,監(jiān)督經理人等。通過發(fā)揮這些功能,金融發(fā)展對經濟增長有促進作用。但是beck,levine (2004)指出:銀行通過配置資源來提高儲蓄回報率,但銀行的發(fā)展可能會降低儲蓄率。如果在儲蓄和投資之間有足夠大的外部性,那么銀行的發(fā)展可能會減緩經濟長期增長。levine (2002)指出銀行發(fā)展阻礙經濟增長的三個原因。首先,銀行可能會與影響力較大的公司有關,這種影響可能為負。其次,銀行偏好謹慎的特性可能會阻礙企業(yè)創(chuàng)新。第三,銀行的能力與企業(yè)的管治高度相關。不僅銀行機構發(fā)展對經濟增長有負效應,股票市場發(fā)展也阻礙經濟增長。所以必須首先優(yōu)化金融中介的規(guī)模、結構和效率,才會促進經濟持續(xù)增長。
第三,從圖3來看,表現(xiàn)在存貸比的下降上。存貸比的下降,可能是由兩個方面引起,一是由于政府宏觀政策緊縮,二是因為銀行資金向外部轉移的結果。但是進一步分析,經濟政策是隨經濟波動而呈周期性波動,但自上世紀90年代來幾經開放與緊縮,但存貸比卻是年年下降,這就從另一方面說明了,90年代江蘇省金融機構中資金向外轉移是實在發(fā)生的。但是進入21世紀以后,江蘇省的存貸比卻出現(xiàn)小幅上下波動,這又從一定程度上與政府的宏觀政策調控有關。
總之,本文只是通過現(xiàn)有的數(shù)據(jù)對江蘇省金融中介發(fā)展與經濟增長的關系做出簡單的數(shù)據(jù)分析,關于金融中介的發(fā)展對經濟增長的實際促進作用如何,這種作用是否可以精確的進行量化,還是仍然值得分析研究的。相信隨著我國金融機構改革的進一步深化,金融體系的進一步完善和健全,金融機構的進一步發(fā)展和壯大,相關的問題將值得更深層次的研究和探討。
參考文獻:
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[2]郭江山孫建坤李玉紅:金融中介與經濟增長關系研究――基于河北省的實證分析[J].中國對外貿易,2009,(5)
一、引言
2012年國際金融市場，實際上延續(xù)了金融危機爆發(fā)以來的幾個焦點問題。而經歷了宏觀經濟起伏、金融市場穩(wěn)定與動蕩交織的趨向，整個國際金融的復雜性持續(xù)擴大、矛盾面也急劇擴張。未來幾年，全球金融危機預警形勢更加嚴峻。對于這些國際金融領域的核心問題，我國需要更務實與真實的判斷。進入2013年上半年，全球金融風險的后續(xù)影響仍在持續(xù)，金融危機或繼續(xù)惡化。本文將基于對2013年上半年國際金融市場的預測分析，分析當前的宏觀經濟形勢，尤其對國際金融風險進行透視。
二、2012年國際金融市場回顧與反思
2012年，國際金融市場焦點話題不斷出現(xiàn)，題材炒作十分明顯，一些機構對于經濟形勢判斷的失誤也十分嚴重，金融市場預期的混亂日益突出。
一是歐債危機引發(fā)的歐元前途的復雜性及歐元救助方案的錯位。目前學界對于歐債危機的定義過于簡單化和短期化，沒有反應危機的歷史過程。2011年以來的歐債危機進入2012年在處理中反反復復，沒有從根本上解除障礙。一些關鍵問題上并未有新的突破，歐洲經濟再度陷入二次衰退的危險仍然普遍存在。歐洲債務問題處理在財政盈余不具備甚至財政超標的前提下，財政救助無法解決問題。歐洲債務問題的處理關鍵仍在于經濟發(fā)展以獲得財政來源。當前歐洲債務利用的方式是反循環(huán)，容易激化和惡化問題。同時，進一步連接歐元以價值挑戰(zhàn)美元，歐元又將面臨空心化問題。當前，歐洲的問題越來越嚴重，但歐元匯率難現(xiàn)貶值、擴大升值。
二是美聯(lián)儲貨幣政策的判斷誤區(qū)帶來預期判斷的錯覺。2012年，美聯(lián)儲的貨幣政策是國際金融市場的聚焦點。不過，美聯(lián)儲貨幣政策分析與論證出現(xiàn)偏差導致了全球經濟從樂觀轉向悲觀，全球經濟悲觀氛圍加重，失業(yè)率擔憂擴大，歐洲經濟衰退加重，日本經濟反復性擴大，發(fā)展中國家參差不齊，整體水平減慢。2012年國際金融市場圍繞美聯(lián)儲貨幣政策的關注，世界經濟上半年較樂觀，下半年較悲觀。在我國，當前宏觀經濟不穩(wěn)定，貨幣政策方向難以定奪，未來應全面、深入評價這種對策特殊性和遠見性。
三是流動性需求的進一步膨脹。當前，全球目前流動性過剩的根源是美聯(lián)儲貨幣政策的結果和對全球的示范，資金周轉過度存在。對我國而言，流動性過剩也已經成為我國經濟乃至全球經濟的重要特征。實際上，流動性是交易的難易程度，在一般的宏觀經濟分析中，流動性過剩是一種貨幣現(xiàn)象，當代市場在流動性過剩形勢下，投資者對貨幣的需求直接拉動價格高漲引發(fā)通脹。因此，增加貨幣供應量不再能影響利率或收入，貨幣政策無法實現(xiàn)對經濟的作用。同時，2012年全年，國際黃金價格受制美聯(lián)儲政策收縮凸起。美聯(lián)儲結構的調整和資產儲備的變化抑制黃金價格上漲。全球股市方面，股價高漲與下跌兩極分化，企業(yè)競爭力的增強凸顯全球化的競爭力。美股年內的漲勢十分突出，進一步推高納指上漲和帶動標普信息技術類股指數(shù)上揚。
三、上年度國際金融的分析角度與導向錯行
首先，2012年最值得發(fā)絲的市場預期是強勢美元反彈預期的簡單化，而實際的結果與預期差異巨大，美元升值有限、貶值突出，并未真實反映和理解美元貨幣的訴求和匯率。全年美元貶值特色十分明顯，并未達到市場多數(shù)預期的結果。因此，改變匯率觀察的理論十分重要。對美元判斷和理解的誤區(qū)使得傳統(tǒng)理論的經濟基礎決定匯率在現(xiàn)代經濟中存在較大的不適用性，尤其在金融危機時期，市場需要觀察和總結新的思路。
其次，危機定論的短期化。2012年最值得關注的就是雷曼兄弟的申請破產告知結
束，開始償還債務。美國跨國公司的特殊性超越世界，新型跨國公司的模式在美國本土只是架構，主板在海外。金融危機的變異值得思考。同時，近年伴隨國際金融危機全球跨國公司呈現(xiàn)萎縮，美國跨國公司在強大。
四、對2013上半年國際金融市場前景的預期
第一，國際金融市場上的貨幣危機可能持續(xù)。2013年，美元貶值可能進一步擴大，亞洲乃至新興市場貨幣的風險會加大。在產業(yè)準備不足的前提下，新興市場國家的基礎經濟缺少競爭優(yōu)勢，而伴隨貨幣升值的挑戰(zhàn)與壓力，經濟問題泡沫及出口行業(yè)的風險可能導致貨幣市場失控和結構低效危機，對經濟的良性增長和不利。實際上，新興市場國家市場不足、效率不足都可能引起危機因素的形成，不利于自身經濟發(fā)展。歐元上升將是未來半年的主要焦點。我國人民幣風險加大，貶值的防范十分重要，但全球股市將會與匯率反向運行，進一步高漲將是必然。新興市場國家股市將面臨挑戰(zhàn)，價格分化凸起。
第二，歐元風險問題。2013年是歐元的關鍵年。一方面，歐元核心成員國的分歧與分化凸顯，直接打擊歐元區(qū)的合作。希臘問題的惡化將繼續(xù)，歐元被規(guī)劃和分化將會值得關注。另一方面，歐元區(qū)經濟不支持性不利于政策協(xié)調，但目前看來，歐元危機可能不會發(fā)生，但風險將不可避免。
第三，流動性問題。2013年全球流動性問題將面臨新的挑戰(zhàn)，技術囤積和策略累積將會加劇價格上漲的動力，加大通脹壓力。政策失控動蕩和危機可能顯現(xiàn)。
總體來看，2013年國際金融市場面臨諸多風險，需要審慎和深入觀察，金融危機將難以避免，控制力的挑戰(zhàn)將凸顯市場本質與品質、主導與被動的差異性。2013年的國際金融不輕松，難以輕松。
參考文獻：
中圖分類號：F832 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）030-000-02
引言
金融套利行為是金融經濟中常見的現(xiàn)象，其主要指的是金融市場主體利用金融的不均衡而進行盈利的行為。一方面，金融經濟中的金融套利行為可以加速金融市場的運行，但是另一方面，金融套利行為也有可能給金融市場的正常運行帶來嚴重的不良影響[1]。因此，金融監(jiān)管人員必須要做好金融套利行為的監(jiān)控工作，保證金融套利行為的合理性和規(guī)范性，穩(wěn)定市場運行秩序。以下本文就金融經濟中的金融套利行為進行了簡單分析。
一、金融經濟中的金融套利行為概述
金融套利行為主要是圍繞資產價格而言的，指的是金融試產主體利用資產的非均衡性，從中獲取利潤的金融市場行為?，F(xiàn)代金融學對于套利行為的解釋較為多樣，有人認為金融套利行櫓皇且恢紙鶉謔諧〉耐蹲屎陀利行為，且沒有任何付報酬的可能性[2]。因此，我們可以看出，金融套利行為具有三方面的特征：第一，正收益，即沒有付報酬；第二，無凈投資；第三，風險性較小或者說完全沒有風險。
事實上，金融市場中不僅存在金融價格套利行為，也存在著其他方式的套利行為。例如，我們所說的將重稅負轉移到低稅負的做法，就是金融經濟中的稅收套利行為，而在保險公司中，也存在將高風險進行轉換和運作的行為，我們稱之為風險套利。此外，套利行為還包括監(jiān)管套利行為、交易成本套利等。這些套利金融套利行為實際上均是金融市場主體在各個方面尋找差異，即非均衡性的行為，可以保證自己在金融市場中的優(yōu)勢地位。此外，就金融套利行為的凈投資和風險而言[3]。雖然從理論上來說，金融套利行為是無風險和無凈投資的行為，但是實際上，金融套利行為也存在一定的風險，當然也是需要一定的凈投資的。例如，金融主體在套利過程中必然會引起市場的摩擦，而這些市場的摩擦就會產生連鎖的風險反應，如信用風險、市場波動風險以及流動性風險等。而一旦產生風險，金融市場主體為了獲得更高的盈利就必須要動用自己的資金進行投資，這樣就不可能是無凈投資。因此可以看出，理論上和實際上關于金融套利行為的風險和凈投資問題是由差別的，現(xiàn)實生活中的金融套利行為需要一定的凈投資，且具有一定的風險。
因此可以看出，金融套利行為在狹義上指的是簡單的金融價格套利，屬于投資策略的一種，而廣義的金融套利行為就包括各種金融市場主體利用非均衡性獲取利潤的行為。
二、影響金融套利行為的主要因素
1.市場環(huán)境因素
從狹義的角度來說，金融套利行為屬于一種普遍的投資行為，其屬于金融市場運行中的普遍形象，對市場環(huán)境的依賴性較強。因此，金融經濟中的金融套利行為究竟如何變化主要還需要看金融市場的運行情況，金融市場發(fā)生了變化，金融經濟中的金融套利行為也必然會出現(xiàn)相應的變化。因此，我們可以發(fā)現(xiàn)，市場環(huán)境是影響金融套利行為的重要因素。第一，市場經濟形式的變化增加了我國金融投資工具的多樣性，從而豐富了金融套利行為的類型和方式，給金融套利行為主體提供了更多的選擇[4]；第二，金融市場的開放性和自由性加速了資本的流動性，而市場一體化的發(fā)展也使得我國金融市場監(jiān)管力度逐漸減小，金融市場主體在投資過程中和套利過程中所需要的成本降低，市場間的摩擦也逐漸減少，套現(xiàn)利潤增加。當然，從另外角度上來看，金融市場管制的松懈以及市場的不斷發(fā)展也使得我國金融市場的競爭壓力逐漸加大，各金融市場主體要在更加激烈的市場競爭中獲得更多的利潤必須要采用更加有效的方法和措施。
2.科技因素
隨著時代的不斷發(fā)展，科技的發(fā)達逐漸影響到各行各業(yè)。金融市場的運行和金融套利行為的出現(xiàn)與科技的發(fā)展不無關系?，F(xiàn)代社會中的金融套利行為均需要金融套利行為主體利用先進的科學技術對套利的行為和影響因素進行綜合分析，然后根據(jù)分析的結果進行投資和套利[5]?？梢哉f，科技越發(fā)達，對金融套利行為越能夠進行精確的分析和預測，主體能夠獲得的利潤就越豐富。此外，利用高科技進行金融套利還可以節(jié)省大量的套利成本，有助于增加金融套利行為主體的盈利。因此，科技因素也是影響金融套利行為的重要因素。
三、管理金融經濟中金融套利行為的建議
1.加強基礎設施建設
市場摩擦較大是我國金融市場發(fā)展中存在的重要缺陷，因而容易加大金融套利行為的風險。市場摩擦較大主要與政府的監(jiān)管制度有關。政府對金融機構的外匯、利率以及業(yè)務范圍等進行監(jiān)管會直接導致資本市場的資產流動受到限制，從而影響資產市場有效價格的形成，加大金融套利行為的風險。而另一方面，市場的制度管制也加大阿勒對市場的限制，導致了套利成本的增加，制約了金融套利行為的發(fā)展。因此，政府必須要加強金融市場的有效管理，為金融套利行為創(chuàng)造有利的條件，盡量消除市場的摩擦，降低金融套利行為的風險，促進金融套利行為的正常發(fā)展[6]。首先，政府需要加強對對金融市場的基礎設施建設。金甌讓市場的基礎設施建設指的是金融套利行為的物質建設，如完善金融市場中國金融套利行為的網絡系統(tǒng)，為金融套利行為提供技術和通訊支持。金融市場的運行以及金融套利行為的發(fā)展需要依靠功效的網絡系統(tǒng)，政府加大對這方面的投入不僅可以提高市場金融交易的時效性，還能夠避免較強的市場流動性，有助于降低金融套利行為的成本和風險。
2.加強法制建設
現(xiàn)代市場的自由化程度決定了金融套利行為中的風險性，為了加強對金融經濟中金融套利行為的監(jiān)管，政府必須要建立有效的反饋機制，加強對金融套利行為的金融監(jiān)管。在此基礎上，政府再進行金融自由化進程的推進，加強法制建設，可以實現(xiàn)市場資產的自由流動，為金融套利行為和市場的正常運行奠定基礎。法制建設是加強金融套利行為監(jiān)管的必要手段，政府應該要針對當前我國金融套利行為中的步伐行為，不斷完善法律法規(guī)建設，加大對金融犯罪行為的打擊力度，規(guī)范金融市場的競爭秩序。
3.加強市場主體建設
加強市場主體建設主要針對的是我國金融套利行為的主體以及相P投資者。當前我國的金融市場是半自由發(fā)展狀態(tài)，四大國有銀行在金融體系中仍然占有重要的地位，壟斷現(xiàn)象嚴重，其他的金融機構近年來也獲得了一定的發(fā)展。從這一角度來看，我國的金融市場在競爭性方面還存在較多的問題。銀行的壟斷導致我國金融市場處于半壟斷半競爭局面，競爭性不足將會導致競爭性市場運行受到限制，因此，政府應該要加強對股份制以及非公有制銀行的政策鼓勵并加強對國有金融機構的產權改革，建立健全現(xiàn)代化的金融企業(yè)制度[7]。此外，政府還應該要加強對金融投資者的重視，采用有效的政策扶持手段，對金融套利投資者進行積極的培育，并加強貨幣市場建設，拓展融資渠道。當然，要加強市場主體建設也必須要求企業(yè)和政府能夠加強對人才培養(yǎng)的重視，以更多專業(yè)的人才進行金融套利行為的參與，才能夠更好地保證金融市場有效運行。
四、結語
綜上所述，廣義的金融套利行為指的是各種金融市場主體利用非均衡性獲取利潤的行為，屬于投資策略，根據(jù)當前我國金融經濟中的金融套利行為分析可知，影響金融套利行為的主要因素主要有市場環(huán)境因素和科技因素兩種，要加強對金融經濟中金融套利行為的監(jiān)管必須要求政府加強基礎設施建設，加強法制建設，并加強市場主體建設。
參考文獻：
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從全球范圍來看，21世紀以來，金融業(yè)的基本格局發(fā)生了顯著變化，并顯示出兩大發(fā)展趨勢。第一個趨勢是，隨著金融創(chuàng)新的速度加快，金融機構尤其是商業(yè)銀行出現(xiàn)業(yè)務綜合化與全能化的現(xiàn)象，金融機構之間的傳統(tǒng)業(yè)務分界限日趨模糊。第二個趨勢是，各國金融監(jiān)管當局不同程度地改革了金融監(jiān)管體系和監(jiān)管方式，放松原先的金融結構性管制，推行金融自由化政策。
一、金融混業(yè)經營發(fā)展現(xiàn)狀
自20世紀90年代以來，發(fā)達國家金融監(jiān)管部門紛紛放松金融管制，在金融法律制度上為金融服務融合清除障礙。
金融集團化的模式可以分為兩類：第一類是以德國為代表的全能銀行模式，又稱百貨銀行或兼業(yè)銀行。另一類是近年新起的金融控股公司，其源自于美國的銀行控股公司，原先是由母銀行通過控股關系控制子銀行公司以實現(xiàn)異地經營的一種法律規(guī)避方式，但20世紀90年代以來這種方式被創(chuàng)新，其母體與子公司可以是非銀行的金融機構，而衍生為金融控股公司。上述兩種模式目前正在融合，目前，歐洲主要國家所有規(guī)模銀行均設立了保險業(yè)務子公司。
1 德國的金融混業(yè)經營模式
德國的金融混業(yè)模式采取了全能銀行形式。全能銀行要對各金融業(yè)務部門的風險承擔所有責任。該模式主要特點為：一是銀行業(yè)在金融體制中占據(jù)主導地位。二是全能銀行能夠從事任何一種或多種金融業(yè)務。三是銀行廣泛持有企業(yè)股權。四是對全能銀行的監(jiān)管簡單而有效。
2 美國的金融混業(yè)經營模式
金融控股公司是美國金融混業(yè)經營的主要形式，該模式主要特點為：一是金融控股公司內各個金融機構是具有獨立法人地位的實體，而不是母公司的分公司。二是金融控股公司集團由多家金融機構組成，且金融業(yè)成為集團的主營行業(yè)。三是整個金融控股公司集團以產權作為各個金融機構聯(lián)系的紐帶，而不是通過劃分市場協(xié)議等為聯(lián)系基礎。四是金融控股公司的控股子公司可以跨金融行業(yè)，被控股子公司可以從事銀行業(yè)，證券，保險業(yè)，也可以是涉及不同行業(yè)的控股子公司。五是金融控股公司一般采用垂直型控股方式，金融控股公司母公司掌握子公司半數(shù)以上或多數(shù)的股票，采用金字塔式的垂直控股方式。
二、金融混業(yè)經營風險分析
現(xiàn)代金融與傳統(tǒng)金融相比，其推動作用通過杠桿化進一步得到加強。資本市場發(fā)達以后，全社會的資產通過證券化形式表現(xiàn)出來，一方面，使得資產結構內部的流動性得到迅速提升，另一方面，增加了金融體系的不穩(wěn)定因素。在此背景下，金融混業(yè)經營趨勢使金融風險蔓延的可能性和破壞性大大加強。在分業(yè)經營模式下，同類金融機構由于業(yè)務范圍和運作機制相差不大，因而所產生的風險性質基本一致，金融監(jiān)管部門可以較容易地設計管理標準和監(jiān)控程序，有效地控制金融風險。但在混業(yè)經營模式下，金融機構內部交易的渠道和交易量都大大增加，任何一個業(yè)務部門的嚴重失誤都有可能導致整個金融機構的嚴重虧損甚至倒閉。而由于信息不對稱，公眾對金融機構內部復雜的資金往來關系和風險聯(lián)系知之甚少，處于信息劣勢地位。在這種情形下，金融機構的某個部門出了問題，就可能產生兩種嚴重的后果：一是公眾由于不了解信息而產生恐瞌心理和過激行為，從而使金融風險被人為放大并從一個部門傳遞、蔓延到另外的部門；二是公眾由于不掌握信息而意識不到問題的重要程度，從而使金融風險過度累積并成為未來更大規(guī)模的金融風險爆發(fā)和金融風險蔓延的“禍根”5。
金融風險蔓延表現(xiàn)為兩種形態(tài)，一是宏觀形態(tài)，即在金融行業(yè)之間蔓延；二是微觀形態(tài)，即在金融服務集團內部蔓延。
三、金融混業(yè)經營監(jiān)管對策分析
由美國次貸危機引發(fā)的全球金融海嘯表明，對于金融控股公司而言，次貸危機是這種全面市場風險的一次集中暴露。
針對金融混業(yè)化的發(fā)展趨勢，各國金融監(jiān)管機構陸續(xù)進行了調整。目前國際上對金融混業(yè)經營下金融監(jiān)管結構安排的主要做法有三種：一種是尊重現(xiàn)狀和歷史，在維持原有分業(yè)監(jiān)管結構安排的基礎上，通過加強不同監(jiān)管機構之間的合作和協(xié)調來應付金融業(yè)務交義經營的現(xiàn)實。第二種是適應金融業(yè)務一體化和經營集團化的要求，成立統(tǒng)一的超級監(jiān)管機構。第三種是一些學者的主張，建立多部門、相互制約的矩陣式監(jiān)管模式。
金融經濟與實體經濟分離的現(xiàn)象在很早之前就曾出現(xiàn)過，隨著經濟危機的不斷加重，這一問題逐漸受到了大眾的關注。金融經濟與實體經濟分離具體表現(xiàn)為金融經濟與實體經濟的數(shù)量出現(xiàn)嚴重的不均衡，金融經濟部門的數(shù)量的增長數(shù)明顯更高，且規(guī)模也遠遠高于實體經濟部門，不少金融機構都在不斷的擴大兼并行為。隨著分離的不斷加大，實體經濟慢慢喪失了原有的主導地位，金融經濟的地位則快速上升。大部分的經濟活動都發(fā)生于金融領域，大量的資金開始涌入金融領域，實體經濟的活躍度逐漸下降，導致其生存空間越來越小。另外，反映金融經濟與實體經濟分離的指標包括金融資產比率以及金融交易量比率，當這些指標上升幅度越高時，表明金融經濟與實體經濟的分離越明顯。
二、導致金融經濟與實體經濟分離的誘因
金融經濟與實體經濟出現(xiàn)分離的原因主要在于金融經濟的規(guī)模、數(shù)量以及地位都遠遠超過實體經濟，隨著金融經濟與實體經濟之間的差距不斷拉大，將會對世界經濟的發(fā)展造成嚴重阻礙。所以，對導致金融經濟與實體經濟的原因有著重要的現(xiàn)實意義。大致上來看，兩者分離的原因主要包括幾下點：
（一）金融資產的快速增加
從產生時間來看，實體經濟在金融經濟產生之前就已存在，因此，實體經濟一直推動著金融經濟的發(fā)展。換言之，只有實體經濟發(fā)展到一定程度以后，金融經濟才能逐漸發(fā)展，商業(yè)貿易也是同樣的道理。只有當產品的數(shù)量增加時，商品交易才會產生。而在這個交易的過程中，實體經濟的發(fā)展速度相比金融經濟的發(fā)展速度更慢，金融的資產比率也在慢慢提升，這對于經濟發(fā)展而言，不僅僅是一個難得的機遇，同時也是一個嚴峻的挑戰(zhàn)。
（二）金融管制較為自由
金融經濟與實體經濟之所以會出現(xiàn)分離，其中一個重要的原因便是金融的相關制度逐漸呈現(xiàn)出自由化趨勢。金融管制自由化的具體表現(xiàn)為：第一，大部分的國家都先后解除了針對金融經濟的限制，導致國際之間的資金交流越來越頻繁。另外，隨著金融資本的大量涌入，讓國內、國際的貿易數(shù)量日益增加，而隨著國際貿易的增加與吸引了大量的國外資金，促使金融經濟的快速發(fā)展。第二，我國對于金融的管制越來越寬松，使得國內的金融部門得到快速擴張，不少金融企業(yè)為獲取市場份額而大打價格戰(zhàn)，不少金融企業(yè)紛紛出售優(yōu)惠產品來吸引消費者的眼球，促使金融的貿易量得到大量的提升。第三，關于匯率的相關要求也先后被解除，匯率并不再一成不變，而是可在一定區(qū)間內上下浮動，這也促使商品交易的數(shù)量不斷攀升。
（三）科學技術的迅猛發(fā)展
隨著社會生產力的日益提升，金融經濟得到了迅猛發(fā)展，在較短時間內就逐漸擺脫了對實體經濟的依賴，從而使得金融經濟與實體經濟出現(xiàn)分離。另外，由于科學技術的不斷發(fā)展和創(chuàng)新，經濟的發(fā)展也受到了技術創(chuàng)新的影響，以此為基礎的金融經濟的類型日益增加，促使金融經濟的領域不斷拓展，金融經濟得到大力發(fā)展，金融資產的比率也得到大幅度提升，導致金融經濟的主導地位逐漸凸顯。
三、防止金融經濟與實體經濟分離的有效對策
就目前情況而言，不管哪一個國家想要實現(xiàn)經濟的穩(wěn)定發(fā)展，都必須確保金融經濟與實體經濟的和諧發(fā)展。世界的發(fā)展與金融經濟有著密切的關系，同時也離不開實體經濟。換句話說，金融經濟的發(fā)展必須依托于實體經濟，兩者為相互依存的關系，任何一方都無法脫離對方而單獨存在。當前肆虐全球的金融危機看似只發(fā)生于金融領域，但究其本質可發(fā)現(xiàn)與實體經濟也有密不可分的關系。這也表明世界金融危機發(fā)生的原因之一是金融經濟的發(fā)展過快，占據(jù)了實體經濟原本的主導地位，失去了實體經濟支撐的金融經濟造就了當前的經濟泡沫，隨時都面臨著瓦解的風險。
一、問題的提出
20世紀60年代以來，金融發(fā)展與經濟增長的關系一直備受國內外經濟學家的關注。在關于金融發(fā)展與經濟增長的關系研究中，越來越多的研究都表明，經濟增長與金融發(fā)展呈正相關的關系，較快的經濟增長通常伴隨著較高水平的金融發(fā)展。然而在各個地區(qū)使用各種計量經學的方法得出的結論都不一致。本文在以往學者研究的基礎上，采用ADF檢驗、格蘭杰因果關系檢驗與協(xié)整檢驗等多種計量經濟學的方法，將金融發(fā)展的研究定格到地區(qū)層面，深入云南省，選取其金融和經濟發(fā)展的歷史數(shù)據(jù)，通過ADF檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和協(xié)整檢驗多種方法，試圖研究云南省金融發(fā)展與經濟增長之間的因果關系，以進一步明確云南省金融發(fā)展在經濟增長中發(fā)揮的作用，并以金融支持為研究視角探討云南省金融發(fā)展與經濟增長的思路。
二、文獻綜述
（一）國外研究現(xiàn)狀
關于金融發(fā)展與經濟增長的相互關系，國外經濟學家已進行了較完備的研究，主要有如下幾種觀點：一是Goldsmith（1969）提出“優(yōu)化金融資源配置，促進經濟增長。云南省金融機構通過優(yōu)化金融資源配置，提升資本積累效率，提高資本的邊際生產率多方面加快和推動云南省的經濟增長。二是Bencivenga & Smith（1991）提出“金融體系的發(fā)展提供了風險分擔能力，降低儲蓄率，從而對經濟產生不利影響，這將抵消投資帶來的經濟增長。云南省金融機構很好地控制了銀行的風險，提高了運行效率和投資效率，促進經濟增長；然而在金融規(guī)模達到一定程度的時候，低儲蓄率又會帶來經濟的不利影響；因此，形成的抵消作用在具體各省結論不一?！?/p>
（二）國內研究現(xiàn)狀
云南省關于金融發(fā)展與經濟增長之間的關系在理論與實證兩方面也都有一些成果。韓廷春（2001）從經濟增長的金融影響因素出發(fā)，分析了云南省金融發(fā)展與經濟增長的相互關系，得出“在經濟增長過程中，單純地依靠資本市場的數(shù)量擴張是不夠的，而應更加重視云南省金融體系的效率與質量”的結論。談儒勇（2005）運用最小二乘法對云南省金融發(fā)展與經濟發(fā)展之間的關系進行線性回歸，得出“云南省金融機構的發(fā)展有可能促進經濟增長”的結論。
綜上所述，針對金融發(fā)展與經濟增長關系，國內外學者從金融資源配置的不同角度進行了一些研究，并得到了一系列改進和創(chuàng)新，但是對于國內區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經濟增長關系的研究還比較少，現(xiàn)有的研究主要立足于宏觀層面的數(shù)據(jù)分析，對我國某一特定區(qū)域的研究不夠深入，尤其缺乏關于云南地區(qū)的針對性研究。另外，由于部分指標受地區(qū)經濟環(huán)境的影響，不能進行準確的定位和分析，從而在某種程度上減弱了研究結論對經濟現(xiàn)象的解釋力。
三、指標的選取
（一）金融發(fā)展指標的選擇
1、金融相關比率（fir）。限于數(shù)據(jù)的可獲得性和省際金融發(fā)展與經濟增長關系研究，金融相關比率為云南省歷年年末存貸款之和與名義GDP的比值，用來衡量經濟金融化的程度。
2、存貸款利率差（dlrd）。利率是資本的價格，利率既反映了中國銀行業(yè)的盈利結構，也反映了整個社會的資本成本。對于銀行來說，總是希望以最小的存款利率吸收更多的資金，而同時又以最大的貸款利率放出更多的資金，從中賺取存貸款利率差額，這體現(xiàn)了銀行的運行效率，即金融中介效率。
3、存貸款比（e）。本文中的存貸款比為云南省金融機構歷年年末存款與年末貸款的比值，主要用來衡量金融體系配置資金資源的效率，即金融中介效率。
（二）經濟增長指標的選擇
實際人均GDP增長率（rpgdp）。云南省地區(qū)生產總值（GDP）是最能反映云南省綜合經濟發(fā)展能力的指標，在此我們剔除物價因素和人口因素對研究的影響。
四、模型的建立與實證分析
（一）單位根檢驗
由于實際人均GDP增長率（RPGDP）、存貸款比（E）、金融相關比率（FIR）、存貸款利率差（LDRD）都是時間序列數(shù)據(jù)，對變量進行協(xié)整分析和Granger因果關系檢驗之前首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗，只有變量在t階平穩(wěn)的條件下，才能做協(xié)整分析。為了確定這些數(shù)據(jù)是否具有平穩(wěn)性，本文采用E-views5.0統(tǒng)計軟件中的ADF方法對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，具體檢驗結果如表1所示。
由表1我們可以看出，在原始序列水平上，所有的檢驗結果均沒有拒絕有單位根的假設，其對應的序列均為非平穩(wěn)時間序列，但對RPGDP、FIR、DLRD、E序列進行一階差分處理后，發(fā)現(xiàn)四序列在一階差分條件下的ADF統(tǒng)計值都小于1%、5%顯著水平的臨界值，從而拒絕有單位根的假設，表明差分變量的平穩(wěn)性，從而說明分析的這四個變量是一階單整的，即為I（1）序列。
（二）模型的建立：多變量向量自回歸
根據(jù)研究對象定義向量Yt、Xt；該向量包含四個變量：lnrpgdp、lnfir、lnd1rd、lne；內生變量Yt＝（lnrpgdp，lnfir，lndlrd）-1；外生變量Xt=lne。根據(jù)相關數(shù)據(jù)建立VAR模型為：
Yt＝A0＋∑Ai*Yt－i＋B0*Xt＋ut（t＝1，2，…，20；i為滯后階數(shù)）利用軟件Eviews5.0對相關數(shù)據(jù)做VAR分析。
表2結果顯示：變量lnrpgdp、lnfir、lndlrd的赤池AIC值分別為1.51、-2.14、-0.83，而整體赤池（Akaike）信息準則為-3.35，每一個變量的赤池值都大于-3.35，說明每個變量均能通過整體檢驗；變量lnrpgdp、lnfir、lndlrd的施瓦茨SC值分別為1.87、-1.77、-0.47，而整體施瓦茨（Schwarz）準則為-2.25，每一個變量的施瓦茨值都大于-2.25，通過了整體性檢驗。由此可以說所作的研究是有說服力的。
圖1AVR模型的單位圓和特征根
圖1中的點表示AVR模型AR特征多項式的根的倒數(shù)，可以看到這些點都位于單位圓之內，因此，也表明所估計的VAR模型是穩(wěn)定的。
（三）格蘭杰因果關系檢驗
Granger因果檢驗的思想是：假設存在兩個變量X和Y，如果變量X是變量Y的原因，則變量X的變化必先于變量Y的變化，當根據(jù)變量X的過去值對變量Y進行回歸時，如果加上X的過去值這個變量，則可以顯著地提高回歸的解釋能力。同時，格蘭杰因果檢驗對滯后期的選擇非常敏感，所以一般要選擇最優(yōu)滯后期。統(tǒng)計結果如表3所示。
格蘭杰因果關系檢驗顯示：云南省金融相關比率與經濟增長之間存在單向因果關系，說明云南省金融發(fā)展的規(guī)模擴張對經濟增長具有較大促進作用，但是云南省的經濟增長不一定能帶動金融規(guī)模的擴張，最后，我們發(fā)現(xiàn)存貸款比是存貸款利率的格蘭杰原因，存貸款利率的變化也有效地優(yōu)化了存貸款比，它們之間存在雙向的格蘭杰因果關系?！AR模型的Granger因果關系結果給出了每一個內生變量相對于模型中其他內生變量Granger因果關系檢驗統(tǒng)計量和檢驗統(tǒng)計量相應的概率值。表4中給出的其中一個內生變量的檢驗結果，對于內生變量LNFIR其χ2=5.544480，相應的概率值P=0.0625，從而說明內生變量LNFIR是變量LNRPGDP的Granger原因。 轉貼于
（四）協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗的目的是確定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定性的均衡關系，其中由Johansen和Juselius（1990）提出的一種有效的檢驗方法，被稱為Johansen協(xié)整檢驗。LnRPGDP、FIR和DLRD，在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的，它們是一階單整，記為I（1），符合Johansen協(xié)整檢驗條件。
上述Johansen協(xié)整檢驗結果中表明，在5%顯著水平下至少存在一個協(xié)整向量，表明云南省金融發(fā)展與經濟增長之間存在長期協(xié)整關系，換句話說就是存金融相關比率和存貸款利率差對實際人均GDP增長率具有一定的促進作用，如表5所示。同時，我們可以得到它們的一個標準化系數(shù)協(xié)整方程：
協(xié)整方程：LNRPGDP=
標準誤差＝
－4.119268LNFIR+2.465946LNDLRD+ut
（0.54872） （0.26809）
該方程表明，1990-2009年云南省實際人均GDP增長率與金融相關比率、存貸款利率差之間存在著長期穩(wěn)定的、均衡的協(xié)整關系。具體地說，協(xié)整方程的右邊測算出存貸款利率差對實際人均GDP增長率的貢獻率為2.465946，表明存貸款利率差與實際人均GDP增長率之間呈現(xiàn)正相關關系，更精確地講，就是存貸款利率差每增加1個百分點，實際人均GDP將增加2.465946百分點；說明了長期以來存貸款利率差的提高對實際人均GDP增長有顯著影響。相對而言，金融相關比率與實際人均GDP增長率呈現(xiàn)負相關關系，說明了金融相關比率過大并不有利于經濟的增長。因此，需要積極鼓勵加快名義GDP的增長，提高存貸款利率差，以刺激投資的增長，而云南省經濟增長依靠投資拉動，所以存貸款利率差的擴大對經濟增長的貢獻是顯著的，但是依靠存貸款利率差的擴大來拉動經濟增長的狀態(tài)是不健康的，對資源、環(huán)境、物價等造成了壓力。
（五）誤差修正模型
從理論上講，協(xié)整檢驗只是表明變量之間的長期平穩(wěn)關系，而大多經濟變量之間既存在長期影響關系也有短期波動關系，而ECM模型則很好地反映了具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序列變量之間的關系。由于實際人均GDP增長率與相關金融比率、存貸款利率差之間存在著長期穩(wěn)定的、均衡的協(xié)整關系，根據(jù)Granger定理，一定存在描述金融相關比率和存貸款利率差短期波動向長期均衡調整的誤差修正模型。在此我們運用EG兩步法，得出誤差修正模型ECM如下：
ΔYt=-0.324883-0.0704280.000590+0.2372226.0208040.724295-0.04436 -0.746717-0.010264-0.010872-0.26558-0.018276ΔYt-1+-0.744002 0.026378-0.080017VECMt-1+εt
Yt=（lnrpgdp，lnfir，lndlrd）-1
VCEMt-1=LNPGDPt-4.119268LNFIRt+2.465946LNDLRDt+2.774718
該方程中所估計的系數(shù)大部分在統(tǒng)計上均是顯著的，只有個別的不甚顯著，但是從整體來看，這些系數(shù)在標準檢驗的基礎上是顯著的，其中D.W.的值表明了原方程變量之間不存在明顯的自相關性，F(xiàn)值和R值說明方程的整體檢驗結果較好。由圖2可知，零值均線代表了變量之間的長期均衡穩(wěn)定關系。1992年前后，誤差修正項的絕對值比較大，表明該時期短期波動對長期均衡的偏離較大，但是經過大約7年時間的調整，即在1999年又重新回到了長期均衡狀態(tài)。之后，誤差修正項的數(shù)值比較小，表明這些時期短期波動偏離長期均關系的幅度比較小。
五、結論及分析
第一，從格蘭杰因果關系檢驗來看：云南省金融相關比率與經濟增長之間存在單向因果關系，云南省金融發(fā)展的規(guī)模擴張對經濟增長具有較大促進作用，但是云南省的經濟增長帶動金融規(guī)模的擴張的效果不是那么的顯著。最后，我們發(fā)現(xiàn)存貸款比是存貸款利率的格蘭杰原因，存貸款利率的變化也有效地優(yōu)化了存貸款比，它們之間存在雙向的格蘭杰因果關系。
第二，從協(xié)整檢驗結果來看云南省金融發(fā)展與經濟增長之間存在長期協(xié)整關系，換句話說就是金融相關比率和存貸款利率差對實際人均GDP增長率具有一定的促進作用。經濟增長與金融相關比率呈負相關，與存貸款利率呈正相關。
第三，從誤差修正模型的檢驗結果來看，估計的VECMt-1系數(shù)較大（-0.744002），說明了存款利率差與實際人均GDP增長率的長期協(xié)調對實際人均GDP增長的影響較大。
綜上所述，本文在對云南省金融發(fā)展與經濟增長的歷史研究的基礎上，利用云南省1990-2009年的數(shù)據(jù)對金融發(fā)展與經濟增長的因果關系進行了實證研究，研究結果表明，在樣本期間，存在著金融發(fā)展與經濟增長的單向因果關系，云南省金融發(fā)展促進了經濟的發(fā)展。因此，積極有效地改革金融體制，提高金融效率將是云南省經濟發(fā)展的強大推動力。
參考文獻：
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2、Beek，T.，A.Demirguc Kunt，and V.Maksimovic.Finaneial and Legal Constraints to Growth:Does Size Matter?.Journal of Finanee，2005(l).
1.引言
1978年實行改革開放以來，我國經濟增長保持了快速穩(wěn)定的勢頭，GDP從1978年的3624.1億元增加到2012年的519322億元。同期，我國金融從改革初期幾乎為零的基礎上不斷發(fā)展，金融深化程度不斷提高，到2012年的金融總資產平均值（包括M2，股市值，債券余額）已達5643647.65億元，比當年國內生產總值的10倍還多。下圖是2001至2012年我國金融發(fā)展的概況。
原則上金融資產還包括保險及特別提款權，由于數(shù)據(jù)不易獲得本文沒有考慮。按照戈德史密斯的思想，金融相關比率在快速上升一段時間后應該趨于某一穩(wěn)定值，但是我國的金融相關比率目前一直處于上升態(tài)勢，說明我國的金融還處于快速發(fā)展階段，金融的發(fā)展空間還很大。
國內外大量的理論推演與經驗數(shù)據(jù)都顯示出金融發(fā)展與經濟增長之間存在著一定的相關關系，但不同環(huán)境下的金融發(fā)展對經濟增長的作用程度不完全相同，作用方式也有所差別。改革開放以來我國的經濟特別是金融的發(fā)展在很大程度上受政策的引導，而且目前經濟系統(tǒng)正處于轉型階段，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的相關關系和因果方向都很難直接進行定性分析，需要借助實際數(shù)據(jù)深層次分析兩者的關聯(lián)程度和變化趨勢，最終目的是為了找到金融能夠更有效服務于經濟的途徑，實現(xiàn)金融和經濟的協(xié)調可持續(xù)發(fā)展，這無疑對促進我國經濟更好更快發(fā)展有重要的現(xiàn)實意義。
2.文獻綜述
相對于國外對金融發(fā)展與經濟增長關系理論和實證研究，國內這方面的研究起步較晚，而且大都是運用既有理論對我國金融和經濟關系進行一些實證檢驗，很少有理論研究；此外，國內研究多集中于金融對于經濟增長量的方面研究上，而對于金融對經濟增長質的研究少，且研究不夠全面。既便如此，很多學者根據(jù)我國的實際情況進行的實證研究，對了解我國金融發(fā)展與經濟發(fā)展的關系依然重大的借鑒意義，以下綜述這些學者的主要研究成果。
賓國強（1999）在其文章《實際利率、金融深化與中國的經濟增長》中，分別用回歸分析法和格蘭杰因果檢驗的方法分析我國實際利率、金融深化與經濟增長之間的關系，結果表明我國的實際利率、金融深化確實與經濟增長之間正相關，并且實際利率、金融深化在是經濟增長的格蘭杰原因。
談儒勇（1999）對我國金融中介與經濟增長的數(shù)據(jù)進行相關分析和回歸分析，結果證實金融中介與經濟增長之間有相關關系，但是股票市場與經濟的相關關系不十分顯著。他得出結論是：我國金融中介的發(fā)展有可能促進經濟的增長，所以金融中介至少應該與經濟增長同步；我國的股票市場對經濟增長的作用不僅很有限，而且不利；我國金融中介體發(fā)展和股票市場發(fā)展之間有顯著的正相關關系。
韓延春（2001）基于金融發(fā)展與經濟增長關聯(lián)機制的計量模型進行了實證分析，他的結論是技術進步與制度創(chuàng)新是經濟增長的最關鍵因素，而金融發(fā)展對經濟增長的作用很有限。
李廣眾（2002）利用我國1952～1999的相關時間序列數(shù)據(jù)建立了三變量VAR模型，結果表明：金融中介的規(guī)模指標與經濟增長之間沒有因果關系，而金融中介效率指標不僅與經濟增長之間有雙向的因果關系，與國有、非國有工業(yè)的增長之間存在雙向的因果關系；金融中介規(guī)?？赏ㄟ^促進投資規(guī)模的增長促進經濟增長。
譚艷芝等（2003）利用中國1978～2001年的數(shù)據(jù)對促進經濟增長的因素進行了回歸分析。他們將引起經濟增長的因素分為量的因素包括儲蓄、投資、資本積累和質的因素包括資本邊際生產率、全要素生產率。檢驗結果表明：金融發(fā)展對經濟增長量的因素有顯著的正向作用，但是對經濟增長的質的因素的影響作用要么顯著為負要么不顯著，金融發(fā)展對總的經濟增長率沒有顯著影響。
趙振全等（2004）利用1994年第一季度至2002年第四季度的指標數(shù)據(jù)，檢驗了我國信貸市場的發(fā)展和股票市場的發(fā)展對經濟增長的影響，實證分析的結果是：信貸市場通過信貸比重的增加的效應對經濟增長起作用，而股票市場對經濟增長沒有明顯的作用。文章指出出現(xiàn)這一實證結果的原因是國內較高的儲蓄率使得信貸市場的資金充足，能夠確保信貸規(guī)模不斷擴大，從而促進經濟增長。相對于信貸市場，股票市場的融資利用效率較低，資源的逆配置導致了我國股票市場對經濟增長的推動作用較弱。
盧峰等（2004）利用中國28個省1991～2001年的數(shù)據(jù)檢驗了金融發(fā)展與經濟增長的關系。他們提出我國金融部門存在“漏損”效應，即金融資源從享有特權的國有部門流向受到信貸歧視的私人部門的過程，“漏損”效應有助于私人部門獲得稀缺的金融資源，進而有助于經濟增長。
陳剛等（2006）考慮了我國1994年的分稅制改革對金融發(fā)展與經濟增長聯(lián)結機制的影響。他們在標準的關于經濟增長的回歸方程中加入金融發(fā)展和資本形成的交叉乘積項、金融發(fā)展變量和1994年虛擬變量的交叉乘積項，分別對1979～2003年、1979～1993年和1994～2003年三個時間段的相關數(shù)據(jù)進行回顧估計。固定效應模型的估計結果顯示我國金融發(fā)展主要通過發(fā)揮動員儲蓄、加速資本積累等功能來促進經濟增長。1994年的分稅制改革惡化了經濟增長與金融發(fā)展的關系，主要原因是分稅制改革后地方政府財政能力下降，地方政府加強了對銀行信貸流向的干預，導致了金融功能的財政化，降低了金融發(fā)展對經濟增長的促進作用。
劉潔（2008）本文對1980―2007年農村經濟和金融發(fā)展因素之間的關系進行格蘭杰因果檢驗，發(fā)現(xiàn)我國總體金融發(fā)展、農村金融發(fā)展規(guī)模與農村GDP之間存在單向因果關系，農村經濟增長是總體金融發(fā)展的格蘭杰原因，農村金融發(fā)展規(guī)模是農村經濟的格蘭杰原因，農村金融發(fā)展效率和農村固定資產投資與農村GDP之間不存在格蘭杰因果關系。
阮敏（2010）文章運用生產函數(shù)加入金融脫媒變量構造的模型，通過1991到2008年的數(shù)據(jù)協(xié)整、回歸分析和因果檢驗，發(fā)現(xiàn)經濟增長與企業(yè)股票和債券融資的比重存在長期均衡關系，并且對經濟增長具有正向作用，不過經濟增長是促進企業(yè)股票和債券融資的比重變化的原因，反之則不是；由中國的數(shù)據(jù)說明經濟發(fā)展是金融深化的動力。
馬穎（2011）把改革開放以來中國的金融發(fā)展與經濟增長過程置于經濟體制改革背景之下，探討經濟體制改革何以使分權化體制下的金融資源得以釋放的同時，通過金融體制改革形成了市場導向的金融體系，從而促進經濟增長的過程。驗證了經濟體制改革、金融發(fā)展與長期增長之間的正向關系。
綜上所述，大部分的研究表明我國的金融系統(tǒng)中金融中介對我國經濟增長的促進作用明顯，而金融市場如股市對經濟增長的促進作用相對較小。但是不同的文獻因指標的選取、數(shù)據(jù)區(qū)間的選取以及中國不同地區(qū)的選取而得出不盡相同的結論。
3.研究方法和模型
3.1 向量自回歸模型VAR
向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特性建立模型，它把系統(tǒng)中的每一個變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值的函數(shù)來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型，常用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊。自1980年希姆斯將VAR模型引入到經濟學中后，它在經濟系統(tǒng)的動態(tài)性分析中得到廣泛應用。向量自回歸模型又分為簡單向量自回歸模型和結構向量自回歸模型（SVAR），本文采用簡單向量自回歸模型，也只介紹這一種。
一個n維隨機向量Yt服從P階向量自回歸過程的模型記為VAR（P），數(shù)學表達式是：
其中，Yt是n維內生變量，Xt是k維外生變量的向量，A和B是要估計的系數(shù)，ut是隨機影響變量，ut不能自項相關，也能不與其他的內生變量有相關性。
3.2協(xié)整檢驗
（1）協(xié)整的定義
如果兩個趨勢大致相同的時間序列線性回歸的擬合結果很好，但實際上兩者之間沒有經濟聯(lián)系，擬合結果的殘差沒有滿足平穩(wěn)性的要求，那么這兩個變量就出現(xiàn)了“偽回歸”。1987年恩格爾和格蘭杰提出了協(xié)整理論，如果兩個或兩個以上不平穩(wěn)的序列的線性組合是平穩(wěn)的，則它們之間就存在協(xié)整關系，也就是說它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，不再是“偽回歸”。協(xié)整的定義如下：
對于n維向量Yt滿足如果滿足：
（1）Yt～I（d），要求Yt的每個分量Yit～I（d）；
（2）協(xié)整檢驗方法和過程
目前協(xié)整檢驗主要有兩種方法：EG兩步法和JJ（Johansen-Juselius）檢驗法，下面主要介紹JJ檢驗法的基本思想和原理。
JJ檢驗是Johansen在1988年及在1990年與Juselius一起提出的一種以向量自回歸模型（VAR）為基礎的、基于回歸系數(shù)的進行多變量協(xié)整檢驗的方法。
首先建立一個p階的VAR模型
4.實證分析
4.1 變量的選擇、定義和計算
1.經濟增長指標
本文主要是研究金融發(fā)展對經濟增長的影響，所以選擇了人均實際GDP來衡量我國經濟增長，意在排除人口擴張對經濟增長的影響，同時剔除物價變動因素以更加真實地反映我國實際的經濟增長。
人均gdp用PGDP表示，計算公式如下：
PGDP=GDP/總人口
本文在實際分析中采用的是PGDP的自然對數(shù)值，表示為LNPGDP。
2.金融發(fā)展指標
（1）金融發(fā)展規(guī)模指標
衡量金融發(fā)展規(guī)模的指標有金融相關比率和金融深化指標。
金融相關比率FIR（Financial Interrelations Ratio）由戈德史密斯最早提出，它是指某一時點一國金融產品的市場總值與實物形式的國民財富的市場總值（常以GDP來表示）的比。一國的金融資產存量一般是M2與證券（包括債券、股票、保險等）的和，而一國的實物資產總量常用該國的國內生產總值（GDP）來近似表示。
鑒于金融相關比率很強的綜合性，本文采用金融相關比率作為金融發(fā)展規(guī)模的衡量指標。此外，本文還選擇了廣義貨幣指標與GDP的比，用來反映金融中介的規(guī)模，金融相關比率用FIR表示，金融中介規(guī)模用BANK表示，計算公式分別如下：
FIR=（M2+股市市值平均值+債券余額平均值）/名義GDP
BANK=M2/名義GDP
因為公式中股票市值和債券余額是存量指標，而M2和GDP是流量指標，為了可比性，本文對股市市值和債券余額取的都是計算期的簡均數(shù)。
（2）金融發(fā)展結構指標
金融結構指標反映了金融市場在全社會資本資源配置中相對地位，等于債券和股票這兩類非貨幣金融資產在金融資產總量中的比重，用STR表示。
STR=（股市市值平均值+債券余額平均值）/金融資產
其中金融資產= M2+股市市值平均值+債券余額平均值
（3）金融發(fā)展效率指標
金融發(fā)展效率是指以最可能低的成本盡可能最優(yōu)地配置有限的金融資源以實現(xiàn)其盡可能有效的利用，由于目前還沒有哪個指標能夠代表整個金融系統(tǒng)的發(fā)展效率，本文選擇金融中介效率計算。
用儲蓄與貸款之比SLR表示，應該說儲蓄貸款比率SLR描述的是金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率，計算公式如下：
SLR=存款/貸款
4.2 實證分析
本文選取2001年～2012年的季度數(shù)據(jù)，共48組數(shù)據(jù)，來研究金融發(fā)展對經濟增長影響的實證分析。
4.2.1 經濟增長與金融各變量的簡單相關系數(shù)
上表顯示，經濟增長與金融發(fā)展總體規(guī)模指標金融相關比率FIR、金融中介規(guī)模BANK、金融發(fā)展結構指標STR、金融發(fā)展效率指標都具有顯著的正的相關關系，但是相關性的強弱不同，其中FIR與經濟增長的相關程度最大，BACK和STR相關系數(shù)均小于0.8，是中度相關。SLR與經濟增長的相關性最小。
4.2.2 平穩(wěn)性檢驗
平穩(wěn)性檢驗，使用ADF檢驗方法。檢驗結果如表4-2：
檢驗結果顯示，序列LNPGDP、FIR、BANK、SZH、STR、SLR都含有單位根，而它們的一階差分序列ΔLNPGDP、ΔFIR、ΔBANK、ΔSZH、ΔSTR、ΔSLR都拒絕了原假設，均為平穩(wěn)序列?？梢娝麄兌际且浑A單整序列，為I（1）過程，可以進行Johansen協(xié)整檢驗。
其中c，t，k分別表示常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)，臨界值默認是在5%顯著水平下得到的。
4.2.3 Johansen協(xié)整檢驗
約翰森協(xié)整檢驗與EG協(xié)整檢驗的比較：（1）約翰森協(xié)整檢驗不必劃分內生、外生變量，而基于單一方程的EG協(xié)整檢驗則須進行內生、外生變量的劃分；（2）約翰森協(xié)整檢驗可給出全部協(xié)整關系，而EG則不能；（3）約翰森協(xié)整檢驗的功效更穩(wěn)定。故約翰森協(xié)整檢驗優(yōu)于EG檢驗。當變量個數(shù)多于2時，最好用Jonhamson協(xié)整檢驗方法。
由表3可知，狹義貨幣需求LNPGDP與其他變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，并且在5%的顯著性水平下存在3個協(xié)整向量，說明變量LNPGDP、FIR、BANK、STR、SLR之間具有共同的隨機趨勢，存在長期穩(wěn)定的關系。標準化的協(xié)整系數(shù)見表4。
將第一個協(xié)整關系寫成協(xié)整方程可以表示為：
應用AR根的圖表驗證協(xié)整關系的正確性，如圖2，圖顯示所有單位根的倒數(shù)的模均落在了單位圓之內，因此，協(xié)整關系是穩(wěn)定的。
4.2.4 格蘭杰因果關系檢驗
在進行格蘭杰因果檢驗之前，本文先對金融發(fā)展相關變量與經濟增長建立VAR模型，以便后續(xù)的檢驗和分析。首先檢驗LNPGDP與FIR、BANK、STR、SLR之間是否有格蘭杰因果關系。（置信水平0.1）
鑒于本文是季度數(shù)據(jù)，我們可以把滯后4階以內看作是短期，滯后8階看做是中期，滯后10看做是長期。對表5的解讀如下：
由表4-7可以看出，變量FIR對短期和中期是LNPGDP的格蘭杰因果原因，說明金融相關比FIR在短中期對經濟增長產生影響。BANK是LNGDP的短期格蘭杰因果關系，說明金融中介規(guī)模BANK只在短期影響經濟增長。STR無論是短期、中期和長期都是LNPGDP的格蘭杰原因，說明金融結構STR對經濟增長的影響是長久的。STR只在長期是LNPGDP的格蘭杰原因，說明金融效率只在長期影響經濟增長。
4.2.5 脈沖響應分析
根據(jù)格蘭杰因果檢驗和協(xié)整分析可知，變量之間有些關系在長期后才能顯現(xiàn)，所以本小節(jié)脈沖響應的滯后期選擇滯后15期，以期能看的更遠、更全面?；赩AR（2）得出金融發(fā)展與經濟增長的脈沖響應函數(shù)圖如圖3。
由圖3可知，響應的方向都是正負交替的，說明金融發(fā)展各變量對LNGDP的作用在不同的時期有不同的方向，有正向的，有負向的。LNGDP對FIR、BANK和STR的脈沖在有明顯的響應，而且響應的方向正負交替，對SLR的響應一直都是正向的。說明對經濟增長來說，金融規(guī)模、金融結構和金融效率均對經濟增長有明顯影響。
5. 結論
金融發(fā)展與經濟增長之間具有協(xié)整關系，也就是說兩者由長期均衡的關系，金融系統(tǒng)與經濟增長有均衡關系，即便短期有所偏離，兩者組成的系統(tǒng)也能夠自行調整到均衡狀態(tài)。
從格蘭杰因果關系檢驗可以看出，金融發(fā)展各變量均是經濟增長的格蘭杰因果關系，金融相關比例對經濟增長是中短期影響，金融中介規(guī)模指標在短期影響經濟增長，可見金融規(guī)模短期或中期影響經濟增長；金融結構長久的影響經濟增長，無論在短期還是長期都是經濟增長的格蘭杰原因；金融效率只在長期影響經濟增長。
從脈沖響應來看，當本期給金融相關比一個標準差的正向沖擊后，LNPGDP在短期內反應均為正向的，后來由正轉為負向反應，過段時間由最終轉為正向，說明短期內，金融相關比的提高，會促進經濟的增長。而LNPGDP在短期內對金融中介規(guī)模是反映方向反映，而后轉為正向。LNPGDP對金融結構的反映方向有正有負，在長期雖然是負向的，但是從第九期開始達到谷底，轉為上升，延長滯后期可以得出，LNPGDP對金融結構的反映又變?yōu)檎虻?。LNPGDP對金融效率的反映一直都有波動，但都是正向的波動。
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