发布时间：2023-03-17 18:01:26
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的金融实证分析论文样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
论文关键词：产业结构调整，金融发展，中部地区
一、文献回顾与问题提出
经济增长与金融发展之间的关系一直是理论界研究的焦点之一。学者们通过大量的理论分析和实证检验肯定了金融发展促进经济增长的观点（Stiglitz(1985)、Levine 和 King(1993) 、Levine和Zervos(1998)）。产业结构的变迁作为经济发展的一个重要标志，相比经济总量的扩张而言，产业结构的优化升级更是决定了一国或一个地区的经济发展的质量、效率和可持续性。于是很多学者将研究的的视角逐渐转入到产业结构与金融发展的联系中，研究的重点主要集中于金融发展所带来的产业结构调整效应。Binh、Park和Shin（2006）研究了不同金融结构对不同技术特征产业的影响，Wurgler (2000)、Fisman和Love (2003)分析了金融配置资本和社会资源的效率如何影响产业发展，这些研究的结论都证明了金融发展对产业结构调整存在积极的推动作用。而另外一些学者则对金融发展与产业结构调整之间互动性展开了探讨（Goldsmith（1969），Rajan和 Zingales (1998)）。
上述国外学者在对众多发达国家、发展中国家所进行的大量实证研究中，却鲜有关于我国的研究，且很少深入研究发展中国家金融发展与产业结构转变的关系。在国内，学者们对我国金融发展与产业结构之间的关系进行了一定的研究。杨琳、李建伟（2002）研究了我国金融结构转变与产业结构升级之间的关联性，并指出金融发展有利于产业结构的调整，而现阶段我国的金融发展相对落后，面对产业结构升级对金融服务提出的更高要求，应加快金融改革。傅进、吴小平（2005）从金融的资金形成机制、导向机制及信用催化机制的角度，分析了金融对产业结构调整的机理。曾国平、王燕飞（2007）理论分析了中国金融畸形发展的非常态模式，并通过实证说明了我国金融发展对产业结构变迁表现出的扭曲效应。史诺平 、廖进中、杨炜娜（2010）基于金融发展与产业结构调整的作用机制，对我国金融发展与产业结构的相关关系和因果关系进行实证研究，其结论显示金融发展与产业结构调整存在长期相关关系，而金融整体发展水平与产业结构调整之间仅存在单向因果关系。
随着经济形势的变化，我国区域经济发展的不平衡性日益凸显出来，各地区产业结构转型升级和金融发展差距不断扩大的问题引起学者们越来越多的关注，有关区域产业结构调整和金融发展之间联系的研究日益增多。范方志、张立军(2003) 通过实证分析了我国东、中、西部地区的金融结构转变与产业结构升级以及经济增长的关系，并指出了中西部地区金融结构转换速度不快金融论文，妨碍了中西部地区产业结构的升级和经济增长，而产业结构升级的滞后，又导致金融业发展缓慢和当地经济发展的落后。杨胜刚、朱红(2007)从中部经济塌陷、金融弱化入手展开研究，研究认为中部地区金融发展有利于促进地区产业结构的优化，但是以国有银行为主的金融部门与实体部门之间不存在有效互动，资金的使用未能实现优化配置。这些研究仍然将重点集中于中部地区金融发展的产业结构调整效应，且并未对产业结构调整对金融发展的影响做进一步研究。中部地区产业结构不合理、金融发展滞后，那么产业结构调整的不合理性是否是造成金融发展滞后的原因？这需要我们进行更为深入的探讨。因此本文拟从产业结构调整入手，试图全面揭示中部地区产业结构调整对金融发展所产生的影响，以期在中部崛起中实现产业结构调整推动金融发展提供可选择的政策建议。
二、中部地区产业结构调整下的金融发展
改革开放以前，受计划经济体制下国家优先发展重工业的战略目标影响，中部地区主要以粮食生产为主的第一产业和以军工、重工业为主的第二产业作为经济发展的主攻方向。而改革开放后，由于国家实行非均衡发展战略，东部沿海地区作为发展的重点带动了整个国家的经济增长，而中部作为国家农业和工业原材料基地的定位却并没有发生显著变化，这一定程度上造成了中部地区产业结构不合理性（如下表1所示）。
表1 2008年我国分地区产业结构比较
全国
中部地区
东部地区
东北地区
GDP占比
100
19.3
54.3
8.6
人口占比
100
27.1
36.7
8.3
工业占比（%）
100
19.02
55.94
8.96
第三产占比（%）
100
17.2
58.22
7.86
三产结构（%）
11.3:48.6:40.1
14.6:50.9:34.5
6.8:51.7:41.5
论文关键词：股指期货，HS300，GARCH模型，TARCH模型
一、引言
股指期货是为了满足管理股票现货市场风险，尤其是系统性风险。股指期货的诞生之初，是为了满足在金融产品收益波动日益加剧的环境下，投资者进行有效避险的需要。自从1982年2月，美国堪萨斯期货交易所(KCBT)首先推出了世界上第一个股价指数期货合约——价值线指数期货合约，上市伊始就受到投资者的广泛欢迎。短短几十年内几乎所有的发达国家都拥有股指期货市场和交易所，甚至亚洲的其他新兴国家。本文主要通过对股票指数期货推出前后的数据进行分析，利用GARCH模型和时间序列说明波动率的变动TARCH模型，为克服GARCH模型的不足，还将引入TGARCH和EGARCH模型，对股指期货对现货市场的影响进行实证分析。
二、数据的选取和处理
1.我国沪深300股指期货简介
HS300股指期货于2005年4月8日正式，由沪深两市A股中规模大、流动性好、最具代表性的300只股票组成，以综合反映沪深A股市场整体表现论文的格式。根据中国证监会（证监函［2010］74号）文件，在2010年4月16日在中国金融期货交易所上市沪深300股指期货合约。
2.数据的处理
本文所选取的数据是2010年4月16日至2010年8月20日HS300股指期货日收盘价(数据来源:中国金融期货交易所)和2009年12月1日至2010年8月20日HS300指数的日收盘价(数据来源:大智慧)，作为本文分析数据。
三、实证分析
1.HS300指数日收益率的描述性统计
由图1知均值0.1106，标准差0.0156，偏度-0.5652，峰度4.1630。 Jarque-Bera统计量为19.0744。由此可见，样本期内该收益率序列尺具有典型金融数据的负偏、尖峰厚尾的统计特征。HS300指数日收益率起伏呈波浪状，具有明显的波动集群性现象，表明收益率序列很有可能存在ARCH现象。
图1 HS300指数日收益率描述性统计量及柱状图
2.HS300指数日收益率的GARCH检验
（1）平稳性检验
建立模型之前必须先对HS300指数日收益率序列进行单位根检验。这里选择ADF ( AugmentDickey-Fuller)检验。通过Eviews软件得到如下结果，如表1所示:
表1 HS300指数日收益率ADF检验结果
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：每一个成功的企业对广告都非常重视，不惜斥巨资进行广告宣传。那么广告支出对企业绩效的影响到底如何？如果广告有效，那为什么还有企业破产清算？通过实证研究探寻广告支出对企业绩效的影响，发现广告支出与企业绩效存在着正相关关系和倒U型关系，继而确定最佳广告支出规模对企业长远发展具有重要意义。
关键词：广告；绩效；非线性
一、前言
当今信息社会，企业无不重视信息工程的建设，努力向外部人传递积极向好的消息，借以扩大产品销售市场或是进行融资。广告是企业进行宣传的手段之一，它正在以一种妖娆的姿态渗透到我们生活的方方面面。广告的形式也呈现多样化，植入式广告这种具有很高的隐蔽性的广告越来越受到企业的青睐。实力雄厚的企业不惜斥巨资邀名人代言以期产生名人效应，推动产品的知名度与影响力。我们不禁要问，广告能在多大程度上提升企业的经营绩效？广告投入是否也遵循边界效益递减的规律？这些是本文将要研究的问题。
二、研究假设
H1：广告投入与企业绩效正相关。H2：广告投入与企业绩效是倒U型关系。
（一）变量设计与研究模型
本文的研究变量主要从企业绩效和广告投入两方面考虑，分别选取了营业收入指标（REVENUE）和销售费用（SALEFEE）。控制变量主要有资产负债率（DA）、总资产周转率（TURNOVER）、总资产（ASSET）。
为了检验假设1和假设2，我们分别建立模型1：REVENUE=α0+α1SALEFEE+α2DA+α3TURNOVER+α4ASSET+ε和模型2：REVENUE=β0+β1SALEFEE+β2SALEFEE^2+β3DA+β4TURNOVER+β5ASSET+ε。α1应该为正，说明企业绩效随着广告投入的增加而增加；β2应该为负，反应销售量随广告支出先增加后减少的趋势。
（二）样本选择与数据来源
本文选择2010年第一季度至2012年第三季度我国沪深两市上市公司的数据为初始样本，并对样本进行了筛选，首先考虑到金融行业的经营模式和盈利来源与其他非金融行业存在较大差别，剔除了金融行业的上市公司，只考虑一般企业的情况；剔除了数据缺失、异常的上市公司。最后本文得到2658个数据。本文所有的数据均来源CCER经济金融数据库，并采用EXCEL和EVIEWS6.0对数据进行了必要的加工和处理。
三、实证分析与结果
（一）描述性统计
本文分别对研究变量和控制变量进行了统计性分析（见表一）。从中我们发现，营业收入均值约为3.55亿元，营业收入总体波动较大，小到19万，大到133亿。销售费用均值为0.191亿元，最小1375元，最大11.1亿元。差距显著，反映不同的企业对销售的重视程度不同。同样，在不同行业、不同企业中资产规模存在较大差异。
表一 各变量描述性统计表
（二）回归方程结果
312本文运用EVIEWS6.0进行了OLS回归分析（见表3）。各系数均通过5%的显著性，模型的拟合度达到88%以上，F值很大，建模成功。从模型1，我们发现销售费用的系数为0.22>0，且显著，符合假设1，表示销售支出每增加1%，企业的营业收入将增加0.22%。同时，各控制变量前的系数均为正，说明它们与企业绩效也存在正向关系。
从模型2，我们看到销售费用的一次和二次项系数均显著，其中二次项系数-0.005
表三 方程回归结果
四、结论与建议
本文的分析证实了广告支出与企业绩效的正相关和倒U型关系。广告支出每提高1%，相应的企业营业收入增加022%。这意味着广告费用并非越多越好，客观存在一个使企业收益最大化的广告支出。
参考文献
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关键词：ST股票；价格泡沫；动态自回归；单位根检验
中图分类号：F832.51 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）26-0195-03
引言
金融资产价格泡沫主要是其在连续时间段突然价格上涨，并形成其价格连续上涨的预期，由此提升其市场价格，其中超出其实际价值部分就是泡沫。随着证券市场的发展，股票泡沫问题逐步显现。
ST股票是中国证券市场上比较特殊的股票群体。截至2013年12月31日，沪深两市A股共有458个股票目前或曾经被特别处理，占目前全部上市股票的比例为24.59%；目前在交易或停牌的ST股票数量为136家，占目前全部上市股票比例为8.9%。ST公司大多经营业绩差、债务负担沉重，其中，多家ST公司资产负债率甚至超过10倍，部分ST公司已无主营业务，公司的营业收入为零。但是，ST板块在市场中交易火爆，价格波动巨大，股价往往呈现出与股指背离的表现。根据Wind咨询统计，截至2013年12月31日，2011年沪深两市A股ST板块平均涨幅超过20%，大幅度超越股指表现，如表1所示。
ST股票背离于市场的表现使其所代表的投机泡沫严重干扰了金融和经济系统的正常运行。因此，研究中国证券市场的ST股票的价格泡沫现象，对于维护证券市场的合理秩序、强化证券监管部门的监管职能、保护投资者合法权益以及构建有效证券市场具有重要的现实意义。本文根据我国股票市场的现实情况，选择合理的度量模型量化我国股票市场ST股票泡沫的程度，并从微观角度解释和分析我国股市ST股票泡沫问题。
一、文献综述
资本市场泡沫相关研究是市场效率、投资者行为等领域研究的热点，相关研究结论总结如表2所示。
以上研究从不同角度采对资本市场整体以及金融资本泡沫问题进行了理论与实证分析。本论文试图在其基础上，更进一步剖析我国证券市场中ST股票价格泡沫的具体情况。
二、我国证券市场ST股票价格泡沫的动态自回归实证检验
（一）研究方法
1.实证研究方法
论文运用动态自回归检验方法实证分析我国证券市场ST股票价格泡沫的现实情况。由此，构建一阶自回归模型：
Pt=θPt-1+εt
其中，θ为股票价格的滞后一阶的自回归系数，εt为随机波动项，服从白噪声过程。对泡沫的检验就是对θ的检验，只要检验其中的θ是否与1有显著差别，其原假设为H0：|θ-1|=0。当θ满足|θ-1|=0时，股价水平处于正常情况，即接受原假设时股价不存在泡沫。若拒绝原假设且θ>1，则ST股票存在泡沫；当θ
进行实证检验时，选择动态的数据段来计算θ值，并对其进行动态一阶自回归检验。
2.价格指标的选择
收盘价是整个交易日内ST股票交易双方博弈的结果，因此，本论文在研究ST股票泡沫时选取收盘价作为价格指标。
同时，考虑到研究对象是ST股票，而整体ST股票的价格水平是以ST板块指数形式来体现的，因此，论文选取ST股票指数（993072）的收盘价格作为研究对象，同时选取上证综合指数和深证成分指数的收盘价作为参考对比指标。
（二）实证数据
论文选取ST股票指数（993 072）、上证综合指数（000 001）以及深圳成分指数（399 001）1991年5月18日―2012年12月31日的日收盘价格对Pt=θPt-1+εt中的θ值进行动态检验。
本论文实证数据获取于Wind资讯、锐思数据库、CCER色诺芬数据库以及“大智慧”股票交易系统数据库。根据日收盘价格分别描绘出ST股票指数（993 072）、上证综合指数（000 001）以及深圳成分指数（399 001）的日数据图（如图1、图2、图3所示），其中，横轴表示数据点对应日期，纵轴表示综合指数的收盘价格。
（三）实证检验结果
1.股市价格泡沫的检验（θ序列检验）
分别对ST股票指数（993 072）、上证综合指数（000 001）以及深圳成分指数（399 001）日收盘价格序列进行动态一阶自回归检验，得到3个θ序列。从检验的结果看，ST股票、上海与深圳股票市场拒绝θ等于1的假设，可以得出我国ST股票存在价格泡沫的结论。依据θ值对1的偏离，可以描绘出ST股票、上海和深圳股票市场的价格泡沫水平，如图4、图5与图6所示。
比较ST板块与沪深两市的泡沫状况与三指数的运行趋势，可以发现：在市场处于快速上行阶段时，存在较大泡沫。就泡沫程度而言，1994年之前市场泡沫最为严重，2006―2007年也存在较大程度的泡沫。
2.ST股票泡沫序列的检验
对于ST股票日均泡沫水平，其与沪深股市泡沫相比波幅显得更大。需要进一步分析ST股票泡沫究竟是理性还是非理性泡沫，本文对其进行平稳性检验。
平稳性检验，本文采用对ST股票泡沫序列进行自相关实证检验，可以得出其序列自相关系数没有迅速趋于0，表明ST股票泡沫序列是非平稳的。
进一步，本文对ST股票泡沫序列进行单位根检验，结果如表3所示。通过单位根检验，可以发现在1991―2012年，ST股票泡沫序列的t检验统计量均小于显著性水平1%的临界值，即在99%的置信水平可以拒绝原假设，序列存在单位根，表明ST股票泡沫序列都是平稳的。
通过实证分析可以发现，结果并不能拒绝原假设。由此可以得出，ST股票泡沫序列存在平稳特征的结论，并可以退出其泡沫为理性泡沫；而当市场处于快速上涨的时期，我国ST股票泡沫属于非理性泡沫。
三、结论
本文针对ST股票指数在1991年5月18日―2012年12月31日的日数据样本，使用动态自回归方法检验我国ST股票泡沫的水平，利用单位根检验方法进一步对其日泡沫序列进行分析，得出以下结论：
第一，我国ST股票长期存在一定程度的价格泡沫，且泡沫水平较高。值得注意的是，在市场指数上升时，泡沫水平会快速上升。
第二，我国ST股票价格泡沫总体上属于理性泡沫，同时也存在非理性泡沫。值得注意的是，非理性泡沫在股价连续大幅上升时表现得更为明显。
ST股票价格泡沫的累积不仅会造成投资者的巨大损失，还会影响证券市场。由于我国股票市场市场机制有待完善、上市公司整体质量有待提高、市场监管有待深化，这些都有可能导致ST股票的市场价格偏离其真实价值，形成股价泡沫。
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陈志刚指出在金融发展问题的研究中，长期以来国内外学者面临一种尴尬：理论与实证研究的分歧。对于这一分歧，人们普遍将之归因于理论的缺陷或实践的偏差。由此引申出金融发展的度量问题，将分歧的产生归因于金融发展度量指标的固有缺陷。并以中国、韩国为例，说明金融深度指标并不是衡量金融发展水平的可靠指示器，单纯以金融深度指标度量金融发展水平存在严重的误导。最后，从金融功能及其作用条件出发，初步构建了度量金融发展的复合指标。2
谭顺福在描述我国第二产业在整个经济中占比最大的现状的基础上，论述了我国服务业在贡献率将会继续上升的变动趋势以及进一步调整产业结构的重要性，并进一步指出加快产业结构调整、优化和升级的措施。3
王志强等根据已有的经验研究中在金融发展指标选择和经验分析方法选取两方面都存在一定的问题，采用带有控制变量的向量误差修正模型（VECM）和格兰杰（Granger）因果检验方法，从中国金融总体发展的规模扩张、结构调整和效率变化3个方面，对中国金融发展与经济增长之间的相关关系和因果关系进行重新检验。经验结果显示，90年代以来中国金融发展与经济增长之间存在显著的双向因果关系。4
李博等认为产业结构优化升级包括结构高度化和合理化两方面的内容，准确测度高度化水平和合理化程度能够为产业结构优化升级过程中的一系列制度变革和政策调整提供依据。他们从分析产业结构优化升级（高度化和合理化）的机制及其与经济增长（非均衡增长和均衡增长）的联系入手，定义了理想情况下产业结构优化升级的最优路径。在此基础上，建立了一套基于静态投入产出模型的产业结构优化升级测度方法，并利用1997、2002和2005年全国投入产出表提供的数据具体测度了这一时期我国产业结构的合理化程度和高度化水平，对产业结构优化升级的趋势进行了分析。结果表明，这一时期我国产业结构的整体合理化程度和高度化水平都有所提高，同时，各产业的实际情况与理想情况仍然存在不同程度的偏差。5
曾国平等从金融发展与产业结构变迁的理论出发，运用中国1952―2005年的时间序列数据，对理论假设进行实证检验。理论和实证结果同时显示了中国金融畸形发展的非常态模式，以致对产业结构变迁表现出的扭曲效应。金融发展整体作用于产业结构的长期效应，就业结构上为第三产业受其影响显著，第一、二产业所受影响仅是名义而非实际的；产值结构上，第一产业所受影响显著，第二、三产业与金融发展长期关系不显著。金融发展不同方面的影响，经济货币化显示了有利地推动作用，金融资源和金融系统资源配置效率的变动则未表现出积极的效果。6
史诺平指出金融体系通过吸收社会分散资金，促进资源的合理配置，引导产业结构向合理化和高度化方向发展。他运用实证分析方法研究了我国金融发展与三次产业结构优化之间的关系，结果显示我国金融发展与三次产业产值变动存在长期相关关系，金融发展与第一产业产值比重的因果关系较弱，第二、三产业产值比重的增长带动了金融发展水平的提升，但金融发展水平并不构成产值比重变动的促使原因。金融发展对第三产业内部行业产值的增长具有促进作用，且银行机构对产值的影响大于资本市场，但金融发展对第三产业内部结构优化所起的作用较小。这一结果表明我国金融发展滞后于经济的发展及产值结构的调整，金融体系的资源配置效率有待提高。他还根据所做研究对如何推动金融发展以促进产业结构优化提出了完善金融体系资源配置职能，加大对实体经济的资金支持；发挥金融政策对产业结构优化的导向作用；加快金融体系的市场化改革，健全市场竞争机制；积极完善金融体系结构，促进金融功能发挥等建议。7
韩立岩等参考Jeffrey Wurgler的方法，使用我国39个工业行业的数据度量了90年代隔年资本配置效率，发现从1991年到1999年资本配置效率的年平均值为0.05204，属于较低水平；并且F检验的结果表明：多数年份行业资本流动与其盈利能力无关。他还以金融市场的各个运行指标为解释变量对资本配置效率进行回归，发现我国股票市场规模与资本配置效率负相关，股市流动性与资本配置效率显著负相关，信贷市场规模与资本配置效率负相关，银行和股市在以不同的机制促使资本配置效率下降。最后，通过线性回归模型，说明股市在以一种传导效应使银行的经营不断恶化。8
陈时兴采用了1982-2010年期间中国信贷融资、证券融资和产业结构升级的研究样本，对金融支持产业结构升级进行了计量研究。研究结果表明，中国信贷融资、证券融资与产业结构升级之间存在短期波动和长期均衡关系，信贷融资与证券融资都是产业结构升级的Granger原因，但证券融资支持产业结构升级明显不足，因而在金融产业政策选择上，应加快推进证券融资发展，同时改善信贷融资结构，充分发挥两者共同促进产业结构优化升级的积极作用。9
张梅运用产业结构理论、资本理论、投资理论、现代金融发展理论等多学科理论，建立了金融发展作用于产业结构升级的理论框架，在梳理考察国内外产业结构理论、金融发展理论研究成果的基础上，分别从金融发展的多个方面研究了金融发展对产业结构升级的作用机理和效应，并实证分析了我国金融发展对产业结构升级的影响，得出金融中介、证券市场是推动产业结构升级的重要渠道，开放性政策金融与产业升级呈正相关关系，技术创新也对产业升级起着关键性作用等结论。10
资金是保证产业结构调整、促进产业升级的直接推动力。随着我国市场经济的完善，我国的投资格局己经由过去的财政主导型过渡到金融主导型。她围绕金融发展对产业结构调整的作用这一主题，运用产业结构理论、资本理论、投资理论、金融发展理论等多学科理论，以金融发展为主线，建立了金融发展作用于产业结构调整的理论框架，在梳理考察产业结构理论、金融发展理论研究成果的基础上，提出了一个理论模型；并运用协整检验、格兰杰检验、误差修正模型、主成分分析等多种方法，实证分析了我国金融发展对产业结构调整的影响。主要得出以下结论：1、以银行信贷为核心的金融中介对产业调整起着重要的推动作用，尤其是在间接融资主导型国家，产业结构调整受到银行信贷结构的直接影响。2.以股票市场为代表的证券市场是促进产业调整的重要渠道。股票市场通过增量和存量两个方面影响产业调整，即通过企业上市为新兴产业募集资金，并通过并购等手段，促进朝阳行业的成长和夕阳产业的退出。鉴于我国股票市场发育尚不完善，其产业结构调整效应尚未表现出来。3、金融创新是推动金融发展的动力源，对产业结构调整起着重要作用。金融创新主要通过增量调整影响产业结构调整。鉴于我国存在一定程度的金融扭曲，金融创新对产业结构调整有一定作用，但其效应尚未完全表现出来。最后，在此基础上，她提出了一些政策建议：1、深化金融体制改革，促进金融中介发展；2、发展证券市场，优化资源配置；3、推进金融创新，矫正金融扭曲。11
王志波利用2002年和2007年中国42部门投入产出表，定量分析中国产业结构的现状与变动情况，并利用基于投入产出技术的归因矩阵模型定量分析了拉动总产出增长的影响因素和引起产业结构变动的影响因素，最后解释产业结构变动和影响因素变动的原因与政策含义。12
张立军等从理论上探讨了金融结构转变与实体经济部门产业结构升级之间的关联机制，然后具体实证分析了1978-2000年中国东、中、西部地区的金融结构转变与产业结构升级以及经济增长的关系，并提出了相关的政策建议，以实现区域经济协调发展。13
早在1912年，熊彼特在《经济发展理论》一书中指出金融体系的发展对经济运行具有积极意义，他认为金融机构的运行可以提高资本的配置效率，使资本配置到创造价值能力高的实体中区。同时又可以消除在这其中的道德风险，进而减少转移成本。以后的研究表明，在经济运行中，金融体系的发展水平确实起着至关重要的作用。14
钱纳里和塞尔昆在《发展的型式，1950-1970》一书中，对101个国家1950-1970年的统计资料进行分析，构造出经济发展不同阶段所应对应的产业结构，并且认为在经济发展的不同阶段，应存在着不同的产业结构与之对应，否则表明产业结构存在偏差。15
Goldsmith在《金融结构与金融发展》一文中明确提出了金融结构理论，认为金融发展是指金融结构的变化，一国现存的金融工具与金融机构之和构成了一国的金融结构。运用35个国家1860一1963年间的数据进行统计分析表明，经济越发达、金融体系越完善、FIR值越高、银行资产在金融机构全部资产中的占比会下降、非银行金融机构越重要。16
Jeffrey Wurgler以行业间资本的流动为研究对象，提出了定量化描述资本配置效率的方法，并且发现与发展中国家相比，发达国家之所以发达并非是由于它吸收了更多的投资，而是由于发达国家的资本配置效率明显比发展中国家赖德高。即发达国家的金融市场信息更完全，能够对高成长行业对于资金的需求做出迅速反应，而又能从低成长的行业中及时撤出资金，而发展中国家则在更大程度上滥用了资金。从中可见国与国之间资本配置效率之所以不同，金融市场（信贷市场和股票市场）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，都一致显示金融发展对经济增长中的资源配置和结构变动具有重要作用。Levine认为金融体系结构的差异不能影响两个国家总量增长差异，但能影响不同工业部门的增长；也就是说金融结构影响了产业结构。18
参考文献
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作者简介
庞沁馨（1990―），女，教授。研究方向：数量经济学。
基金项目
关键词：现资组合理论，CAPM理论，APT理论，发展趋势
一、现资组合理论、CAPM理论、APT理论之间的内在逻辑联系
1、资本资产定价模型是现资组合理论的简化模型。
现资理论是由马科维茨在1954年提出的，但其计算过程在当时还是过于复杂，因为要估算各个证券的预期收益率，方差及协方差，然后要利用二次规划计算出有效前沿，最后要根据投资者的效用函数计算最优的投资组合。虽然当时已经有计算机，但以当时的计算机运行速度，得出一个结果需要运行很长的时间，且费用也是相当高昂的。而且在确定最优的投资组合时要用到投资者的效用函数，而对于投资者自身来讲，准确度量其效用是不可能的。因而最后得出的最优组合就有很多种，并且不能确定究竟哪一个组合是最优的。
2、资本资产定价模型是APT理论的一个简化形式吗？
一般的观点认为CAPM模型是APT模型的简化形式。他们认为CAPM模型就是单因素的APT模型。但是笔者认为，这种认识是不确切的。单因素APT和CAPM之间主要存在3个方面的区别:
1、APT模型依赖的前提假设是，在一个理性的市场中，套利会排除任何错误定价以保持市场均衡。CAPM是基于效用理论和风险规避理论建立风险收益关系，这就使得CAPM相对于APT缺少直观感受基础。
2、CAPM模型依赖的是市场组合，而APT并不依赖不可观测的市场组合，用可观测的股票指数组合代替即可。
3、CAPM它的推导过程显示，所有的交易证券依赖于自己的风险收益线，即证券市场线。而APT只保证多样化的投资组合在这条线上，而单个证券可能是分散的。尽管证券系统地偏离APT的风险收益线是不可能的，但有可能出现小的误差。
二、现资组合理论、CAPM理论、APT理论的最新发展
（一）、现资组合理论的发展
在现资组合理论方面，笔者认为最主要的发展还是在于计算软件和计算方法方面的创新。随着计算机技术的发展，我们已不必像马科维茨那样，利用那样古老的计算机语言FORTURN，编制复杂的计算机程序，经过长时间的运算来求解有效前沿。现在，我们可利用MATLAB软件中的金融工具包进行编程，有效前沿很容易就可求出，而且速度很快。在计算有效前沿的方法中，遗传算法是目前比较热门的一种方法。该方法同样可以通过MATLAB编程实现。当然，采用枚举法，利用EXCEL软件来求解有效边界也是可行的，只是繁琐了一些。上文中提到的CAPM理论也是现资组合理论的一个非常重要的发展，在此不再赘述。
（二）、CAPM理论的最新发展
对CAPM模型的发展主要是放松CAPM模型的假设条件之后所进行的一些分析。比较著名的要数布莱克零贝塔CAPM模型和默顿的跨期CAPM模型，当然也有行为资本资产定价模型。在这里，笔者仅简单介绍一下布莱克零贝塔CAPM模型。
布莱克零贝塔CAPM模型。
1972年7月，布莱克在《商业期刊》上发表了《有借款限制的资本市场均衡》一文，提出了零贝塔的CAPM模型。论文参考网。该模型如下：
其中是零贝塔组合的期望收益率，是风险溢价。
零贝塔CAPM模型主要是用零贝塔组合的期望收益率代替无风险利率。
因为CAPM模型的假设条件之一投资者借贷利率都相等。但实际情况并不是这样，通常借款的利率比贷款高。布莱克放松了原CAPM模型的这个假定。零贝塔CAPM模型虽避免了对“以无风险利率借款和贷款”这一虚拟情况的依赖，但是，它仍然不能反映所有的投资者面临的现实世界，因为它要求可以无限制地卖空，而这一点并非每一个人都做得到。论文参考网。
（三）APT理论的最新发展
APT模型并没有具体给出影响股票收益率的影响因素。因此，不同的金融学家使用不同的模型对APT模型进行了检验。APT假设证券收益率是由一个线性的单因素或者多因素模型所决定的。在这样一个收益的决定方式下，预期收益率和因素风险之间的关系大致上是线性的。
三、发展趋势
在Fama&French研究之后，研究金融资产定价的学者们现在所从事的工作就如同在爱因斯坦之前的牛顿物理；认识到之前的预期很不充分，只有等待和寻找一个完全弄明白市场的理论的出现。
很多人都说，投资不仅仅是一门学问，更是一门艺术。论文参考网。我想，其中的艺术性可能就体现在效用函数的计量问题上，更准确地说是在投资者风险厌恶系数的估计上，当然，估计各类资产的预期收益率和协方差矩阵也属此范畴。此外，就是金融学家们一直都在寻找一种投资组合管理的科学有效方法，但往往是只有苦苦寻觅的过程而没有最终的结果。很多情况下我们只能得到一种近似的方法。金融学的研究中是包含了很大一部分社会科学的内容。对于社会科学来讲，要想对某一理论或学说进行检验的话，如果模拟起来不太现实而且成本巨大的话，那么找些数据进行实证分析是最有效的。但金融学家在挖掘数据和进行实证检验的时候，往往是分析了成千上万组数据，好不容易找到了一条“规律”，不过没过多久就发现这条规律失效了。现在很多金融学家的研究都转移到行为金融方面去了，因为他们认为许多金融现象或者说“谜团”用传统的经典金融理论是很难解释的，而应用一些心理学的理论则可以较好地解释。我认为真正能指导投资者进行投资决策的还是传统的经典金融理论，绝不应该因为在这方面难以有所突破就不在这上面继续研究。恰恰相反，我们更应该在这上面倾注热情与勤奋，只有这样，才能真正有所突破。
参考文献
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2、[美]罗伯特?豪根.现资理论（第五版）[M]. 北京：北京大学出版社.2005.3.
3、[美]弗兰克?法博齐.投资管理学[M].北京:经济科学出版社.1999.9.
4、[美]Douglas Hearth.现资学[M].北京:清华大学出版社.2005.3.
【关键词】经济增长 金融结构 货币发行量 “经济学”
一、引言
越来越多的学者关注于中国经济增长的可持续性，中国经济结构升级已经成为学术界最热烈讨论的话题之一。近期，央行坐视银行间市场出现钱慌，未循惯例予以救援，表明政府已决心牺牲一定的经济增速，以求抑制乃至逆转加杠杆行为，从而引导实体经济结构的调整。刘海影刊文指出这一举措的底线是“不发生财务金融危机”，压迫实体经济去产能的政策并未考虑到信贷扩张背后的制度性约束与实体经济根源，在没有纠正实体经济结构性问题之前对货币金融体系动刀，有可能导致事先没有预料到的、不可控的后果。
为了验证上述政策生效的可能性，笔者对金融结构和经济增长、经济波动问题进行了探讨。本文思路如下，第二部分文献综述，陈述关于经济增长与金融结构的相关学术成就以及本文参考文献；第三部分理论分析，从理论上分析金融结构影响经济增长的路径；第四部分为结论。
二、文献综述
近代关于经济增长的理论主要有索洛的新古典增长理论，以及围绕对新古典增长模理论完善发展起来的内生增长理论。关于增长因素分析方面，舒元和徐现祥在《中国经济增长模型设定1952～1998》中论证，制度原因是AK模型增长理论能够刻画我国经济增长主要解释。胡文国和吴栋在《中国经济增长因素的理论与实证分析》一文中分析了影响中国经济增长的各种因素，同时在设定经济指标时充分考虑了制度因素。本文中，笔者在以上理论基础上充分囊括以上指标并将试图将金融结构因素加进去。
国内学者对金融结构的研究大约始于上一世纪80年代，大体可以总结为金融结构成分分析、金融结构定量实证分析和金融结构优化问题研究这几个方面。其中，吴超在（2012）《我国金融结构优化和经济增长稳定性研究》中合理设定了金融结构效率衡量指标，反映了我国国家主导型金融结构的特点。笔者在本文中将金融结构影响视为制度因素之一，希望分析经济增长中不同因素影响程度，得出更合理的结论。
三、理论分析
（一）理理论基础
根索洛新古典经济增长模型（此处不详述）：
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）
拉莫维茨（1956）和索洛（1957）等提出的增长因素分析表达式：
■-■=α■（t）■-■+R（t）
其中产量（Y），资本（K），劳动（L），劳动有效性（A），折旧率（δ），储蓄率（s）。
（二）传导路径
首先，金融结构通过资本投入变动影响产出。由索洛增长模型我们可以得知，储蓄率的提高有利于经济增长。金融机构通过金融结构提供相对于耐用品等实物资产较高的资本回报率，分散投资项风险，满足人们预防投资动机吸引储蓄。当储蓄供给供给，引起储蓄供求均衡的变动，使得利率变动，进而促进投资变动，从而使资本投入K改变，进一步使产出Y变动。金融机构的运作状况和金融市场的发达程度以及金融机构和金融市场的效率高低，决定着储蓄向投资的转化数量和质量，从而影响着经济增长。
同时，金融结构通过“劳动有效性”变动影响产出。索洛并没有对“劳动有效性”具体含义将做出解释，内生经济增长理论则提出A代表着研究与开发投入，技术进步，知识积累或者人力资本的观点。但无论是研发或人力资本的积累，都需要投企业入大量的资本。良好的金融环境有助于企业的外部融资同，同时强有效的金融市场可以通过价格信号引导金融资源投向技术创新项目，提高资本利用效率，减低融资成本。
最后，金融结构通过增长因素贡献变动影响产出。金融市场的信号作用引导着资本流向技术先进的新型部门，从而促进实体经济产业升级。根据前文的增长因素分析公式，当K，A，s，g变动时，将引起经济增长中各因素贡献率的变化，这一变化的积累使得经济结构变动，又反过来影响经济增长。
四、结论
本文从理论的角度分析了我国金融结构与经济增长间的关系。通过借鉴索洛经济增长模型，因素分析模型进行了理论分析。利用柯布道格拉斯生产函数，将金融结构作为一种生产要素引入到模型中，建立了相应的模型阐释了央行抑制加杠杆行为，从而引导实体经济结构的调整传导机制。
参考文献
[1]舒元，徐现祥.中国经济增长模型设定1952-1998[J].经济研究，2002，（11）.
[2]胡文国，吴栋.中国经济增长因素的理论与实证分析[J].清华大学学报，2004，（4）.
