民營經濟與金融發展論文范文

本站小編為你精心準備了民營經濟與金融發展論文參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

一、理論說明及文獻回顧

金融發展對居民收入影響的研究逐漸成為近年來學者們爭相研究的一個熱點。這個方向的研究大致可以分為兩類：一是直接研究金融的發展對居民收入的提升作用，包括對不同人群的提升作用；二是研究金融發展對我國收入差距的影響作用。在前一類研究中，BeckT,Demirgue-Kunt和RossLevine（2004）的研究發現，在金融自由化過程中，金融的發展有利于促進低收入階層的收入提高。郭志儀，趙小克，景文宏（2012）等人通過建立VAR模型，采用協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗等計量方法對甘肅省1978～2011年的數據進行了實證檢驗，研究發現長期內甘肅農村居民收入和金融發展及經濟增長顯著相關。然而，溫濤等人（2005）的研究指出，在我國農村金融抑制和城市金融深化同時存在，由于農村金融資金未能為農村發展服務，金融發展抑制了農民收入的增長。有相似結論的還有劉開華等（2013）的研究，他們運用SYS-GMM方法進行實證分析，發現金融發展對城鎮居民收入增長的促進作用遠大于農村居民收入的增長。在第二類研究中，一個重要結論是，由于人們利用金融工具具有一定的成本和門檻，一些收入較低的居民因此對金融工具的使用遠遠低于高收入者，因此金融的這種發展事實上會拉大收入差距。這個觀點得到了一些學者的驗證，例如DeGregorioandKim（2000）和孫永強，萬玉琳（2011）等。

二、建立模型與變量說明

（一）模型建立民營經濟通過帶動就業和再就業，優化勞動者工資和勞動效率之間的關系來提升我國居民的可支配收入，金融通過其資產保值和增值來影響居民的收入水平。為了能進行對比分析，我們把經濟增長這一對居民收入增長更為根本的影響因素也納入模型里。同時，由于我國各項經濟指標近十幾年來一直表現為正向增長，直接對絕對量進行時序數列回歸難以撇開共同趨勢項的干擾，因此我們使用各項因素的增長速度作為解釋變量和被解釋變量，并建立多元線性回歸模型。

（二）變量定義及數據說明1.居民可支配收入的增長率（INri）。由于在統計口徑上我國對農村和城鎮居民分別采用不同的處理方法統計他們的可支配收入，本文通過城鄉居民各自人口總數分別乘以城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入來獲得我國居民可支配總收入額，進而推算出可支配總收入額的增長率。2.民營經濟增長率（PECOri）。如前文所述，民營經濟的主體是私營企業和個體工商業，因此本文采用私營企業和個體工商業的注冊資本總額來表示民營經濟，并直接通過這一總額推算出其增長率來表示民營經濟增長率。3.金融行業增長率（FINri）。考慮到我國金融行業里銀行、保險公司、股票證券三者鼎立的現實情況，本文選用銀行儲蓄余額總額、保險費總額以及我國股市總市值三者之和與我國總人數的比值作為衡量我國金融行業發展的指標，并用該指標直接推算出其增長率來表示金融行業增長率。4.GDP增長率（GPDri）。GDP一般由國家進行核算，所以本文直接引用國家統計局公布的GDP指數來表示GDP的增長率。本文主要采用了1990～2012年相關經濟年度時間序列數據，數據來源為對應年份的《中國統計年鑒》、《中國私營經濟統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》。回歸軟件采用Eviews6.0。

三、統計檢驗及回歸結果分析

（一）單位根檢驗檢驗方法為ADF檢驗，檢驗結果如下。由表1可以看出，除了金融增長率以外的其它指標均是非平穩的，沒能通過單位根檢驗。而對各指標一階差分后，均通過了平穩性檢驗，且顯著性較強。因此，對模型中的各個指標進行一階差分。

（二）異方差檢驗我們對模型先進行一次嘗試性回歸，以方便我們對模型的異方差進行檢驗。殘差的white檢驗結果顯示異方差的確存在， 檢驗結果如表2：我們采用加權最小二乘回歸對異方差進行消除，根據通常做法權重系數設定殘差絕對值的倒數，即Weightingseries=1/ABS(RESID)。

（三）自相關性、協整檢驗及方程的擬合度等檢驗。加權回歸后殘差做white的檢驗較顯著的獲得了通過。下表是方程回歸結果。表3顯示，兩組數據其方程的擬合度均比較顯著分別為0.946和0.752。模型方程F檢驗也獲得了顯著通過。從D.W統計值來看，兩個方程的D.W值都很接近2，在本文的樣本容量為22和自變量為3（差分后的有效數據）的情況下我們可以判斷在兩個方程中均幾乎不存在自相關。最后我們要對方程的協整性進行檢驗，檢驗結果如下：表4的檢驗結果顯示，兩個方程分別在1%和5%的顯著水平下通過檢驗，方程是協整的。

（四）回歸結果分析首先，民營經濟的增長與城鎮居民收入的增長呈現高度正相關，從回歸系數來看民營經濟的增長率提高1%，將帶動城鎮居民可支配收入多增長0.15%。金融增長率和城鎮居民可支配收入的增長的相關系數為0.008，說明金融的發展的確能帶動居民收入的提升，但是目前提升作用還有很大的潛力可以挖掘。同時，盡管相關系數上顯示，GDP每加快增長1%將帶動居民可支配收入增長提速0.0096%，是正相關，但是我們不得不承認這種相關關系是很微弱的，這說明城鎮居民收入增長速度的確沒能跟上GDP增長速度。其次，雖然回歸系數顯示金融的發展抑制了農村居民的純收入的提升，二者相關系數為-0.0225，但是這種抑制作用并沒有通過顯著性檢驗。至少我們可以確定一點，金融的發展的確還沒能給廣大的農民帶來財富的增值。GDP的增長雖然也提升了農村居民純收入的增加，二者相關系數為0.0068，但是這種提升效果和提升強度遠遠落后于民營經濟的發展；同時，GDP的增長對農村居民純收入的提升強度要弱于對城居民可支配收入的提升。相關系數顯示，當民營經濟增長提速1%，農村居民純收入將提速將近0.25%,這是相當可觀的。從模型的這兩組回歸結果上可以看出，相對城市居民農村居民在提高收入上處于明顯弱勢。一是我國經濟資源的配置明顯偏向城市；二是農民可以用來提升其收入的途徑相對有限，這也意味著他們提升收入時更面臨更大的風險。總的來說，回歸結果再次印證了我國經濟發展與居民收入增長不相協調的問題。模型回歸較好的證實了民營經濟的發展“富裕城鄉群眾”這一令人為之振奮的經濟現實。本文回歸結果中關于金融發展與居民收入增長關系的結論與郭志儀，趙小克和景文宏（2012）研究結果不一致，我們的結論跟個接近溫濤等人（2005）的結果即金融未能支持農村居民收入的增長；這在一定程度上也呼應了孫永強，萬玉琳（2011）等的研究結果，即我國現有不合理的金融結構拉大了城鄉居民收入差距。

四、結論及相關建議

一是民營經濟的增長在很大程度上提升了我國居民可支配收入的增長速度，并且對農民純收入的提升作用大于城鎮居民。這給我們的啟示是民營經濟的確很好的吸收了我國尤其是農村的富余勞動力；為居民收入的增加帶來了強勁的動力；更多的讓居民共享了經濟發展的成果。民營經濟在直接解決失業、無業人員就業的同時，也為我國勞動力的流動帶來了巨大的方便，勞動力流動的自由和職業選擇的自由無疑為居民提升個人收入、實現自我價值帶來了巨大的契機。然而，我們不得不承認，民營經濟在發展過程中也遇到了諸多的瓶頸與現實的阻礙，比如政府對我國市場經濟的過度干預，使得一些民營企業判斷經濟更為困難以及中小企業融資難的問題。這就要求我們要加大對民營經濟的扶持力度，為它們營造更公平有效的市場環境。二是金融的發展對居民收入的提升作用還有待改善和挖掘。本文的回歸結果說明，目前我國金融的發展對居民收入提升作用總體上還弱于理論上可以發揮的貢獻。這可能是由于我國金融的發展雖然總量已經較高，但質量還不夠優化。我們知道，農村、農民事實上能接觸到的金融理財工具還是很有限的；農民的積蓄存款也只有很少一部分用來建設和完善農村市場，這說明是我國金融資源在區域配置上的不合理。我們還能明顯的看到，即使在城市，我們的居民也只有很少的金融理財方向可以選擇，這說明我們的金融資源在金融產品配置上的不合理。如何更為合理的配置我國的金融資源既是學者們亟需研究的課題，也是我們管理者需要努力的方向。三是從國民收入結構上看，經濟的增長和居民收入增長速度上的非和諧發展雖有改善趨勢，但本文回歸結果顯示二者的差距依然還很值得關注。這就要求我們對我們現有的收入分配制度進行優化和改革，只有人民的收入增長符合經濟的發展了，居民財富真實的增長起來了，居民消費才能快速崛起，從而帶動我國經濟的轉型，開啟新一輪國家經濟快速上升周期。同時，我們也要注意到，在我國實行市場經濟的條件下，國家經濟的優化不能僅僅寄托于政府的改革或行政措施。適當調節經濟運行中的相關因素，使經濟的各個方面處于較為均衡、較為和諧的狀態，針對時下經濟情形有針對的加強所需因素的發展，最終達到讓市場承擔更多的經濟調節作用，分擔政府負擔是我們應該努力的方向，這也正是本文研究的目的。

作者：趙中華梁媛單位：北京理工大學