發布時間：2023-03-17 18:01:26
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的金融實證分析論文樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
論文關鍵詞：產業結構調整，金融發展，中部地區
一、文獻回顧與問題提出
經濟增長與金融發展之間的關系一直是理論界研究的焦點之一。學者們通過大量的理論分析和實證檢驗肯定了金融發展促進經濟增長的觀點（Stiglitz(1985)、Levine 和 King(1993) 、Levine和Zervos(1998)）。產業結構的變遷作為經濟發展的一個重要標志，相比經濟總量的擴張而言，產業結構的優化升級更是決定了一國或一個地區的經濟發展的質量、效率和可持續性。于是很多學者將研究的的視角逐漸轉入到產業結構與金融發展的聯系中，研究的重點主要集中于金融發展所帶來的產業結構調整效應。Binh、Park和Shin（2006）研究了不同金融結構對不同技術特征產業的影響，Wurgler (2000)、Fisman和Love (2003)分析了金融配置資本和社會資源的效率如何影響產業發展，這些研究的結論都證明了金融發展對產業結構調整存在積極的推動作用。而另外一些學者則對金融發展與產業結構調整之間互動性展開了探討（Goldsmith（1969），Rajan和 Zingales (1998)）。
上述國外學者在對眾多發達國家、發展中國家所進行的大量實證研究中，卻鮮有關于我國的研究，且很少深入研究發展中國家金融發展與產業結構轉變的關系。在國內，學者們對我國金融發展與產業結構之間的關系進行了一定的研究。楊琳、李建偉（2002）研究了我國金融結構轉變與產業結構升級之間的關聯性，并指出金融發展有利于產業結構的調整，而現階段我國的金融發展相對落后，面對產業結構升級對金融服務提出的更高要求，應加快金融改革。傅進、吳小平（2005）從金融的資金形成機制、導向機制及信用催化機制的角度，分析了金融對產業結構調整的機理。曾國平、王燕飛（2007）理論分析了中國金融畸形發展的非常態模式，并通過實證說明了我國金融發展對產業結構變遷表現出的扭曲效應。史諾平 、廖進中、楊煒娜（2010）基于金融發展與產業結構調整的作用機制，對我國金融發展與產業結構的相關關系和因果關系進行實證研究，其結論顯示金融發展與產業結構調整存在長期相關關系，而金融整體發展水平與產業結構調整之間僅存在單向因果關系。
隨著經濟形勢的變化，我國區域經濟發展的不平衡性日益凸顯出來，各地區產業結構轉型升級和金融發展差距不斷擴大的問題引起學者們越來越多的關注，有關區域產業結構調整和金融發展之間聯系的研究日益增多。范方志、張立軍(2003) 通過實證分析了我國東、中、西部地區的金融結構轉變與產業結構升級以及經濟增長的關系，并指出了中西部地區金融結構轉換速度不快金融論文，妨礙了中西部地區產業結構的升級和經濟增長，而產業結構升級的滯后，又導致金融業發展緩慢和當地經濟發展的落后。楊勝剛、朱紅(2007)從中部經濟塌陷、金融弱化入手展開研究，研究認為中部地區金融發展有利于促進地區產業結構的優化，但是以國有銀行為主的金融部門與實體部門之間不存在有效互動，資金的使用未能實現優化配置。這些研究仍然將重點集中于中部地區金融發展的產業結構調整效應，且并未對產業結構調整對金融發展的影響做進一步研究。中部地區產業結構不合理、金融發展滯后，那么產業結構調整的不合理性是否是造成金融發展滯后的原因？這需要我們進行更為深入的探討。因此本文擬從產業結構調整入手，試圖全面揭示中部地區產業結構調整對金融發展所產生的影響，以期在中部崛起中實現產業結構調整推動金融發展提供可選擇的政策建議。
二、中部地區產業結構調整下的金融發展
改革開放以前，受計劃經濟體制下國家優先發展重工業的戰略目標影響，中部地區主要以糧食生產為主的第一產業和以軍工、重工業為主的第二產業作為經濟發展的主攻方向。而改革開放后，由于國家實行非均衡發展戰略，東部沿海地區作為發展的重點帶動了整個國家的經濟增長，而中部作為國家農業和工業原材料基地的定位卻并沒有發生顯著變化，這一定程度上造成了中部地區產業結構不合理性（如下表1所示）。
表1 2008年我國分地區產業結構比較
全國
中部地區
東部地區
東北地區
GDP占比
100
19.3
54.3
8.6
人口占比
100
27.1
36.7
8.3
工業占比（%）
100
19.02
55.94
8.96
第三產占比（%）
100
17.2
58.22
7.86
三產結構（%）
11.3:48.6:40.1
14.6:50.9:34.5
6.8:51.7:41.5
論文關鍵詞：股指期貨，HS300，GARCH模型，TARCH模型
一、引言
股指期貨是為了滿足管理股票現貨市場風險，尤其是系統性風險。股指期貨的誕生之初，是為了滿足在金融產品收益波動日益加劇的環境下，投資者進行有效避險的需要。自從1982年2月，美國堪薩斯期貨交易所(KCBT)首先推出了世界上第一個股價指數期貨合約——價值線指數期貨合約，上市伊始就受到投資者的廣泛歡迎。短短幾十年內幾乎所有的發達國家都擁有股指期貨市場和交易所，甚至亞洲的其他新興國家。本文主要通過對股票指數期貨推出前后的數據進行分析，利用GARCH模型和時間序列說明波動率的變動TARCH模型，為克服GARCH模型的不足，還將引入TGARCH和EGARCH模型，對股指期貨對現貨市場的影響進行實證分析。
二、數據的選取和處理
1.我國滬深300股指期貨簡介
HS300股指期貨于2005年4月8日正式，由滬深兩市A股中規模大、流動性好、最具代表性的300只股票組成，以綜合反映滬深A股市場整體表現論文的格式。根據中國證監會（證監函［2010］74號）文件，在2010年4月16日在中國金融期貨交易所上市滬深300股指期貨合約。
2.數據的處理
本文所選取的數據是2010年4月16日至2010年8月20日HS300股指期貨日收盤價(數據來源:中國金融期貨交易所)和2009年12月1日至2010年8月20日HS300指數的日收盤價(數據來源:大智慧)，作為本文分析數據。
三、實證分析
1.HS300指數日收益率的描述性統計
由圖1知均值0.1106，標準差0.0156，偏度-0.5652，峰度4.1630。 Jarque-Bera統計量為19.0744。由此可見，樣本期內該收益率序列尺具有典型金融數據的負偏、尖峰厚尾的統計特征。HS300指數日收益率起伏呈波浪狀，具有明顯的波動集群性現象，表明收益率序列很有可能存在ARCH現象。
圖1 HS300指數日收益率描述性統計量及柱狀圖
2.HS300指數日收益率的GARCH檢驗
（1）平穩性檢驗
建立模型之前必須先對HS300指數日收益率序列進行單位根檢驗。這里選擇ADF ( AugmentDickey-Fuller)檢驗。通過Eviews軟件得到如下結果，如表1所示:
表1 HS300指數日收益率ADF檢驗結果
t-Statistic
Prob.
Augmented Dickey-Fuller test statistic
-12.17685
0.0000
Test critical values:
1% level
-3.474874
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摘 要：每一個成功的企業對廣告都非常重視，不惜斥巨資進行廣告宣傳。那么廣告支出對企業績效的影響到底如何？如果廣告有效，那為什么還有企業破產清算？通過實證研究探尋廣告支出對企業績效的影響，發現廣告支出與企業績效存在著正相關關系和倒U型關系，繼而確定最佳廣告支出規模對企業長遠發展具有重要意義。
關鍵詞：廣告；績效；非線性
一、前言
當今信息社會，企業無不重視信息工程的建設，努力向外部人傳遞積極向好的消息，借以擴大產品銷售市場或是進行融資。廣告是企業進行宣傳的手段之一，它正在以一種妖嬈的姿態滲透到我們生活的方方面面。廣告的形式也呈現多樣化，植入式廣告這種具有很高的隱蔽性的廣告越來越受到企業的青睞。實力雄厚的企業不惜斥巨資邀名人代言以期產生名人效應，推動產品的知名度與影響力。我們不禁要問，廣告能在多大程度上提升企業的經營績效？廣告投入是否也遵循邊界效益遞減的規律？這些是本文將要研究的問題。
二、研究假設
H1：廣告投入與企業績效正相關。H2：廣告投入與企業績效是倒U型關系。
（一）變量設計與研究模型
本文的研究變量主要從企業績效和廣告投入兩方面考慮，分別選取了營業收入指標（REVENUE）和銷售費用（SALEFEE）?？刂谱兞恐饕匈Y產負債率（DA）、總資產周轉率（TURNOVER）、總資產（ASSET）。
為了檢驗假設1和假設2，我們分別建立模型1：REVENUE=α0+α1SALEFEE+α2DA+α3TURNOVER+α4ASSET+ε和模型2：REVENUE=β0+β1SALEFEE+β2SALEFEE^2+β3DA+β4TURNOVER+β5ASSET+ε。α1應該為正，說明企業績效隨著廣告投入的增加而增加；β2應該為負，反應銷售量隨廣告支出先增加后減少的趨勢。
（二）樣本選擇與數據來源
本文選擇2010年第一季度至2012年第三季度我國滬深兩市上市公司的數據為初始樣本，并對樣本進行了篩選，首先考慮到金融行業的經營模式和盈利來源與其他非金融行業存在較大差別，剔除了金融行業的上市公司，只考慮一般企業的情況；剔除了數據缺失、異常的上市公司。最后本文得到2658個數據。本文所有的數據均來源CCER經濟金融數據庫，并采用EXCEL和EVIEWS6.0對數據進行了必要的加工和處理。
三、實證分析與結果
（一）描述性統計
本文分別對研究變量和控制變量進行了統計性分析（見表一）。從中我們發現，營業收入均值約為3.55億元，營業收入總體波動較大，小到19萬，大到133億。銷售費用均值為0.191億元，最小1375元，最大11.1億元。差距顯著，反映不同的企業對銷售的重視程度不同。同樣，在不同行業、不同企業中資產規模存在較大差異。
表一 各變量描述性統計表
（二）回歸方程結果
312本文運用EVIEWS6.0進行了OLS回歸分析（見表3）。各系數均通過5%的顯著性，模型的擬合度達到88%以上，F值很大，建模成功。從模型1，我們發現銷售費用的系數為0.22>0，且顯著，符合假設1，表示銷售支出每增加1%，企業的營業收入將增加0.22%。同時，各控制變量前的系數均為正，說明它們與企業績效也存在正向關系。
從模型2，我們看到銷售費用的一次和二次項系數均顯著，其中二次項系數-0.005
表三 方程回歸結果
四、結論與建議
本文的分析證實了廣告支出與企業績效的正相關和倒U型關系。廣告支出每提高1%，相應的企業營業收入增加022%。這意味著廣告費用并非越多越好，客觀存在一個使企業收益最大化的廣告支出。
參考文獻
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關鍵詞：ST股票；價格泡沫；動態自回歸；單位根檢驗
中圖分類號：F832.51 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）26-0195-03
引言
金融資產價格泡沫主要是其在連續時間段突然價格上漲，并形成其價格連續上漲的預期，由此提升其市場價格，其中超出其實際價值部分就是泡沫。隨著證券市場的發展，股票泡沫問題逐步顯現。
ST股票是中國證券市場上比較特殊的股票群體。截至2013年12月31日，滬深兩市A股共有458個股票目前或曾經被特別處理，占目前全部上市股票的比例為24.59%；目前在交易或停牌的ST股票數量為136家，占目前全部上市股票比例為8.9%。ST公司大多經營業績差、債務負擔沉重，其中，多家ST公司資產負債率甚至超過10倍，部分ST公司已無主營業務，公司的營業收入為零。但是，ST板塊在市場中交易火爆，價格波動巨大，股價往往呈現出與股指背離的表現。根據Wind咨詢統計，截至2013年12月31日，2011年滬深兩市A股ST板塊平均漲幅超過20%，大幅度超越股指表現，如表1所示。
ST股票背離于市場的表現使其所代表的投機泡沫嚴重干擾了金融和經濟系統的正常運行。因此，研究中國證券市場的ST股票的價格泡沫現象，對于維護證券市場的合理秩序、強化證券監管部門的監管職能、保護投資者合法權益以及構建有效證券市場具有重要的現實意義。本文根據我國股票市場的現實情況，選擇合理的度量模型量化我國股票市場ST股票泡沫的程度，并從微觀角度解釋和分析我國股市ST股票泡沫問題。
一、文獻綜述
資本市場泡沫相關研究是市場效率、投資者行為等領域研究的熱點，相關研究結論總結如表2所示。
以上研究從不同角度采對資本市場整體以及金融資本泡沫問題進行了理論與實證分析。本論文試圖在其基礎上，更進一步剖析我國證券市場中ST股票價格泡沫的具體情況。
二、我國證券市場ST股票價格泡沫的動態自回歸實證檢驗
（一）研究方法
1.實證研究方法
論文運用動態自回歸檢驗方法實證分析我國證券市場ST股票價格泡沫的現實情況。由此，構建一階自回歸模型：
Pt=θPt-1+εt
其中，θ為股票價格的滯后一階的自回歸系數，εt為隨機波動項，服從白噪聲過程。對泡沫的檢驗就是對θ的檢驗，只要檢驗其中的θ是否與1有顯著差別，其原假設為H0：|θ-1|=0。當θ滿足|θ-1|=0時，股價水平處于正常情況，即接受原假設時股價不存在泡沫。若拒絕原假設且θ>1，則ST股票存在泡沫；當θ
進行實證檢驗時，選擇動態的數據段來計算θ值，并對其進行動態一階自回歸檢驗。
2.價格指標的選擇
收盤價是整個交易日內ST股票交易雙方博弈的結果，因此，本論文在研究ST股票泡沫時選取收盤價作為價格指標。
同時，考慮到研究對象是ST股票，而整體ST股票的價格水平是以ST板塊指數形式來體現的，因此，論文選取ST股票指數（993072）的收盤價格作為研究對象，同時選取上證綜合指數和深證成分指數的收盤價作為參考對比指標。
（二）實證數據
論文選取ST股票指數（993 072）、上證綜合指數（000 001）以及深圳成分指數（399 001）1991年5月18日―2012年12月31日的日收盤價格對Pt=θPt-1+εt中的θ值進行動態檢驗。
本論文實證數據獲取于Wind資訊、銳思數據庫、CCER色諾芬數據庫以及“大智慧”股票交易系統數據庫。根據日收盤價格分別描繪出ST股票指數（993 072）、上證綜合指數（000 001）以及深圳成分指數（399 001）的日數據圖（如圖1、圖2、圖3所示），其中，橫軸表示數據點對應日期，縱軸表示綜合指數的收盤價格。
（三）實證檢驗結果
1.股市價格泡沫的檢驗（θ序列檢驗）
分別對ST股票指數（993 072）、上證綜合指數（000 001）以及深圳成分指數（399 001）日收盤價格序列進行動態一階自回歸檢驗，得到3個θ序列。從檢驗的結果看，ST股票、上海與深圳股票市場拒絕θ等于1的假設，可以得出我國ST股票存在價格泡沫的結論。依據θ值對1的偏離，可以描繪出ST股票、上海和深圳股票市場的價格泡沫水平，如圖4、圖5與圖6所示。
比較ST板塊與滬深兩市的泡沫狀況與三指數的運行趨勢，可以發現：在市場處于快速上行階段時，存在較大泡沫。就泡沫程度而言，1994年之前市場泡沫最為嚴重，2006―2007年也存在較大程度的泡沫。
2.ST股票泡沫序列的檢驗
對于ST股票日均泡沫水平，其與滬深股市泡沫相比波幅顯得更大。需要進一步分析ST股票泡沫究竟是理性還是非理性泡沫，本文對其進行平穩性檢驗。
平穩性檢驗，本文采用對ST股票泡沫序列進行自相關實證檢驗，可以得出其序列自相關系數沒有迅速趨于0，表明ST股票泡沫序列是非平穩的。
進一步，本文對ST股票泡沫序列進行單位根檢驗，結果如表3所示。通過單位根檢驗，可以發現在1991―2012年，ST股票泡沫序列的t檢驗統計量均小于顯著性水平1%的臨界值，即在99%的置信水平可以拒絕原假設，序列存在單位根，表明ST股票泡沫序列都是平穩的。
通過實證分析可以發現，結果并不能拒絕原假設。由此可以得出，ST股票泡沫序列存在平穩特征的結論，并可以退出其泡沫為理性泡沫；而當市場處于快速上漲的時期，我國ST股票泡沫屬于非理性泡沫。
三、結論
本文針對ST股票指數在1991年5月18日―2012年12月31日的日數據樣本，使用動態自回歸方法檢驗我國ST股票泡沫的水平，利用單位根檢驗方法進一步對其日泡沫序列進行分析，得出以下結論：
第一，我國ST股票長期存在一定程度的價格泡沫，且泡沫水平較高。值得注意的是，在市場指數上升時，泡沫水平會快速上升。
第二，我國ST股票價格泡沫總體上屬于理性泡沫，同時也存在非理性泡沫。值得注意的是，非理性泡沫在股價連續大幅上升時表現得更為明顯。
ST股票價格泡沫的累積不僅會造成投資者的巨大損失，還會影響證券市場。由于我國股票市場市場機制有待完善、上市公司整體質量有待提高、市場監管有待深化，這些都有可能導致ST股票的市場價格偏離其真實價值，形成股價泡沫。
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譚順福在描述我國第二產業在整個經濟中占比最大的現狀的基礎上，論述了我國服務業在貢獻率將會繼續上升的變動趨勢以及進一步調整產業結構的重要性，并進一步指出加快產業結構調整、優化和升級的措施。3
王志強等根據已有的經驗研究中在金融發展指標選擇和經驗分析方法選取兩方面都存在一定的問題，采用帶有控制變量的向量誤差修正模型（VECM）和格蘭杰（Granger）因果檢驗方法，從中國金融總體發展的規模擴張、結構調整和效率變化3個方面，對中國金融發展與經濟增長之間的相關關系和因果關系進行重新檢驗。經驗結果顯示，90年代以來中國金融發展與經濟增長之間存在顯著的雙向因果關系。4
李博等認為產業結構優化升級包括結構高度化和合理化兩方面的內容，準確測度高度化水平和合理化程度能夠為產業結構優化升級過程中的一系列制度變革和政策調整提供依據。他們從分析產業結構優化升級（高度化和合理化）的機制及其與經濟增長（非均衡增長和均衡增長）的聯系入手，定義了理想情況下產業結構優化升級的最優路徑。在此基礎上，建立了一套基于靜態投入產出模型的產業結構優化升級測度方法，并利用1997、2002和2005年全國投入產出表提供的數據具體測度了這一時期我國產業結構的合理化程度和高度化水平，對產業結構優化升級的趨勢進行了分析。結果表明，這一時期我國產業結構的整體合理化程度和高度化水平都有所提高，同時，各產業的實際情況與理想情況仍然存在不同程度的偏差。5
曾國平等從金融發展與產業結構變遷的理論出發，運用中國1952―2005年的時間序列數據，對理論假設進行實證檢驗。理論和實證結果同時顯示了中國金融畸形發展的非常態模式，以致對產業結構變遷表現出的扭曲效應。金融發展整體作用于產業結構的長期效應，就業結構上為第三產業受其影響顯著，第一、二產業所受影響僅是名義而非實際的；產值結構上，第一產業所受影響顯著，第二、三產業與金融發展長期關系不顯著。金融發展不同方面的影響，經濟貨幣化顯示了有利地推動作用，金融資源和金融系統資源配置效率的變動則未表現出積極的效果。6
史諾平指出金融體系通過吸收社會分散資金，促進資源的合理配置，引導產業結構向合理化和高度化方向發展。他運用實證分析方法研究了我國金融發展與三次產業結構優化之間的關系，結果顯示我國金融發展與三次產業產值變動存在長期相關關系，金融發展與第一產業產值比重的因果關系較弱，第二、三產業產值比重的增長帶動了金融發展水平的提升，但金融發展水平并不構成產值比重變動的促使原因。金融發展對第三產業內部行業產值的增長具有促進作用，且銀行機構對產值的影響大于資本市場，但金融發展對第三產業內部結構優化所起的作用較小。這一結果表明我國金融發展滯后于經濟的發展及產值結構的調整，金融體系的資源配置效率有待提高。他還根據所做研究對如何推動金融發展以促進產業結構優化提出了完善金融體系資源配置職能，加大對實體經濟的資金支持；發揮金融政策對產業結構優化的導向作用；加快金融體系的市場化改革，健全市場競爭機制；積極完善金融體系結構，促進金融功能發揮等建議。7
韓立巖等參考Jeffrey Wurgler的方法，使用我國39個工業行業的數據度量了90年代隔年資本配置效率，發現從1991年到1999年資本配置效率的年平均值為0.05204，屬于較低水平；并且F檢驗的結果表明：多數年份行業資本流動與其盈利能力無關。他還以金融市場的各個運行指標為解釋變量對資本配置效率進行回歸，發現我國股票市場規模與資本配置效率負相關，股市流動性與資本配置效率顯著負相關，信貸市場規模與資本配置效率負相關，銀行和股市在以不同的機制促使資本配置效率下降。最后，通過線性回歸模型，說明股市在以一種傳導效應使銀行的經營不斷惡化。8
陳時興采用了1982-2010年期間中國信貸融資、證券融資和產業結構升級的研究樣本，對金融支持產業結構升級進行了計量研究。研究結果表明，中國信貸融資、證券融資與產業結構升級之間存在短期波動和長期均衡關系，信貸融資與證券融資都是產業結構升級的Granger原因，但證券融資支持產業結構升級明顯不足，因而在金融產業政策選擇上，應加快推進證券融資發展，同時改善信貸融資結構，充分發揮兩者共同促進產業結構優化升級的積極作用。9
張梅運用產業結構理論、資本理論、投資理論、現代金融發展理論等多學科理論，建立了金融發展作用于產業結構升級的理論框架，在梳理考察國內外產業結構理論、金融發展理論研究成果的基礎上，分別從金融發展的多個方面研究了金融發展對產業結構升級的作用機理和效應，并實證分析了我國金融發展對產業結構升級的影響，得出金融中介、證券市場是推動產業結構升級的重要渠道，開放性政策金融與產業升級呈正相關關系，技術創新也對產業升級起著關鍵性作用等結論。10
資金是保證產業結構調整、促進產業升級的直接推動力。隨著我國市場經濟的完善，我國的投資格局己經由過去的財政主導型過渡到金融主導型。她圍繞金融發展對產業結構調整的作用這一主題，運用產業結構理論、資本理論、投資理論、金融發展理論等多學科理論，以金融發展為主線，建立了金融發展作用于產業結構調整的理論框架，在梳理考察產業結構理論、金融發展理論研究成果的基礎上，提出了一個理論模型；并運用協整檢驗、格蘭杰檢驗、誤差修正模型、主成分分析等多種方法，實證分析了我國金融發展對產業結構調整的影響。主要得出以下結論：1、以銀行信貸為核心的金融中介對產業調整起著重要的推動作用，尤其是在間接融資主導型國家，產業結構調整受到銀行信貸結構的直接影響。2.以股票市場為代表的證券市場是促進產業調整的重要渠道。股票市場通過增量和存量兩個方面影響產業調整，即通過企業上市為新興產業募集資金，并通過并購等手段，促進朝陽行業的成長和夕陽產業的退出。鑒于我國股票市場發育尚不完善，其產業結構調整效應尚未表現出來。3、金融創新是推動金融發展的動力源，對產業結構調整起著重要作用。金融創新主要通過增量調整影響產業結構調整。鑒于我國存在一定程度的金融扭曲，金融創新對產業結構調整有一定作用，但其效應尚未完全表現出來。最后，在此基礎上，她提出了一些政策建議：1、深化金融體制改革，促進金融中介發展；2、發展證券市場，優化資源配置；3、推進金融創新，矯正金融扭曲。11
王志波利用2002年和2007年中國42部門投入產出表，定量分析中國產業結構的現狀與變動情況，并利用基于投入產出技術的歸因矩陣模型定量分析了拉動總產出增長的影響因素和引起產業結構變動的影響因素，最后解釋產業結構變動和影響因素變動的原因與政策含義。12
張立軍等從理論上探討了金融結構轉變與實體經濟部門產業結構升級之間的關聯機制，然后具體實證分析了1978-2000年中國東、中、西部地區的金融結構轉變與產業結構升級以及經濟增長的關系，并提出了相關的政策建議，以實現區域經濟協調發展。13
早在1912年，熊彼特在《經濟發展理論》一書中指出金融體系的發展對經濟運行具有積極意義，他認為金融機構的運行可以提高資本的配置效率，使資本配置到創造價值能力高的實體中區。同時又可以消除在這其中的道德風險，進而減少轉移成本。以后的研究表明，在經濟運行中，金融體系的發展水平確實起著至關重要的作用。14
錢納里和塞爾昆在《發展的型式，1950-1970》一書中，對101個國家1950-1970年的統計資料進行分析，構造出經濟發展不同階段所應對應的產業結構，并且認為在經濟發展的不同階段，應存在著不同的產業結構與之對應，否則表明產業結構存在偏差。15
Goldsmith在《金融結構與金融發展》一文中明確提出了金融結構理論，認為金融發展是指金融結構的變化，一國現存的金融工具與金融機構之和構成了一國的金融結構。運用35個國家1860一1963年間的數據進行統計分析表明，經濟越發達、金融體系越完善、FIR值越高、銀行資產在金融機構全部資產中的占比會下降、非銀行金融機構越重要。16
Jeffrey Wurgler以行業間資本的流動為研究對象，提出了定量化描述資本配置效率的方法，并且發現與發展中國家相比，發達國家之所以發達并非是由于它吸收了更多的投資，而是由于發達國家的資本配置效率明顯比發展中國家賴德高。即發達國家的金融市場信息更完全，能夠對高成長行業對于資金的需求做出迅速反應，而又能從低成長的行業中及時撤出資金，而發展中國家則在更大程度上濫用了資金。從中可見國與國之間資本配置效率之所以不同，金融市場（信貸市場和股票市場）在其中起到了很大的的作用。17
MeKinnon（1973）、 Shaw（1969）以及Stiglitz（1985）、Mayer（1990）、Levine和King （1993a，b）、Levin（1997）等前后一些研究，都一致顯示金融發展對經濟增長中的資源配置和結構變動具有重要作用。Levine認為金融體系結構的差異不能影響兩個國家總量增長差異，但能影響不同工業部門的增長；也就是說金融結構影響了產業結構。18
參考文獻
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作者簡介
龐沁馨（1990―），女，教授。研究方向：數量經濟學。
基金項目
關鍵詞：現資組合理論，CAPM理論，APT理論，發展趨勢
一、現資組合理論、CAPM理論、APT理論之間的內在邏輯聯系
1、資本資產定價模型是現資組合理論的簡化模型。
現資理論是由馬科維茨在1954年提出的，但其計算過程在當時還是過于復雜，因為要估算各個證券的預期收益率，方差及協方差，然后要利用二次規劃計算出有效前沿，最后要根據投資者的效用函數計算最優的投資組合。雖然當時已經有計算機，但以當時的計算機運行速度，得出一個結果需要運行很長的時間，且費用也是相當高昂的。而且在確定最優的投資組合時要用到投資者的效用函數，而對于投資者自身來講，準確度量其效用是不可能的。因而最后得出的最優組合就有很多種，并且不能確定究竟哪一個組合是最優的。
2、資本資產定價模型是APT理論的一個簡化形式嗎？
一般的觀點認為CAPM模型是APT模型的簡化形式。他們認為CAPM模型就是單因素的APT模型。但是筆者認為，這種認識是不確切的。單因素APT和CAPM之間主要存在3個方面的區別:
1、APT模型依賴的前提假設是，在一個理性的市場中，套利會排除任何錯誤定價以保持市場均衡。CAPM是基于效用理論和風險規避理論建立風險收益關系，這就使得CAPM相對于APT缺少直觀感受基礎。
2、CAPM模型依賴的是市場組合，而APT并不依賴不可觀測的市場組合，用可觀測的股票指數組合代替即可。
3、CAPM它的推導過程顯示，所有的交易證券依賴于自己的風險收益線，即證券市場線。而APT只保證多樣化的投資組合在這條線上，而單個證券可能是分散的。盡管證券系統地偏離APT的風險收益線是不可能的，但有可能出現小的誤差。
二、現資組合理論、CAPM理論、APT理論的最新發展
（一）、現資組合理論的發展
在現資組合理論方面，筆者認為最主要的發展還是在于計算軟件和計算方法方面的創新。隨著計算機技術的發展，我們已不必像馬科維茨那樣，利用那樣古老的計算機語言FORTURN，編制復雜的計算機程序，經過長時間的運算來求解有效前沿?，F在，我們可利用MATLAB軟件中的金融工具包進行編程，有效前沿很容易就可求出，而且速度很快。在計算有效前沿的方法中，遺傳算法是目前比較熱門的一種方法。該方法同樣可以通過MATLAB編程實現。當然，采用枚舉法，利用EXCEL軟件來求解有效邊界也是可行的，只是繁瑣了一些。上文中提到的CAPM理論也是現資組合理論的一個非常重要的發展，在此不再贅述。
（二）、CAPM理論的最新發展
對CAPM模型的發展主要是放松CAPM模型的假設條件之后所進行的一些分析。比較著名的要數布萊克零貝塔CAPM模型和默頓的跨期CAPM模型，當然也有行為資本資產定價模型。在這里，筆者僅簡單介紹一下布萊克零貝塔CAPM模型。
布萊克零貝塔CAPM模型。
1972年7月，布萊克在《商業期刊》上發表了《有借款限制的資本市場均衡》一文，提出了零貝塔的CAPM模型。論文參考網。該模型如下：
其中是零貝塔組合的期望收益率，是風險溢價。
零貝塔CAPM模型主要是用零貝塔組合的期望收益率代替無風險利率。
因為CAPM模型的假設條件之一投資者借貸利率都相等。但實際情況并不是這樣，通常借款的利率比貸款高。布萊克放松了原CAPM模型的這個假定。零貝塔CAPM模型雖避免了對“以無風險利率借款和貸款”這一虛擬情況的依賴，但是，它仍然不能反映所有的投資者面臨的現實世界，因為它要求可以無限制地賣空，而這一點并非每一個人都做得到。論文參考網。
（三）APT理論的最新發展
APT模型并沒有具體給出影響股票收益率的影響因素。因此，不同的金融學家使用不同的模型對APT模型進行了檢驗。APT假設證券收益率是由一個線性的單因素或者多因素模型所決定的。在這樣一個收益的決定方式下，預期收益率和因素風險之間的關系大致上是線性的。
三、發展趨勢
在Fama&French研究之后，研究金融資產定價的學者們現在所從事的工作就如同在愛因斯坦之前的牛頓物理；認識到之前的預期很不充分，只有等待和尋找一個完全弄明白市場的理論的出現。
很多人都說，投資不僅僅是一門學問，更是一門藝術。論文參考網。我想，其中的藝術性可能就體現在效用函數的計量問題上，更準確地說是在投資者風險厭惡系數的估計上，當然，估計各類資產的預期收益率和協方差矩陣也屬此范疇。此外，就是金融學家們一直都在尋找一種投資組合管理的科學有效方法，但往往是只有苦苦尋覓的過程而沒有最終的結果。很多情況下我們只能得到一種近似的方法。金融學的研究中是包含了很大一部分社會科學的內容。對于社會科學來講，要想對某一理論或學說進行檢驗的話，如果模擬起來不太現實而且成本巨大的話，那么找些數據進行實證分析是最有效的。但金融學家在挖掘數據和進行實證檢驗的時候，往往是分析了成千上萬組數據，好不容易找到了一條“規律”，不過沒過多久就發現這條規律失效了?，F在很多金融學家的研究都轉移到行為金融方面去了，因為他們認為許多金融現象或者說“謎團”用傳統的經典金融理論是很難解釋的，而應用一些心理學的理論則可以較好地解釋。我認為真正能指導投資者進行投資決策的還是傳統的經典金融理論，絕不應該因為在這方面難以有所突破就不在這上面繼續研究。恰恰相反，我們更應該在這上面傾注熱情與勤奮，只有這樣，才能真正有所突破。
參考文獻
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4、[美]Douglas Hearth.現資學[M].北京:清華大學出版社.2005.3.
【關鍵詞】經濟增長 金融結構 貨幣發行量 “經濟學”
一、引言
越來越多的學者關注于中國經濟增長的可持續性，中國經濟結構升級已經成為學術界最熱烈討論的話題之一。近期，央行坐視銀行間市場出現錢慌，未循慣例予以救援，表明政府已決心犧牲一定的經濟增速，以求抑制乃至逆轉加杠桿行為，從而引導實體經濟結構的調整。劉海影刊文指出這一舉措的底線是“不發生財務金融危機”，壓迫實體經濟去產能的政策并未考慮到信貸擴張背后的制度性約束與實體經濟根源，在沒有糾正實體經濟結構性問題之前對貨幣金融體系動刀，有可能導致事先沒有預料到的、不可控的后果。
為了驗證上述政策生效的可能性，筆者對金融結構和經濟增長、經濟波動問題進行了探討。本文思路如下，第二部分文獻綜述，陳述關于經濟增長與金融結構的相關學術成就以及本文參考文獻；第三部分理論分析，從理論上分析金融結構影響經濟增長的路徑；第四部分為結論。
二、文獻綜述
近代關于經濟增長的理論主要有索洛的新古典增長理論，以及圍繞對新古典增長模理論完善發展起來的內生增長理論。關于增長因素分析方面，舒元和徐現祥在《中國經濟增長模型設定1952～1998》中論證，制度原因是AK模型增長理論能夠刻畫我國經濟增長主要解釋。胡文國和吳棟在《中國經濟增長因素的理論與實證分析》一文中分析了影響中國經濟增長的各種因素，同時在設定經濟指標時充分考慮了制度因素。本文中，筆者在以上理論基礎上充分囊括以上指標并將試圖將金融結構因素加進去。
國內學者對金融結構的研究大約始于上一世紀80年代，大體可以總結為金融結構成分分析、金融結構定量實證分析和金融結構優化問題研究這幾個方面。其中，吳超在（2012）《我國金融結構優化和經濟增長穩定性研究》中合理設定了金融結構效率衡量指標，反映了我國國家主導型金融結構的特點。筆者在本文中將金融結構影響視為制度因素之一，希望分析經濟增長中不同因素影響程度，得出更合理的結論。
三、理論分析
（一）理理論基礎
根索洛新古典經濟增長模型（此處不詳述）：
Y（t）=F（K（t），A（t）L（t）） k（t）=sf（k（t））-（n+g+δ）k（t）
L（t）=nL（t） A（t）=gA（t） K（t）=sY（t）-δK（t）
拉莫維茨（1956）和索洛（1957）等提出的增長因素分析表達式：
■-■=α■（t）■-■+R（t）
其中產量（Y），資本（K），勞動（L），勞動有效性（A），折舊率（δ），儲蓄率（s）。
（二）傳導路徑
首先，金融結構通過資本投入變動影響產出。由索洛增長模型我們可以得知，儲蓄率的提高有利于經濟增長。金融機構通過金融結構提供相對于耐用品等實物資產較高的資本回報率，分散投資項風險，滿足人們預防投資動機吸引儲蓄。當儲蓄供給供給，引起儲蓄供求均衡的變動，使得利率變動，進而促進投資變動，從而使資本投入K改變，進一步使產出Y變動。金融機構的運作狀況和金融市場的發達程度以及金融機構和金融市場的效率高低，決定著儲蓄向投資的轉化數量和質量，從而影響著經濟增長。
同時，金融結構通過“勞動有效性”變動影響產出。索洛并沒有對“勞動有效性”具體含義將做出解釋，內生經濟增長理論則提出A代表著研究與開發投入，技術進步，知識積累或者人力資本的觀點。但無論是研發或人力資本的積累，都需要投企業入大量的資本。良好的金融環境有助于企業的外部融資同，同時強有效的金融市場可以通過價格信號引導金融資源投向技術創新項目，提高資本利用效率，減低融資成本。
最后，金融結構通過增長因素貢獻變動影響產出。金融市場的信號作用引導著資本流向技術先進的新型部門，從而促進實體經濟產業升級。根據前文的增長因素分析公式，當K，A，s，g變動時，將引起經濟增長中各因素貢獻率的變化，這一變化的積累使得經濟結構變動，又反過來影響經濟增長。
四、結論
本文從理論的角度分析了我國金融結構與經濟增長間的關系。通過借鑒索洛經濟增長模型，因素分析模型進行了理論分析。利用柯布道格拉斯生產函數，將金融結構作為一種生產要素引入到模型中，建立了相應的模型闡釋了央行抑制加杠桿行為，從而引導實體經濟結構的調整傳導機制。
參考文獻
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