大数据金融总结{整理5篇}

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大数据金融总结范文第1篇

一、引言

金融体系与经济增长之间的关系，很早就受到学术界的关注并对进行了较为详细的研究。无论是早期的研究者如Goldsmith（1969）、McKinnon（1973）、Shaw（1969），还是近期的一些学者，如Stiglitz（1985）、Mayer（1990）、Levine和King（1993）、Levin（1997）等，一致认为金融体系在经济发展与增长中起着关键的作用。随着理论研究的深入，研究者不仅试图对金融发展和经济增长之间的关系进行重新演绎，而且开始关注金融体系内部结构的演变，在经济发展和经济增长中的作用。

金融结构在经济增长过程中之所以重要，是由于实体经济活动对金融服务的要求是多种多样的，而不同的金融中介及其代表的融资方式在金融服务方面具有各自的比较优势。因此，合理的金融结构可以更好地满足企业的融资需求，促进行业增长。本文通过金融体系与经济发展和增长之间相互关系的模型对我国工业1999―2010年的面板数据进行分析，初步证明了金融结构对工业增长的重要性。

二、理论分析和研究假设

金融体系对经济发展和增长的作用，需要通过它是否满足了实体经济的需要来判断。当行业的产业规模结构与本国的资源禀赋结构相适应，其产品竞争力较高，如果要更好地发挥资源禀赋这一比较优势，还需要更有效的融资渠道。由于不同的产业企业在规模等方面存在很大差异，同时，不同的金融机构和中介在提供不同的金融服务上各具比较优势，因此，相对于不同的产业结构就会形成不同的金融结构。

Demirguc-Kunt、Feyan和Levine（2011）运用了大规模的跨国界样本数据，探索金融结构与最优金融结构的偏离程度与经济发展之间的关系。计算出每年每个国家的最优金融结构和“金融结构缺口”，即实际金融结构和最优金融结构之差的绝对值的自然对数。并发现，在截然不同的经济发展阶段都有与之对应的最优金融结构，即使在设置了包括银行业和证券市场的发展水平的一些控制变量之后，金融结构缺口与经济活动仍显示出显著的负相关。另外，偏离最优金融结构对经济的影响很重要，偏离一个标准差将使经济产出下降6%。

根据上述观点，本文提出以下研究假设：

假设H1：若我国工业以大型工业为主（行业平均规模较大），则市场主导型金融结构更有利于行业增长。反之，若我国工业以中小企业为主，则银行主导型金融结构更有利于该行业的增长。

假设H2：金融结构缺口（实际金融结构和最优金融结构之差的绝对值的自然对数，反映了实际金融结构和最优金融结构偏离程度）与工业增长负相关。

通过对我国31个省市1990―2010年金融结构和工业行业的面板数据进行协整检验和回归分析，检验上述理论假设。

三、实证分析

1.模型设定和数据说明

检验假设H1的计量模型为：

（1）

检验假设H2的计量模型为：

（2）

其中，αi γi是截距，βj ηj为待估计系数，αit ωit为误差项。下标i代表省市，t代表时间。模型中，Industry为1999―2010年各省市工业总产值，Finstr为由Levine（2000）定义的金融结构，即融资结构（股票市场总市值和银行各项贷款总额之比）。Strls为金融结构指标Finstr与工业企业平均规模LS的交叉乘积项。以工业企业全部从业人员平均人数代表工业企业平均规模的大小。Finstrgap为Demirguc-Kunt、Feyan和Levine（2011）定义的金融结构缺口，反映了实际金融结构和最优金融结构偏离程度。

需要关注的是β1、β2、η1的估计符号和统计显著性。如果假设H1是正确的，那么β2的符号应该为正且在统计上显著。Finstr反映的是金融结构对工业的影响。按照银行主导论，它的符号β1应该为负；按照市场主导论，它的符号应该为正；而金融服务论和法律金融论预期它的估计系数在统计上并不显著。Finstrgap的系数η1反映的是金融结构缺口对工业增长的影响，如果假设H2是正确的，η1的符号应该为负且在统计上显著。Control为控制变量，用来控制其他一系列可能会对工业增长产生影响的变量，包括TA：工业企业资产总额；TD：工业企业负债总额。

本文使用的数据来源于《中国工业经济发展年鉴》、《中国统计年鉴》和国泰安数据库。为消除通货膨胀的影响，所有数据（包括控制变量）均以1999年为基期，通过各省市CPI将价值型变量转化为实际型变量。表1列出了对主要变量的描述性统计结果。从表中可以看出，各省市的金融结构之间的差别还是很大的，这可顺利地考察金融结构对工业增长的影响。

2.单位根检验

由于面板数据综合了来自时间序列和横截面的信息，用非平稳时间序列建立回归模型极有可能产生“伪回归”问题。因此，在对面板数据进行实证分析前，需对数据进行单位根检验。本文单位根检验选用LLC和PP?Fisher这两种方法来判断数据的平稳性。检验结果如下：

3.协整检验

本文使用Pedroni协整检验方法对方程（1）和方程（2）进行协整检验。表3中对方程（1）协整检验的7个统计量中有4个拒绝原假设，对方程（2）协整检验的7个统计量中也有4个拒绝原假设，表明Industry和Finstr Strls TA TD之间存在协整关系，Industry和Finstrgap TA TD之间也存在协整关系，因此可以在原计量模型的基础上进行回归分析。

4.回归分析

回归结果（1）中列出了对方程（1）基本解释变量的估计结果。Finstr的估计系数显著为负，这符合银行主导论的观点。同时Strls的系数在5%的统计水平上显著为正，初步验证了假设1。回归结果（2）为方程（1）加入了控制变量TA和TD后的估计结果，Finstr的系数仍然显著为负，同时Strls的系数仍然显著为正，进一步验证了假设1。另外，资产总额的系数显著为正，说明较高的资产总额对工业增长有明显的正面的影响，负债总额的系数显著为负，说明较高的负债总额对工业增长有明显的负向影响。回归结果（3）列出了对方程（2）基本解释变量的估计结果，Finstrgap的估计系数显著为正，与假设2不符合。回归结果（4）是方程（2）加入控制变量后的估计结果，Finstrgap的估计系数显著为负，验证了假设2，同时符合Levine（2011）的观点，即金融结构缺口与经济活动显著负相关。

大数据金融总结范文第2篇

【关键词】京津冀地区 金融发展 经济增长 面板数据模型

一、引言

2015年4月中央政治局会议审议通过了《京津冀协同发展规划纲要》，同时指出京津冀协同发展已成为重大国家战略。京津冀地区地理位置优越，资源丰富，已成为国民经济新的增长点。京津冀经济协同发展中的产业转型、产业转移、机构外迁等都涉及资本的流动和资金的支持，且京津冀各地区的经济发展水平和金融发展水平差异较大，因此实现京津冀协同发展就有必要了解在京津冀地区经济发展中金融发展扮演了什么角色，两者之间具体的数量关系如何？了解两者之间的具体数量关系，不仅有利于京津冀地区经济和金融的协同发展，还能够为政府制定具体的金融政策提供有力的依据。

二、文献综述

自20世纪初以来，国内外经济学者对金融发展与经济增长的关系进行广泛且深入的研究：

国外学者对两者之间的作用方向和大小进行了大量的理论和实证研究。Schumpeter（1912）[1]在《经济发展理论》中提出金融中介效率是经济增长的原动力。Goldsmith（1969）[2]研究发现经济增长与金融发展是同步进行的，Mc Kinnon（1973）[3]和Shaw（1973）[4]论述了“金融深化”与“金融抑制”问题，建议发展中国家实施金融自由化政策，解除金融抑制。三位学者研究成果形成金融发展理论，证实金融发展既对经济增长产生影响又受到经济增长的影响。King和Levine（1993）[5]在Goldsmith（1969）的基础上研究金融中介、金融发展初始水平与经济增长之间的关系，发现金融中介功能和规模的发展促进经济长期增长，而金融发展初始水平差异能够解释经济增长的部分差异。

国内学者对于两者之间的关系研究主要集中在实证分析，近些年来，国内研究视角开始转移到^域金融发展与经济增长关系上来。周立和胡鞍钢（2002）[6]采用Levine和King的研究思路，研究发现金融发展差距可以解释部分地区经济增长的差异。闫屹（2009）[7]和邵明波（2009）[8]分别研究了环渤海区域的金融发展与经济增长的关系，发现各地区金融发展不同程度上影响地区经济增长。崔寅生和王重润（2010）[9]也对此进行研究发现金融资产总量的增加以及金融中介效率的提高对经济增长推动作用最大。阚景阳和祁文辉（2015）[10]研究发现河北省金融发展和经济增长之间存在着长期协整关系。

基于自2015年起京津冀协同发展已成为重大国家战略的事实，本文将研究视角定位于京津冀地区金融发展与经济增长的关系，分析和阐述京津冀三个地区两者的具体数量关系，从而为京津冀地区金融和经济协同发展提供政策参考和理论支持。

三、金融发展与经济增长关系的理论分析

经典的新剑桥增长模型和AK内生增长理论都强调了资本是经济增长的源动力，对经济持续增长起着决定性的作用，而金融发展在资本的形成过程中起着重要的作用。在现代经济发展过程中，两者也是相互促进、相互联系。金融发展与经济增长之间作用机理如下：

金融发展对经济增长的作用表现在三个方面：金融发展主要是通过金融的基本功能、金融机构的经营运作来促进储蓄转化为投资，提高资本的配置效率，影响居民储蓄率，从而推动经济的发展。第一，金融的基本功能就是为经济增长提供最重要的资金支持，同时也为经济发展提供各种便利条件。第二，金融机构的经营运作提高储蓄向投资转化的效率，提高资本的配置效率，促进经济的快速增长。第三，金融行业自身的发展，使金融行业的产值增加，直接为经济做出了贡献。

经济增长对金融发展的作用表现在两个方面：第一，金融本身伴随经济的发展而产生的，也是伴随经济发展而发展的。经济增长带来收入的增加，收入增加导致居民的储蓄增多，从而导致金融机构的金融规模的增大，所以经济的增长也必然会带来金融的发展。第二，经济发展的不同阶段对金融的需求也是不同的，因此决定了金融发展的规模、结构和效率。

四、金融发展与经济增长关系的实证研究

（一）理论模型的设定

在众多金融发展与经济增长关系的理论模型中，King和Levine（1993）所提出的模型应用最为广泛。模型以金融相关比率（FR）、金融中介效率（FE）、金融储蓄结构（FS）三个指标来研究金融发展各指标对经济增长产生的影响。具体模型如下：

Yit=Cit+β1FRit+β2FEit+β3FSit+β4Xit+μit （1）

（i=1，2…，N；t=1，2，…，T）

其中，Yit为GDP增长率，FRit为金融相关比率，FEit为金融中介效率，FSit为金融储蓄结构，Xit为其他影响经济增长的因素，并将其看作是常量。β1、β2、β3、β4分别表示相关解释变量的参数，从金融行业规模、金融中介效率、金融储蓄结构三个方面来表示金融发展对经济增长的影响程度。

（二）数据来源和指标说明

本文选取GDP增长率为被解释变量，金融相关比率、金融中介效率、金融储蓄结构三个变量为解释变量。考虑到数据的可观测性，本文选取了1995～2015京津冀各地区的GDP、金融机构存款和贷款、居民储蓄等数据，这些数据来源于中国各省市金融运行分析报告和《新中国60年统计资料汇编》。指标具体说明如下：

1.GDP实际增长率。根据名义GDP、GDP指数计算各地区实际GDP增长率。

2.金融相关比率。金融相关比率是衡量一个地区金融行业规模的重要指标。根据Goldsmith的定义，金融相关比率指“某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比”。实际应用时鉴于数据的可观测性，金融相关比率等于金融机构的存贷款总额与GDP之比。

3.金融中介效率。本文采用大多数研究中方法，金融中介效率用存贷比来表示，它可以衡量金融中介机构将储蓄转化为投资的效率。

4.金融储蓄结构。金融储蓄结构可以用居民储蓄存款与居民全部存款之比来表示，金融储蓄结构可以用来代表各地区金融机构吸收储蓄的能力。

（三）面板数据模型的估计

1.面板数据的平稳性检验。为保证变量间存在长期均衡关系，避免出现伪回归，需要对数据进行平稳性检验。本文对选取1995～2015年的京津冀地区的面板数据进行单位根检验。采用五种单位根检验方法对变量的平稳性进行检验，其中各地区实际生产总值增长率、金融中介效率以及金融储蓄结构一阶差分后的序列都是平稳序列，按照少数服从多数的原则金融相关比率一阶差分后的序列也是平稳序列。即各个变量都是一阶单整序列。

2.面板数据的协整检验。协整检验就是检验回归方程所描述的因果关系是否是伪回归，即检验经济变量在同阶平稳的条件下是否存在长期稳定的比例关系。Johansen面板协整检验是可用于面板数据协整检验的常用方法。检验结果如下表1所示：

根据表1协整检验结果可知：被解释变量实际生产总值增长率和三个解释变量金融储蓄结构、金融中介效率以及金融相关比率都是一阶单整序列的基础下，各变量之间存在长期稳定的协整关系。

3.固定效应变系数模型估计及分析。由于选取1995～2015年的京津冀地区的面板数据具有截面少，时间长的特点，因此进行面板数据回归时采用固定效应的变系数模型进行估计，估计结果如下表2所示：

根据表2模型回归结果显示，整个面板数据回归模型的拟合程度较好。对于金融相关比率的系数来说：北京地区金融业发展水平对经济增长有明显的正影响；天津地区金融业发展水平对经济增长有正影响不明显；河北地区金融行业发展水平较低，不但没能促进经济增长，反而阻碍了经济增长。对于金融中介效率的系数来说：北京地区金融中介效率对经济增长有明显的负影响；天津地区金融中介效率对经济增长有明显的正影响；河北地区金融中介效率对经济增长有明显的正影响。对于金融储蓄结构的系数来说：北京地区金融储蓄结构对经济增长有明显的正影响；河北金融储蓄结构对经济增长有明显的正影响；天津地区金融储蓄结构对经济增长有明显的负影响。

总的来说，对于北京地区来说，金融机构吸收居民储蓄能力较强，金融业发展水平较高，促进经济增长，但金融中介效率有待提升，阻碍经济增长；对于天津地区来说，金融业中介效率较高，促进经济发展，金融业发展水平有待提升，对经济发展影响不大，金融机构吸收居民储蓄能力有待提高，阻碍经济增长；对于河北地区来说，金融业中介效率较高，金融机构吸收居民储蓄能力较强，促进经济增长，但金融业发展水平有待提升，阻碍经济发展。

五、结论及相关政策建议

实证研究结果可知：从整体上来看，京津冀地区金融发展确实能够促进经济增长。与金融发展规模相比，金融中介效率和金融储蓄结构的提高对经济增长的贡献率不断加强。北京和河北的金融机构储蓄结构对经济增长的作用最大，而天津和河北金融机构中介效率对经济增长的作用较大，北京和天津的金融发展水平对经济增长的作用次之。总的来说，在京津冀各地区金融发展对经济增长的作用存在显著性的差异。在京津冀地区各省市比较分析中，河北金融业发展水平低、北京地区金融业的中介效率不高、天津地区的金融机构储蓄结构不合理，在一定程度阻碍了金融发展对经济增长的促进作用。

根据本文研究结果为京津冀地区发展提出相关政策建议：首先，提高河北省金融行业的发展规模，加强京津冀区域金融协调与合作同时整合地方金融资源，培育总部金融，积极吸引外部金融机构入驻，发展和壮大金融市场主体；其次，提高北京地区金融业的中介效率，北京作为我国政治、经济、文化交流中心，也是我国金融机构的汇集地，鼓励各金融机构创新，提高金融中介效率；最后，提高天津地^金融机构的储蓄结构，通过提高储蓄率来提高储蓄向投资转化的效率，从而更大程度地促进经济的增长。总的来说，促进京津冀地区金融协同发展，从而为推动京津冀经济协同发展奠定良好的经济基础。

参考文献

[1]Schumpeter J.The Theory of Economic Development[M].Cambridge：Harvard University Press，1911.

[2]Goldsmith R W.Financial Structure and Economic Develop- ment[M].New Haven：Yale University Press，1969.

[3]McKinnon R.Money and Capital in Economic Development[M].The Brookings Institution Press，1973.

[4]Shaw E.Financial deepening in Economic Development[M].Oxford：Oxford University Press，1973.

[5]King R，Levine R.Finance and Growth： Schumpeter Might Be Right[J].Quarterly Journal of Economics，1993，108（3）：717-737.

[6]周立，胡鞍钢.中国金融发展的地区差距状况分析（1978～1999）[J].清华大学学报（哲学社会科学版），2002，（2）：60-74.

[7]闫屹，蔡鑫，王文兵.环渤海地区金融发展与经济增长关系的实证研究[J].华北金融，2009，（6）：59-61.

[8]邵明波.金融发展与经济增长关系的实证研究――以环渤海区域为例[J].世界经济情况，2009，（7）：56-59.

[9]王重润，崔寅生.环渤海地区金融发展与经济增长关系的面板数据分析――基于河北视角[J].区域金融研究，2010，（11）：4-10.

[10]阚景阳，祁文辉.1984～2012年河北省区域金融发展与经济增长实证分析[J].天津经济，2015，（3）：27-31.

大数据金融总结范文第3篇

关键词：长春市；普惠金融；帕加诺模型；固定投资

一、前言

9月4日、5日，G20第十一次峰会在中国杭州举行，数字普惠金融被列为重要议题之一，会议通过的《 G20数字普惠金融高级原则》是国际社会首次在该领域推出高级别的指引性文件，是全球普惠金融发展的重要里程碑。周晓川说：普惠金融是从金融角度提升社会福利，增加社会保障，扶贫和保护弱势群体，像大众提供更好，更便捷的金融服务。关于普惠金融对农村经济增长的作用究竟如何，田杰和陶建平用来自1877个县市进行面板数据的实证分析，谭文培基于“三位一体”视角进行农村普惠金融体系构建，李建伟基于VEC模型的实证研究，说明了普惠金融发展程度与中国城乡居民收入分配差距之间存在着长期均衡关系。

本文在已有研究的基础上，使用长春市各县区数据探究我国普惠金融τ谂寰济增长的影响，同时对于增加普惠金融固定投资，促进农业贷款等理论进行检验，对普惠金融发展提供理论支持。

二、模型的构建方法

（一）帕加诺模型的介绍

假设一个没有政府的封闭经济，只生产一种产品，他可以被用于消费或投资，人口规模不变，总产出是总资本存量的线性函数。从而总产出函数为：

Yt=AKt（1）

A为资本的边际产出率，K为总资本存量

AK模型假定如果产品被用于投资，并且每期以一定的比率折旧，设资本折旧率C为一常数，则可得出：

Kt+1-（1-δ）Kt=It（2）

经济实际增长率：

g=（AKt-AKt-1）/Yt-1（3）

将（2）式代入（3）式得：

g=aIt/Yt-δ（4）

均衡条件下，总投资等于总储蓄（I=S），因此

g=ASt/Yt-δ（5）

帕加诺认为金融市场加入金融部门的内生经济增长模型中，由于金融中介成本的存在，储蓄向投资额转化过程中会产生资本漏出，因此总投资等于总储蓄并不成立，应把条件修改为I=θS，代入（4）式，可得：

g=AθSt/Yt-δ（6）

储蓄率：

s=S/Y（7）

（7）代入（6）：

g=ASθ-δ（8）

讲（8）式取对数：

ln？谆=ln？谆A+lnθ+lnε（9）

根据方程式（9）可知，资本边际生产率A，储蓄投资转化率θ，储蓄率s是经济增长的决定因素，影响着三个变量的因素都将影响经济增长。

（二）基于帕加诺模型的分析

选取普惠金融具体的测量指标，资本边际生产率A选择普惠金融资本边际生产率x1（农村经济增加值/普惠金融固定投资）进行替代，储蓄投资转化率选择普惠金融贷款储蓄比率x2（普惠银行金融贷款/农村金融存款），储蓄率s选择在普惠银行的农村存款率（普惠银行金融存款/农村经济增加值），农村经济增加值为yt。综上，本文的计量模型如下：

yt=β0+β1x1+β2x2+β3x3+εt（10）

其中，x1、x2、x3分别代表普惠金融资本边际生产率，普惠金融贷款储蓄比率，普惠银行农村存款率。为了确保数据更具有经济意义，没有对数据进行取对数处理。

三、长春市普惠金融数据的实际测量

1. 数据选取说明。本文以长春市十个县区为研究对象。所涉及的数据主要来源于2015年《长春市统计年鉴》，中国银监会网站，吉林金融网以及实地调研。

2. 实际计算指标，如表1所示。

3. 计算结果。最小二乘估计结果如表（2），于是样本回归方程为：

Y^=-49.365+116.389x1+40.475x2+6.608x3

R2=0.9604 R=0.9406 F=48.536

R2=0.9604 R=0.9406表明模型的拟合优度非常高。

给定显著性水平10%，自由度为（2，6）的F分布临界值为F0.025（3，6）=3.29，t的临界值为1.943，表明模型的线性关系显著成立。

进行序列相关性检验发现模型不存在序列相关性，进行异方差检验发现模型不存在异方差。

四、结束语

根据计算所得数据，分析可知：

1.长春市普惠金融对农村经济发展有促进作用，普惠金融资本边际生产率，普惠金融贷款储蓄比率，普惠银行农村存款率，三者对于农村经济增长的相关系数均为正，它们的提高都有助于农村经济增长。

2.普惠金融固定投资对农村经济的促进作用更为明显，普惠金融在我国发展还不够成熟，有很大的发展空间，普惠金融资本边际生产率很高，根据计算结果可知，普惠金融资本边际生产率对农村经济增长的相关系数很大，增加普惠金融的固定投资能对农村经济的发展产生巨大的影响。

3. 通过实地调研，长春市各县区，尤其农村地区，普惠金融仍有很大发展空间。农村普惠金融小额贷款制度还不够完善，通过建立健全普惠金融机制，提高贷款数量，可以有效促进农村经济增长。

参考文献：

[1]李建伟.具有普惠金融内涵的金融发展与城乡收入分配的失衡调整[D].云南财经大学，2015.

[2]李娜.我国区域金融发展指数的构建与比较研究[D].西南财经大学，2013.

大数据金融总结范文第4篇

关键词：金融支持协整分析granger因果检验

一、引言

新疆是我国最大的资源储备区。煤炭储量、石油及天然气资源量分别占全国40%、30%、34%，丰富的资源为能源产业的发展奠定了坚实的基础。而能源产业作为资本密集型产业，资金支持对其发展有着至关重要的作用。因而，分析新疆的金融支持与能源产业发展的关系，探讨如何有效运用金融手段推动能源产业发展是十分有必要的。

二、新疆能源产业与金融发展水平的现状分析

（一）新疆能源产业发展现状

本文从总量和结构两方面综合考察新疆能源产业的发展现状。首先，选取1978-2007年的能源生产总量及能源消费总量考察能源产业总量情况；其次，以1978-2007年能源生产结构系数和消费结构系数来考察能源产业结构发展情况。

通过对能源产业总量及结构相关指标的考察，可以得出以下结论：1.从总量上看，自1978年至今，新疆的能源产业发展总体上呈现上升趋势，其中能源生产总量发展迅速，而能源的消费总量略低于能源生产总量。2.从结构上看，1990年后新疆能源产业的生产结构发生了很大变化，煤炭生产占能源生产总量的比重有所下降，石油、天然气、水电风的产量所占比重上升很快，这与我国经济的快速发展需要多种能源支持，以及近年来我国加大对新能源的投资力度，“可持续发展”口号的提出有着密切关系。同时，新疆的能源消费结构也略有变化，对煤炭的需求量有所下降，但总体上仍以煤炭为主。

（二）新疆近年来金融的发展情况

改革开放以来，随着我国金融体制改革发生历史性变革，新疆金融业也逐步发展和完善，金融体系逐步成熟、组织体系日趋完善、经营机制不断转变，在新疆经济的发展中发挥着越来越重要的作用。截至2007年末，全区共有金融机构3493个，金融业从业人员54145人，多种经营方式的现代金融体系正在逐步形成。其发展主要呈现如下特点：

1.多种经营方式的现代金融体系逐步形成。2005年以来，国家给予专项资金支持新疆农村信用社改革，完善法人治理结构，转换经营机制，使之真正成为服务“三农”的社区性金融机构。非银行金融机构逐渐发展起来，近年先后成立了华融、长城、信达金融资产管理公司乌鲁木齐办事处和东方金融资产管理公司乌鲁木齐工作组，依法收购、管理和处置从国有商业银行剥离出的不良资产，对改善全区商业银行资产结构，防范化解金融风险，促进金融企业改革发挥了重要作用。

2.金融业服务和支持体系渐趋多元化。金融机构的信贷投向始终以支持“三农”发展为基础，逐步加大了新疆能源、交通、电力以及生态环境等基础设施建设投入，积极促进工业、服务业和非公有制经济发展，保证了能源、交通、冶金、通讯、电力等重点行业、特色产业、优势企业及一批效益优良上市公司的资金需要。此外，努力促进消费信贷业务发展，金融支持助学、就业力度不断加大。

三、新疆金融支持与能源产业发展关系的实证分析

本文涉及的变量主要包括反映能源产业发展的指标和反映金融发展的指标。考虑数据的可获得性，结合新疆能源产业的发展现状，本文采用y1(能源产量年增长率)及y2(能源产业生产结构系数)来反映新疆能源产业的发展情况。在金融发展指标的选择上，直接融资与间接融资指标并用来综合考察新疆金融发展，选择以下指标：银行业融资/外源融资总量(x1)、证券业/外源融资总量(x2)、保险业融资/外源融资总量（x3）、贷款/储蓄(x4)。考虑到新疆地区证券市场的实际发展状况，证券业数据只能从1994年开始，时间跨度较小，不适合做长期分析，因而本文主要考虑x1、x3、x4与y1、y2间的关系。

采用时间跨度较小的年度样本研究的可信度较高,但难以反映长期趋势。考虑到数据的可获得性及可比性，本文选取1985-2007年的数据作为样本，分析新疆金融发展与能源产业之间的关系。

（一）变量间的协整分析

1.时间序列的单位根检验

基于非稳定的时间序列数据而建立一个稳定模型会导致“伪回归”现象，因此，根据dickey—fuller检验确定各时序数列的平稳性，并在此基础上分别采用协整关系检验法和格兰杰因果检验法来检验新疆能源产业发展和金融发展之间的长期相关性和因果作用方向。采用常用的adf检验统计量对各指标进行单位根检验,得到的adf平稳性检验结果(见表1)。

从表1检验结果可知，在5%的临界水平下,二阶差分后的df值小于α=0.05的临界值，达到平稳。结论是：变量x1、x2、x3、 x4 、y1、 y2都是二阶单整的。

2.johansen协整检验

表2的协整检验结果说明，x1、x3、x4和y1、y2间存在协整关系. 即变量之间存在着长期稳定的均衡关系。

（二）granger causality分析

如果一对时间序列是协整的,则至少在某一方面存在granger原因。上面已经检验变量间存在协整关系,由j.granger提出的granger causality是检验两个变量之间因果关系的一种常用方法,该方法可为真实的因果方向提供有用的依据,可判断两个变量间是否包含有助于改善相互预测的信息。

利用计量经济软件eviews5.1可以得到格兰杰检验之间的granger因果关系，检验结果如下(滞后阶数取为2)。

四、实证分析结果及结论

本文利用协整关系检验和granger因果检验法,对新疆地区1985-2007年能源产业与金融发展之间的长期动态均衡关系和因果作用方向进行了定量分析和实证检验,避免了“伪回归”出现,提高了统计推断的可靠性和结论的可信度,对金融支持能源产业发展提供了政策依据。得出结论如下：

（一）通过应用协整技术对服从二阶单位根过程的所有变量做分析，解决了传统经济建模中非平稳性的难题。检验结果显示，银行业融资/外源融资总量(x1)、保险业融资/外源融资总量（x3）、贷款/储蓄(x4)与能源产业产量与结构之间均具有协整关系(即长期均衡关系)。

（二）格兰杰因果关系检验结果表明:金融支持对能源产业结构优化的作用是明显的,其中银行业融资/外源融资总量(x1)和保险业融资/外源融资总量（x3）对新疆地区能源产业的发展有着明显的单向推动作用，这说明能源产业的发展依赖于银行业对其的间接融资作用，同时保险业融资对其也有明显的带动作用。此外，能源产业结构的转化可以通过带动能源经济的发展，从而进一步推动新疆金融业的发展。

参考文献：

[1]孙敬水.中级计量经济学[m].清华大学出版社．

[2]张晓彤.eviews操作与实例[m].上海财经大学出版社．

[3]高鸿.金融在支持能源产业发展中的路径选择 [j].经济师，2005(11)．

[4]宋国玉.基于协整分析的东北区域产业结构优化与金融支持关系的研究 [j].科技与产业, 2007(7)．

[5]申振东.贵州能源经济发展研究[j].北方经济，2009(7)．

[6]刘贵生.金融支持西北能源产业可持续发展的战略研究[j].观察思考，2008(9).

大数据金融总结范文第5篇

2015年4月中央政治局会议审议通过了《京津冀协同发展规划纲要》，同时指出京津冀协同发展已成为重大国家战略。京津冀地区地理位置优越，资源丰富，已成为国民经济新的增长点。京津冀经济协同发展中的产业转型、产业转移、机构外迁等都涉及资本的流动和资金的支持，且京津冀各地区的经济发展水平和金融发展水平差异较大，因此实现京津冀协同发展就有必要了解在京津冀地区经济发展中金融发展扮演了什么角色，两者之间具体的数量关系如何？了解两者之间的具体数量关系，不仅有利于京津冀地区经济和金融的协同发展，还能够为政府制定具体的金融政策提供有力的依据。

二、文献综述

自20世纪初以来，国内外经济学者对金融发展与经济增长的关系进行广泛且深入的研究：

国外学者对两者之间的作用方向和大小进行了大量的理论和实证研究。Schumpeter（1912）[1]在《经济发展理论》中提出金融中介效率是经济增长的原动力。Goldsmith（1969）[2]研究发现经济增长与金融发展是同步进行的，Mc Kinnon（1973）[3]和Shaw（1973）[4]论述了“金融深化”与“金融抑制”问题，建议发展中国家实施金融自由化政策，解除金融抑制。三位学者研究成果形成金融发展理论，证实金融发展既对经济增长产生影响又受到经济增长的影响。King和Levine（1993）[5]在Goldsmith（1969）的基础上研究金融中介、金融发展初始水平与经济增长之间的关系，发现金融中介功能和规模的发展促进经济长期增长，而金融发展初始水平差异能够解释经济增长的部分差异。

国内学者对于两者之间的关系研究主要集中在实证分析，近些年来，国内研究视角开始转移到?^域金融发展与经济增长关系上来。周立和胡鞍钢（2002）[6]采用Levine和King的研究思路，研究发现金融发展差距可以解释部分地区经济增长的差异。闫屹（2009）[7]和邵明波（2009）[8]分别研究了环渤海区域的金融发展与经济增长的关系，发现各地区金融发展不同程度上影响地区经济增长。崔寅生和王重润（2010）[9]也对此进行研究发现金融资产总量的增加以及金融中介效率的提高对经济增长推动作用最大。阚景阳和祁文辉（2015）[10]研究发现河北省金融发展和经济增长之间存在着长期协整关系。

基于自2015年起京津冀协同发展已成为重大国家战略的事实，本文将研究视角定位于京津冀地区金融发展与经济增长的关系，分析和阐述京津冀三个地区两者的具体数量关系，从而为京津冀地区金融和经济协同发展提供政策参考和理论支持。

三、金融发展与经济增长关系的理论分析

经典的新剑桥增长模型和AK内生增长理论都强调了资本是经济增长的源动力，对经济持续增长起着决定性的作用，而金融发展在资本的形成过程中起着重要的作用。在现代经济发展过程中，两者也是相互促进、相互联系。金融发展与经济增长之间作用机理如下：

金融发展对经济增长的作用表现在三个方面：金融发展主要是通过金融的基本功能、金融机构的经营运作来促进储蓄转化为投资，提高资本的配置效率，影响居民储蓄率，从而推动经济的发展。第一，金融的基本功能就是为经济增长提供最重要的资金支持，同时也为经济发展提供各种便利条件。第二，金融机构的经营运作提高储蓄向投资转化的效率，提高资本的配置效率，促进经济的快速增长。第三，金融行业自身的发展，使金融行业的产值增加，直接为经济做出了贡献。

经济增长对金融发展的作用表现在两个方面：第一，金融本身伴随经济的发展而产生的，也是伴随经济发展而发展的。经济增长带来收入的增加，收入增加导致居民的储蓄增多，从而导致金融机构的金融规模的增大，所以经济的增长也必然会带来金融的发展。第二，经济发展的不同阶段对金融的需求也是不同的，因此决定了金融发展的规模、结构和效率。

四、金融发展与经济增长关系的实证研究

（一）理论模型的设定

在众多金融发展与经济增长关系的理论模型中，King和Levine（1993）所提出的模型应用最为广泛。模型以金融相关比率（FR）、金融中介效率（FE）、金融储蓄结构（FS）三个指标来研究金融发展各指标对经济增长产生的影响。具体模型如下：

Yit=Cit+β1FRit+β2FEit+β3FSit+β4Xit+μit （1）

（i=1，2…，N；t=1，2，…，T）

其中，Yit为GDP增长率，FRit为金融相关比率，FEit为金融中介效率，FSit为金融储蓄结构，Xit为其他影响经济增长的因素，并将其看作是常量。β1、β2、β3、β4分别表示相关解释变量的参数，从金融行业规模、金融中介效率、金融储蓄结构三个方面来表示金融发展对经济增长的影响程度。

（二）数据来源和指标说明

本文选取GDP增长率为被解释变量，金融相关比率、金融中介效率、金融储蓄结构三个变量为解释变量。考虑到数据的可观测性，本文选取了1995～2015京津冀各地区的GDP、金融机构存款和贷款、居民储蓄等数据，这些数据来源于中国各省市金融运行分析报告和《新中国60年统计资料汇编》。指标具体说明如下：

1.GDP实际增长率。根据名义GDP、GDP指数计算各地区实际GDP增长率。

2.金融相关比率。金融相关比率是衡量一个地区金融行业规模的重要指标。根据Goldsmith的定义，金融相关比率指“某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比”。实际应用时鉴于数据的可观测性，金融相关比率等于金融机构的存贷款总额与GDP之比。

3.金融中介效率。本文采用大多数研究中方法，金融中介效率用存贷比来表示，它可以衡量金融中介机构将储蓄转化为投资的效率。

4.金融储蓄结构。金融储蓄结构可以用居民储蓄存款与居民全部存款之比来表示，金融储蓄结构可以用来代表各地区金融机构吸收储蓄的能力。

（三）面板数据模型的估计

1.面板数据的平稳性检验。为保证变量间存在长期均衡关系，避免出现伪回归，需要对数据进行平稳性检验。本文对选取1995～2015年的京津冀地区的面板数据进行单位根检验。采用五种单位根检验方法对变量的平稳性进行检验，其中各地区实际生产总值增长率、金融中介效率以及金融储蓄结构一阶差分后的序列都是平稳序列，按照少数服从多数的原则金融相关比率一阶差分后的序列也是平稳序列。即各个变量都是一阶单整序列。

2.面板数据的协整检验。协整检验就是检验回归方程所描述的因果关系是否是伪回归，即检验经济变量在同阶平稳的条件下是否存在长期稳定的比例关系。Johansen面板协整检验是可用于面板数据协整检验的常用方法。检验结果如下表1所示：

根据表1协整检验结果可知：被解释变量实际生产总值增长率和三个解释变量金融储蓄结构、金融中介效率以及金融相关比率都是一阶单整序列的基础下，各变量之间存在长期稳定的协整关系。

3.固定效应变系数模型估计及分析。由于选取1995～2015年的京津冀地区的面板数据具有截面少，时间长的特点，因此进行面板数据回归时采用固定效应的变系数模型进行估计，估计结果如下表2所示：

根据表2模型回归结果显示，整个面板数据回归模型的拟合程度较好。对于金融相关比率的系数来说：北京地区金融业发展水平对经济增长有明显的正影响；天津地区金融业发展水平对经济增长有正影响不明显；河北地区金融行业发展水平较低，不但没能促进经济增长，反而阻碍了经济增长。对于金融中介效率的系数来说：北京地区金融中介效率对经济增长有明显的负影响；天津地区金融中介效率对经济增长有明显的正影响；河北地区金融中介效率对经济增长有明显的正影响。对于金融储蓄结构的系数来说：北京地区金融储蓄结构对经济增长有明显的正影响；河北金融储蓄结构对经济增长有明显的正影响；天津地区金融储蓄结构对经济增长有明显的负影响。

总的来说，对于北京地区来说，金融机构吸收居民储蓄能力较强，金融业发展水平较高，促进经济增长，但金融中介效率有待提升，阻碍经济增长；对于天津地区来说，金融业中介效率较高，促进经济发展，金融业发展水平有待提升，对经济发展影响不大，金融机构吸收居民储蓄能力有待提高，阻碍经济增长；对于河北地区来说，金融业中介效率较高，金融机构吸收居民储蓄能力较强，促进经济增长，但金融业发展水平有待提升，阻碍经济发展。

五、结论及相关政策建议