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[中图分类号]F832 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432（2014）48-0190-02
1 前 言
伴随我国的金融环境的不断改善，在解决金融问题方面，我们已经不在使用过去的方法经济定性分析，而是采用最先进的定量分析与定性分析相结合的方法。经济数学当中的很多理论知识和运算方法，在金融领域当中得到全面的发挥，从而解决了很多以前不能解决的经济问题和纠纷，数学经济的运用也让金融问题变得清晰明了。经济数学其实包含了很多的高度数学知识，比如，微积分的函数极限、导数和微积分方程式等，这些数学上的理论知识也正是改变整个金融界的基础要素。
2 函数模型的建立与经济问题
经济数学的基础就是函数，当我们在使用数学的方式来研究经济问题的时候，势必要与函数建立关系，在函数的理论知识上开展数学探讨，从而来解决实际的金融问题。比如，使用数学问题解决市场经营中的提供问题，消费人群的整体思想、人们的价值观、商品种类、商品的市场价格，这些要素都可以影响市场的经营环境。其中的价格因素是在这几个要素当中最为重要的，因为经营就意味着金钱的活动，所以价格就是最大的主要的要素。所以，我们在这里可以建立需求和供给的函数关系，即Qd=f（p）与Qs=g（p），通常情况下需求函数是减函数，是呈现需求量上涨而下降的趋势，供给函数往往是增函数，是伴随供给量上涨而加大，从以上的函数模型中看到，市场经营中价格就可以解决基本问题。
3 经济分析与经济数学中的极限理论
经济数学知识的灵魂就是极限理论，就算是普通的数学知识，其大多数的概念都是在极限理论上导出的。如果用我国的古话说，那么“一尺之锄，日取其半，万世不竭”就是对极限理论最形象的描述。极限理论不仅在数学概念中起到了绝对的作用，在金融管理、金融投资、经济分析方面都占到了举足轻重的位置。金融经济领域当中其实包含了很多事物，即生物的繁衍、成长的细胞组织、放射性元素的变化、人口的流动与增长，以上这些事物当中都包含了极限理论的思想。另外，极限理论在金融经济领域中最为典型的运用是，银行储蓄连续复利的计算。举个例子说明，一个人的一笔存款为A，银行的年利率为r，若想立即产生和马上结算，那么多年后的本金利率和利息的计算就可以采用到极限理论，如果想每年结算一次利息，则公式为A（1+r），如果一年是分多期进行计算，那么年利率仍然不变，但是每期的利率则为r/m，这样一年后的本利和就为A（1+r/m），具体的算法就是，假如有100000元的资金在银行进行储存，时间为五年，该银行年利率为10%，那么按照以上给出的概念，就应该计算100000元到期后的本利，使用连续复利的公式就可以计算，即P=Poe”=100000・e=164872.2（元）。
4 经济分析中导数的应用
从实际的金融经济看来，其中很多的问题都与经济数学中的导数有着息息相关的联系，数学家和金融学家都应该知道，导数不管是在能够领域当中，都有另一种感念，那就是领域边际的感念。伴随边际感念的建立，导数成功进入了金融经济方面的学说之中，让经济学的研究对象从传统的定量转变成为新时代下的变量，这种转变也是数学理论在经济学中典型的表现，对经济学的发展历程也产生了重大影响。边际成本函数、边际利益函数、边际收益函数、边际需求函数等是导数中边际函数中重要的几点。由于函数的变化率是导数主要研究对象，当所研究函数的变量发生轻微变化时，导数也要随之进行变化。比如，导数可以对人类种群、人口流量的变化率进行研究。让此理论在经济分析当中得以应用，导数中的边际函数分析就是对经济函数的变化量做出计算。
经济数学中的导数不仅具有边际概念，其另一方面就是弹性，简单来说弹性研究就是对函数相对变化率问题进行探讨的手段。例如，市场上的某件物品的需求量为Q，其价格则为p，弹性研究就是对两种之间的关系进行研究，Q与p之间的关系公式则为：Q=p（8-3p）；EQ/Ep=P・Q/p=p・（8-6p）/p（8-3p）=8-6p/8-3p。从以上的弹性关系公式我们可以了解到，当价格处于某个价格段位时，需求量与价格之间的弹性范围将会得以缩小，但是当价格过于高时，需求量的弹性范围将会急剧增大。
经济最优化选择是导数在经济分析中另一个重要作用。不管是在经济学当中还是金融经济，实现产品价值最大化就要进行经济最优化选择，这也是经济决策制定时的必要依据。其实最优化选择问题在经济学中有一系列的因素要进行考虑，包括最佳资源、最佳产品利润、最佳需求量、收入的最佳分配等。最优化选择中所使用的导数，不仅利用到了导数的基本原理，还使用了极值的求证数学原理。例如，X单位在生产某产品是的成本为C（x）=300+1/12x-5x+170x，x单位所生产产品的单价为134元人民币，求能让利润最大化的产量。那么以下就是作者利用经济数学的一个解法：
已知总收入R（x）=134x，利润l（x）=R（x）-C（x）=-1/12x+5x-36x-300，那么我们就可以利用数学知识算出：L（x）=R（x）-C（x）=-1/4x+10x-36，然后再通过导数的二阶验证法，得出x=36，所以最后就可以断定当该产品的生产量为36时，企业会得到最大利润。
5 微积分方程在经济实际问题中的运用
一般的经济活动就是量与量之间的交往过程，在这个交往过程当中函数是其中最主要的元素，但是从实际的经济问题上看，其函数之间的关系式比较复杂，导致量与量之间的种种关系也不能快速准确的写出。但是，实际变量、导数和微积分之间的关系确实可以很好的建立。微积分方程的基础定义为，方程中包含自变量、未知函数和导数。由于导数和函数的出现，所以说微积分方程在经济数学当中的用途也是很大。
在实际的经济问题当中，微积分方程中函数可能会存在两个或者两个以上，这点就不同于经济学中的理论知识，对于处理这种问题作者也是大有见解。当微积分方程中出现两个或两个以上函数时，我们可以先将其中的一个函数当中常变量，然后使用单变量经济问题来进行单独解决，这是我们就需要用到导数的偏向理论知识。不仅是微积分方程，在处理经济问题的时候我们还可能使用到全积分、微分等一些基层理论知识来供我们参考。
6 结 论
数学这一学科的基本就是以计算数据为基础，其中数学的理论知识不仅可以在本学科中得以运行，在不同的行业领域中数学的各种知识都有很好的运行，在这些行业领域中金融使用的数学知识可以说是最为全面的，所以我们要更全面地融合数学和经济两者之间理论知识。金融领域当中的各种数据都需要精确的计算，从而保证企业和市场的平衡，也是对老百姓日常生活的保障，那么经济数学技术必须变得更加成熟。
参考文献：
[1]杨月梅.经济数学在金融经济分析中的应用浅析[J].廊坊师范学院学报（自然科学版），2013，13（2）.
金融经济的发展速度非常迅速，要对金融类的实际问题进行有效的解决，就不能仅靠经济定性分析，而是要结合定量分析。经济数学在金融经济分析领域的应用非常广泛，能够解决很多金融分析实际问题。金融类院校教师要将经济数学应用到金融经济分析中来，利用经济数学来解决实际问题，提高学生对经济数学的应用能力。
一、利用经济数学中的函数模型来进行金融经济分析
经济数学的基础就是函数，在进行金融分析时往往必须以函数关系作为研究经济问题的基础，才能将数学理论引进经济实际问题中。例如，对市场供需问题进行研究时，如果能够充分利用经济数学知识，建立函数关系，则可以对供需问题进行更明确的分析。在供需问题中，能够对市场产生影响的因素主要有商品价格、商品可替代程度、人们的价值取向以及消费者的消费水平。在这些因素中，以商品价格最为重要，可以商品价格作为基础进行函数关系的建立。供需问题的研究中可以建立两种函数：供给函数和需求函数。供给函数作为增函数，随着商品价格的上涨，供给量也逐渐增加，而需求函数作为减函数，随着价格的上涨，需求量不断降低。价格的决定问题也就是在市场的供需变化中所形成的最终价格，要能够使供需双方达到平衡，能够成交。
在研究成本与产量的关系时就要使用到成本函数，假设产品的价格和产品的技术水平不发生改变，那么产量与成本之间就会形成关系。生产者在进行产品生产时，要注意成本与收入的关系、收入与销量的关系。对的收入指的是售出商品后生产者能够获得的收益。这样一来又形成了收益函数。从这些函数关系中我们可以发现，以经济数学中的函数关系建立来进行金融经济分析有着良好的效果，在经济数学的教学过程中如果能够适当地结合经济分析实例，能够提高课堂效率，对提高学生的经济分析能力有着很好的作用。
二、利用经济数学中的极限理论来进行金融经济分析
极限理论是很多数学理论概念的基础，在经济数学中应用的非常广泛。在经济分析、金融管理和经济管理等领域都经常用到极限理论。极限理论可以表现事物衰减与增长的规律，包括设备的折旧价值、人口的增长、放射性元素的衰变、细胞的繁殖、生物的增长等。在经济分析领域中，极限理论在储蓄连续复利的计算中运用得非常普遍。可以利用极限理论对储蓄连续复利中的利息和本金之和进行计算。
三、利用经济数学中的导数来进行金融经济分析
导数在经济数学中用的比较普遍，而导数又与经济学有着密切的联系。在经济学中，利用导数可以建立边际概念，从而通过建立边际概念引进导数。这样一来，就使变量代替常量成为了经济学的主要研究对象。这也是经济学中最常用的数学理论，极大地推动了经济学的发展。经济学中常用的边际函数有边际需求函数、边际利润函数、边际收益函数和边际成本函数等。通过导数，可以对经济学中自变量的微小变化进行研究，了解在自变量变化非常微小的情况下，因变量会产生怎样的变化情况，从而对函数的变化率进行研究。
在成本函数中，首先对一种产品在固定产量下的边际成本进行计算，此时的边际成本也就是该生产者重新生产一件同样的产品需要的成本，再将计算出来的边际成本和平均成本进行对比。通过比较的结果，可以对该商品的产量变化进行决策，以此为依据判断应该缩小或者扩大该商品的生产产量。如果平均成本大于边际成本，则说明可以对该商品的生产产量进行扩大；如果平均成本小于边际成本，则应该对该商品的生产产量进行缩小。
在经济分析中弹性是导数的另一个重要应用方面。对于函数的相对变化率，就必须应用弹性进行研究。例如，可以通过弹性来研究某商品的价格与需求量之间的关系。通过弹性可以研究出一个价格值，如果商品的价格低于该价格值，则价格提高的比率大于需求量减少的比率，企业提高价格将获得收益；如果商品的价格高于该价格值，则价格提高的比率小于需求量减少的比率，企业提高价格将降低收益。这样一来企业就可以制定出合理的商品价格。
在金融经济分析领域中，经济最优化的选择问题也可以应用到导数。在制定经济决策时需要用到最优化理论来解决最大经济效益、最优收入分配、最大利润以及最佳资源配置等问题。此时可以利用导数知识、最值、求极值等数学原理。
四、利用经济数学中的微分方程来进行金融经济分析
微分方程指的是含有微分、未知函数和自变量的函数关系。在很多实际的金融经济分析问题往往会出现复杂的函数关系，难以直接写出反应量余量的直接关系，此时可以建立微分或者变量和导数之间的函数关系，建立微分方程。如果函数中的自变量不止一个，则可以将另一个变量假设为常量再进行计算。这就涉及金融经济分析中的偏导数理论的应用。
在具体的经济学问题的研究中微分学、微分等知识理论运用的非常广泛，经济分析中经常用到求近似值的计算法，此时公式的推导就要用到微分理论。
在经济、金融等各个领域，数学的计算方法和理论思想都应用得非常广泛，能够分析和解决这些领域中的很多实际问题。而经济学要对复杂的经济现象进行分析，其中往往含有不同的影响因素，难以进行量化。经济数学中的很多理论和计算方法都能够在金融经济分析领域中被应用。因此经济数学也成了金融类院校金融类专业学生的一门重要基础学科。
总之，金融类院校往往普遍开设经济数学课程，经济数学在金融经济分析中的应用非常广泛，函数模型、极限理论、导数和微分方程对于分析和解决金融经济中的实际问题都有着极大的作用，经济数学与金融经济分析互相渗透和交叉，在未来必将融合的更加紧密。
自上世纪80年代以来，以资本价格、市场业务、资本流动自由化等为基调的金融自由化成为世界经济发展的潮流之一。对于处在改革深化中的中国金融业来说，主要发达国家和发展中国家金融自由化的政策实践具有一定的借鉴意义，同时它们的教训对中国的金融改革是一种启示。
金融自由化的经济背景比较
发达国家的金融自由化源于20世纪30年代的大萧条。1929年，以美国为首的西方发达国家遭受了经济金融危机的打击，金融业几乎处于瘫痪状态。因此，大萧条过后，美国便率先加强了对金融机构和金融市场的管制，其他国家纷纷效仿。二次世界大战后，凯恩斯主义经济理论和政策盛行，资本主义国家对经济生活进行干预。金融业方面，各国政府普遍认为过度竞争是导致金融业倒闭的主要原因，于是纷纷强化对金融业的监督控制，试图消除金融存在的不稳定因素，维护金融长期稳健运行。例如：美国在1935年、1966年先后将Q条例（对存款利率进行管制）的适用范围扩展到联邦存款保险公司保险的非会员银行；对银行投资证券、新银行的开设都做了限制；加强对金融市场和金融机构的管理与监督。这些措施促进了战后国民经济稳定增长，但也使金融部门由于过分管制而失去了活力。于是各主要发达国家于20世纪60年代后期开始金融自由化改革，并在20世纪80年代中后期达到。
发展中国家的货币金融制度大都是在战后建立的。由于生产力落后的一致性规定了发展中国家的货币金融制度具有经济货币化程度低下、金融体系欠发达、金融资源极为有限的特点。另一方面，政治上取得独立的新兴国家，在当时的发展经济理论的影响下，把工业化看成减少进口，减轻外汇约束并积极扩大外汇储蓄，改变二元经济结构的必由之路。政府为了把稀缺的资本导向工业部门，除了减免税收外，对货币金融系统进行了严格管制。其结果是发展中国家普遍建立起以抑制为特征的货币金融制度。这种制度对这些国家经济发展初期集中利用国内储蓄资源、保持金融体系的稳定发挥过积极作用，也在一定程度上支撑了进口替展战略的实施。但是，政府信贷配给金融资源也导致投资效率低下，效率高的小企业和私营经济部门无法得到资金，只能从地下市场以较高的利率获取资金，或进行内源融资。汇率实行严格管制，造成对本币的高估，抑制了出口，影响国外资本的利用。因此，抑制型金融体系妨碍了发展中国家经济的发展，改变政府干预的内向型发展模式，实施金融探化发展战略成为促进发展中国家经济持续增长的重要环节。
金融自由化动因的国际比较
从第二次世界大战到20世纪70年代，西方资本主义国家普遍经历了一个经济高速增长的“黄金时期”，各主要工业国家的GDP平均增速为7%-10%。因此，较之发展中国家，发达国家金融自由化主要是为了解决市场深化进程中出现的金融结构与金融管理体制的矛盾与冲突，即以金融创新为特点，本质是市场深化进程中的金融重构。
发展中国家推行金融深化发展战略之前，普遍存在金融抑制，如低汇率、低利率、信贷配给、贸易保护等。在其经济发展的初期，“金融压抑”似乎有一定的合理性，因为它能使政府有效地控制资源配置，为经济起飞创造条件。但随着经济发展的加快和市场体制的日益健全，其弊端则越来越明显，其中最大的弊端就是金融机构的效益得不到提高，从而限制了金融部门的发展，对经济起飞构成了“瓶颈”。因此，它决定了发展中国家实施金融自由化的目标有别于发达国家。它是为了调动国内私人储蓄，增加金融储蓄对国内生产总值的比例，保证投资更有效以及通过更多的金融储蓄减少对财政储蓄、外援和通货膨胀的依赖。其本质是为了消除“金融抑制”，解决落后的金融制度与经济发展之间的矛盾，以解除金融抑制为特征。
金融自由化动力的国际比较
从金融自由化的动力来源看，大多数工业化国家的金融自由化是其经济自由化发展的组成部分，源自经济体系的内部力量的推动。随着现代市场经济体系的发展与完善，金融业本身的市场化、自由化成为经济发展的客观要求。尤其是像美国这类具有完善市场条件的国家，金融自由化主要由市场力量推动，由微观经济主导，而不是政府主导。政府在金融自由化进程中的作用主要是进行法律法规的重建，为自由化提供制度支持。从金融微观主体角度看，动力来自竞争压力下的创新。在工业化国家，由于市场竞争非常激烈，商业银行等金融机构提升竞争力显得非常迫切，而提升竞争力的重要途径是创新，创新就要突破已有的规则和束缚，获得更大的自由发展空间。活跃的金融创新成为金融自由化的直接动力。在金融创新发展过程中，政府在信贷和利率方面的控制程度越来越松，逐步解除了对金融机构的各种束缚，让市场机制充分发挥作用，同时也去积极应对创新带来的金融风险，完善金融监管体制，确保金融稳定。
发展中国家金融自由化改革的动力与发达国家有所区别，这类国家经济市场化程度低于发达国家，市场机制并不完善，金融自由化的动力来源外部竞争力和内部追求效率的需要。从外部力量看，20世纪70年代以来，国际资本流动和金融一体化发展程度的加深，原来的金融管制难以达到有效配置金融资源、实现货币政策和产业政策的目标，从而导致本国资本的外流和国内宏观经济的不稳定。从内部力量看，国内经济在市场化进程中要求金融部门更具有效率，金融部门市场化程度急需提高。新兴市场国家的金融自由化大多是与经济市场化同步进行的，构成了经济市场化、自由化的一部分。这是与发达国家以市场为基础的金融自由化的根本不同。
金融自由化理论基础的国际比较
从20世纪30年代经济危机到20世纪70年代，以美国为代表的早期工业化国家奉行“国家干预主义”，在金融内部实施比较严格的管制制度。但是，经历约20年的较快发展后，到20世纪60年代末到70年代初，工业化国家出现经济衰退，经济发展陷入“滞涨”的泥潭。一些经济学者开始思考金融发展与经济增长的关系问题，金融管制还是否有效成为人们新疑问。以弗里得曼为代表的货币主义认为，货币数量的变动在经济生活中起着决定性作用，任何相机抉择策略的必要性并不那么明显，对经济的任何干预都有可能加剧，而不是缓和经济震荡。因此，在货币主义看来，国家最好不要干涉经济。以哈耶克为代表的新自由主义者也持有类似观点。他们认为，西方社会的弊病是由于国家干预太多造成的，如果国家干预少一点，竞争就会进一步加大，垄断就会大大减少。如果国家用人为的方法（如管制、财政方法等）来干预资源配置，其结果必然是降低经济效率，提高产品价格，导致通货膨胀，使经济陷于不稳定之中。这些理论转变了人们对金融管制和货币政策应起什么作用的看法，对大萧条的重新估价直接导致了20世纪80年代的金融改革，并在很大程度上左右了改革进程。发展中国家金融自由化还受国际金融自由化和金融深化理论的影响。由于经济一体化和国际金融自由化趋势的出现，使发展中国家政府和金融当局对金融系统的管制权有弱化的趋势。况且，从20世纪70年代开始，国际货币基金组织对发展中国家提出实行利率自由化的要求。而爱德华•肖与罗纳德•麦金农金融深化理论的提出，又为发展中国家推行金融深化战略提供了理论基础。肖与麦金农认为，发展中国家通过实施金融深化战略，可以在本国资金市场上筹集到经济发展所需要的资金。发展中国家也认识到金融抑制阻碍了经济的发展，因此有必要放松金融管制，提高利率水平，促进储蓄向其他金融资产转化，进而促进经济增长。
金融自由化成效的国际比较
西方国家金融自由化实践的动因源于经济发展的需要，而金融自由化也给经济发展、金融深化带来了一系列正向效应，从而使金融自由化取得了丰硕成果。仔细分析不难发现，虽然不同国家所采用的改革方式不同，但都取得了较好的效果，比如英国、新西兰实行的是激进式的金融改革，而美国、日本等国却实行的是渐进式改革，但却异曲同工，这些国家都取得了很好的效果。
一些发展中国家由于对金融自由化理论理解不透，实践中不能根据自身情况推进具体改革，以致改革没有取得成功。总的来看，虽然各国的情况各异，取得的效果各异，但都可以从中吸取不少经验教训，形成对我国的有益借鉴。在发展中国家进行的金融自由化实践中，尽管南锥体国家与亚洲国家和地区采取的方式不同，具体实施带来的结果也有很大差异，但金融自由化实践确实给发展中国家的金融业带来了许多新变化：利率自由化有利于发展中国家的出口增长；当面临国际投机攻击时，高利率客观上使得投机资本进行攻击的成本加大，不敢轻易进入，从而可以用于保护本国货币；外资金融机构进出自由后，竞争加剧，从而提高了国内金融机构的效率。金融自由化在发展中国家取得了成效，同时也带来了一些负效应：破坏了经济的良性发展；金融市场无法良性运行；金融业的脆弱性加大。
结论与借鉴
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”市场结构所导致的“金融抑制”的有效途径，单从金融自由化本身的功能而言，它也仅仅是一种工具或手段，而非金融体制改革的目的。转轨经济应着眼于服务实体经济推进金融改革，脱离实体经济的金融体系是危险而脆弱的。如果在金融体制改革的过程中，把利率自由化、金融业务自由化等作为目标，而不管这些措施实施的条件、后果如何，必将导致金融自由化改革的失败。
其次，金融自由化不是无条件的金融自由化。金融自由化进程与经济市场化进程相统一，与政府、企业和金融机构行为理性化和成熟化的进程相统一；同时，金融深化的速度安排还要综合考虑国内外政治、经济环境的变化以及时进行必要调整，发达国家的金融本身就比较自由化，对利率往往只有上下限的控制，放开较易。而发展中国家对利率多数存在严格控制，因此，从严格控制走向放松，绝非易事。发达国家的经济实力强劲，市场发育程度高，不怕同别国竞争。而发展中国家经济实力较弱，如完全开放，很可能被它国投机者操纵市场，以致产生金融危机。
再次，金融自由化不是无序的金融自由化。金融自由化不应排斥金融监管。事实证明，由于一些国家金融监管体系不健全，加之金融自由化的进程过于激进，因而造成了金融体系的不稳定性。在金融监管体系不健全的条件下，发展中国家推行金融自由化在使金融体系多样化、竞争能力增强的同时，也给金融监管造成了负担过重等问题，金融监管体系的发展与完善跟不上金融自由化的速度，金融自由化往往会陷入无监管或监管漏洞很大的状态。
参考文献：
一、问题提出与文献综述
在众多经济学重要课题中，金融进步和经济发展存在的争议问题，受到经济学家的关注。在理论方面和实证层面上，都影响着对实体经济与虚拟经济的理解和处理。
从理论层面分析，早期的古典经济学家与新古典宏观学派认为金融发展与经济增长之间没有因果关系，货币金融变量对于实体经济而言只是一层面纱。金融发展处于“供给主导”地位。
在实证分析上，Goldsmith在《金融结构与金融发展》中对金融发展与经济增长的关系进行了跨国的比较分析，对这一领域进行了开创性的研究，结果表明金融进步和经济扩大化之间存在着密不可分的关系。
因此，从目前的情况而言，关注金融进步和经济增长之间的因果关系有着重要的政策意义，尤其是对于发展中国家。本文将基于国内专家的理论研究和实践研究，对国内目前金融行业发展与经济之间存在的辩证研究。
二、实证分析
（一）指标与数据
衡量金融发展，国际上通用的标准：麦氏指标（M2/GDP）和戈氏指标（全部金融资产/GDP）。戈氏指标别称是金融相关比率（FIR）。许多学者选择这两个指标进行实证分析，这两个指标局限性在于都仅仅测度的是金融规模，实际上并不能完全代表金融发展程度。马正兵（2008）据此应用第一组数据与经济增长向量开展典型相关分析，构建了一个金融发展指标=1.2015×M2/GDP―0.0465×PRIVATE―0.2248×SVT/GDP，应用路径分析方法探讨了我国金融发展作用经济增长的效应和路径。本文将应用马正兵（2008）所构建的金融发展指标对金融发展与经济增长进行协整分析与格兰杰因果检验。
对于经济增长指标的选取，回顾历年文献，之前的学者有选择GDP、GDP的增长率或者人均GDP的。本文选择人均实际GDP作为衡量经济增长的指标变量。
考虑到我国证券市场发展较晚及部分稻2009年之后缺失，我们采用数据样本区间为1992-2009年。数据来源于历年《中国统计年鉴》及《中国金融年鉴》。为了实现除去不稳定的时间序列的不同方差情况，同时实现变量间的弹性系数，对人均实际GDP和金融发展指标进行自然对数变换，分别用LnARGDP和LnFD来表示。应用Eviews软件对数据进行处理。
（二）单位根检验
如果变量之间的信息在产生中是不稳定的时候，我们需要对这两个不平衡的时间程序做回归分析，这样对导致虚假回归情况的存在。因此，在进行检测以前，对这些时间程序进行是否平稳进行检测。在这个过程中，我们采用ADF方法对lnARGDP与lnFD两组变量进行单位根检验。经检验，lnARGDP和lnFD均为I（1）过程，符合协整检验的条件。
（三）协整检验
本文在这里采用E-G两步法协整检验来分析人均实际GDP和金融发展之间是否存在着长期均衡的关系。
第一步，对同属I（1）过程的lnARGDP和lnFD两个变量的时间序列采取最小二乘估计（OLS），模型的估计结果为：lnARGDP=7.9594+0.8380lnFD
（87.9838）（4.0788）
R2=0.5097F=16.6362
第二步，对上述模型的残差e进行单位根检验，仍采用ADF检验，人均实际GDP和金融发展之间存在着长期均衡的关系。方程回归系数表明，金融发展对人均实际GDP的弹性为0.8380，即金融发展深化1个百分点，人均实际GDP可增长0.8380个百分点，这说明金融发展对经济增长的促进作用显著。
（四）格兰杰因果检验
1988年格兰杰提出的因果关系检验模型为：
[Yt=α+i=1mβiYt=i+j=1nγjXt-j+μt]
上式中：Xt，Yt分别代表两组变量Xt-j为Xt的滞后值，Yt-i为Yt的滞后值，α是常数，βi，γj为回归系数，μt为随机误差。
零假设检验为Ho：“X不是引起Y变化的原因”，如果系数γ1，γ2，…γn中至少有一个显著不为零，则拒绝零假设，接受“X是引起Y变化的原因”。
对两变量进行格兰杰因果检验，发现lnARGDP和lnFD存在着单向因果关系，即金融发展是经济增长的原因，但人均实际GDP的变化对金融发展的深化没有统计意义上的因果关系。当前情况是金融进步和经济发展之间相互联系，维持长时间的相互平衡。金融发展帮助经济发展，在另一方面经济进步没有给金融发展提供较为明显的推动作用。
三、结论与建议
本文通过采用协整分析与格兰杰因果检验研究了国内经济发展和金融进步之间联系，中国在上世纪末到本世纪初的近二十年期间存在从金融发展到经济增长的单一因果关系。我们的结论支持了“供给主导”的理念，就是金融的进步帮助了经济的发展，而不是经济发展对金融服务的被动体现。
通过以上分析，金融进步应该得到政府的足够重视，为了维持国内经济的不断进步，有必要进行金融行业的改革，保持金融行业规模的扩大，推动金融结构优化，改善金融效率，维护金融安全稳定，充分发挥金融发展促进经济增长的重要作用。
参考文献：
一、引言
美国次贷危机引发的全球金融危机日趋恶化,已经由金融层面逐渐深入到实体经济,对各国经济增长均造成了明显的负面影响。目前在各国的政府的前期一系列经济刺激政策措施的影响下,各国经济出现复苏,但是进程十分缓慢。而我国经济在4万亿的政府投资刺激下,经济增速下滑较快扭转,经济回升势头不断巩固,整体向好态势比较明显。根据国家统计局初步测算,今年前三季度,我国国内生产总值(GDP)217817亿元,按可比价格计算,同比增长7.7%,比上半年加快0.6个百分点。 江苏经济总量比较大,经济社会发展水平比较高,经济外向度也比较高,江苏能否保持经济平稳较快发展,对全国大局有着重要意义。因此研究江苏省金融中介和经济增长的关系显得尤为重要。目前关于我国金融中介发展与经济增长关系的研究很多,但主要集中在以下三个方面:一是把中国视为整体,分析中国金融中介发展与经济增长的相关关系;二是以某省或地区作为研究对象,分析该地区的金融中介发展与经济增长的关系;三是以中国各地区为研究对象,分析各地区间的差异,从而深入揭示金融中介发展与经济增长的内在关系。本文是研究的第二方面,在江苏省金融中介与经济增长的关系方面作实证分析,寻找两者关系,并给出相关政策建议。
二、数据、指标选择与计量模型的设定
1.数据和指标的选择
本文的数据来源于文中的基础数据均来自各年《中国统计年鉴》、《中国金融统计》以及江苏省的统计年鉴,并根据计算整理得出,样本年限从1995年到2007年。并且对所有数据进行对数处理。使用Eviews5.0软件进行分析。
(1)本文选取的金融中介指标
第一,金融中介的规模指标SCAIND。对于金融中介规模的测度应该用金融资产值/GDP来衡量,但由于数据难以获得,我们采用一个替代指标。在替代指标的选择上,多数学者均采用贷款总量/GDP,但这一指标不如存款总量/GDP准确,原因在于,目前在我国,银行各营业部仅具有吸收存款功能,没有贷款权限,尤其是各县级营业部,所以用存款总量/GDP更能反映金融中介规模。这一选择方法与Genevieve Boyreau-Debray(2003)相一致。这一指标不仅可以反映金融中介经营规模的扩大,还可以反映资金供给在国民经济中的重要性。
第二,金融中介结构指标STRIND。这里定义的中介结构主要从所有制上来划分,用来衡量国有金融中介与非国有金融中介之间的变动状况,我们将其可定义为非国有金融资产对金融中介资产的比率,同样由于数据上的不可直接获得性,我们采用“1-国有银行贷款金融中介贷款总额”的计算方式得到非国有金融资产对金融中介资产的比率。它说明了随着金融中介的发展,非国有金融机构资产占所有金融机构资产的比重的变化情况。该值的增加,可以说明与国有金融中介相竞争的金融中介主体(至少在总量上)在不断增加,在市场中,国有中介与非国有中介的竞争程度在加剧。因而,这一指标不仅说明金融结构的变动趋势,而且更反映了金融中介的竞争程度。
第三,金融中介效率指标SLIND。金融中介的效率主要包括运营效率和配置效率。金融中介效率包括运行效率和配置效率。运行效率是指银行体系中以最小的消耗动员尽可能多的储蓄资金 。一般说来,对于储蓄动员的资源成本,可以用存贷利差和各项经营费用作近似表示。但Demirguc-Kunt和Levine(1996)指出“增加生产率投资可能提高间接费用成本”,因此非常低的间接费用成本可能表明在提供较优的银行服务上的竞争不足和投资不足,所以间接费用成本不是效率确切明显的度量。而且,由于我国的利率水平与管理费用是行政定价,同时管理费用数据不易获得,因而,用存贷利差和一般管理费用来表示运行效率的方法不易适用。所以在本文中不采用该指标。配置效率是指银行将资金盈余部门的资金转化为贷款的效率。在它的度量上,我们选用存贷比表示,即金融机构贷款余额和金融机构存款余额之比,它表示金融中介调度分配社会资源的能力。
(2)本文选取的经济增长指标
我们选择人均GDP作为衡量经济增长的指标变量,考虑到通货膨胀的影响,本文使用江苏省商品零售价格指数(1978年=100)对GDP进行折实,另外为了消除人口规模因素对GDP的影响,最终选择以人均实际国内生产总值PRGDP作为经济增长指标。
2.计量模型的设定
传统的计量方法是从先验的经济理论出发设定OLS结构模型,再由数据估计模型所包含的参数,这种方法对先验的经济理论具有很强的依赖性。本文采用的VAR方法是以数据为出发点,通过对数据的分析来找出各变量之间可能存在的关系。这就能使们能更客观的对金融发展与经济增长之间的关系进行一个考证。同时VAR模型较单方程具有更高的可考性,在处理诸如本文所用的时间序列变量上更有利。因此我们选择在多变量VAR系统中进行金融中介发展与经济增长之间关系的分析。一个p阶VAR模型可以表述为:
其中,yt是k维内生变量向量,是d维外生变量向量,是信息向量,T是样本个数。经过变形我们就可以得到向量误差修正模型VECM,表示为:
其中
由于经过一阶差分的内生变量向量中各序列都是平稳的,因此如果构成的各变量都是I(0)时,才能保证 是平稳过程。因此可得系数矩阵的秩满足0
三、实证检验过程及结果
我们将各个变量序列进行对数化处理,得到新的数列SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1。
1.单位根检验
由于我们所选用的指标变量有可能是非平稳的,具有时间趋势,因此我们对变量进行协整分析之前,首先需要对变量的平稳性作检验,只有变量在t阶平稳(I(t))的条件下,才能进行协整分析。本文用ADF(Augmented Dickey一Fuller)单位根检验方法来检验变量SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1序列的平稳性。检验结果如下表1所示:
注:(1)单位根检验值的方程为包括常数和趋势项方程,且解释变量的滞后项数为0。样本区间为1995-2007。(2)表示变量的二阶差分。(3)*、**、***分别表示检验值小于1%、5%、10%的置信水平下的临界值。
从表1中前三列可以看出,在数据原始序列水平上,所有的检验结果均没有拒绝有单位根的假设,因此,可以认为SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1、均是非平稳的时间序列。而从后三列可以看出,经过二阶差分后均拒绝原假设,表明差分变量是平稳的。于是,我们认为上述4个变量序列是二阶单整的。对于这些非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法检验它们之间的相关性,而应采用协整方法进行检验分析,同时它们也符合协整的同阶单整的前提条件。
2.协整检验
协整检验从分析时间序列的非平稳性入手,来探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的方法来检验金融中介发展变量SCAIND1、STRIND1、SLIND1与经济增长变量PRGDP1、NOIND1之间的两两变量之间的协整关系。这种协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验,因此,检验一组变量(因变量和解释变量)之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。这样我们有五组变量进行检验。前面已经检验了上述变量序列都是I(2)的,由此可直接检验变量之间的协整关系,检验结果见下表2:
注:残差序列临界值均表示检验值小于1%的置信水平下的临界值。
从表2中我们可以看出从表中的检验结果显示,江苏省经济增长指标PRGDP与金融中介结构指标STRIND是协整的,或者说这两个变量之间存在长期均衡关系。
3.建立ECM模型
因为江苏省经济增长指标PRGDP与金融中介结构指标STRIND是协整的,所以对它们建立误差修正模型ECM,回归的结果如下: (1)
R2=0.338274,DW=0.786744
回归结果表明,非国有金融资产对金融中介资产的比率的短期变动对人均实际GDP存在正向影响,每年实际发生的人均GDP与其长期均衡值的偏值中的3.2464%被修正。
4.Granger因果关系检验
由于协整分析只是帮助我们分析变量之间是否存在长期均衡的比例关系,但没有对这些变量之间的因果关系进行说明,为了说明这种因果关系,我们需要用Granger检验来进一步验证。由于4个变量序列都是二阶单整的,所以对二阶差分后的序列进行Granger检验。检验结果如下表3
结果证明,人均实际GDP是非国有金融资产对金融中介资产的比率的Granger原因,而非国有金融资产对金融中介资产的比率不是人均实际GDP的Granger原因。
四、结论和建议
通过上述协整检验和葛兰杰因果检验,我们大体可以分析出江苏省经济增长与金融发展之间的长期变动关系和变动因果。我们对PRGDP与SCAIND、SLIND、STRIND之间的关系进行论述经济增长与金融中介发展之间的关系。从协整分析中我们可以看出只有非国有金融资产对金融中介资产的比率STRIND和人均实际GDP即PRGDP1之间存在长期稳定的均衡比例关系。其数学表达式见上式(1),从数据中我们发现非国有金融资产对金融中介资产的比率的短期变动对人均实际GDP存在正向影响关系。具体变动的因果从表3中可以看出。总的看来,金融发展无论是从金融发展规模上,还是贷款量,或是金融机构结构上对经济增长没有构成成因,相反却是江苏省的经济增长导致了金融结构调整。这间接说明了江苏省经济的高速增长,导致存款规模在GDP中的比重增速下降,同时也使得惜贷现象和资金外流现象发生。具体分析产生这种情况的深层原因,本文认为是江苏省经济高速增长带来的经济增长收益,并未被完全吸收转化为经济再度增长的动力。
首先,从表面上看,虽然存款与GDP之比呈上升趋势,但是从增长速度上呈稳中有降的趋势,尤其自2002年以来更是明显下降,见图1。这里的部分原因是由于金融市场发展和金融工具多样化引起的,金融工具不再只局限于银行存款这一类,但也有可能是因为有社会闲散资金未被金融系统充分集中利用或发生向外省转移以谋求更高收益。
第二,从图2来看,江苏省非国有金融资产对金融中介资产的比率处于稳中有升的趋势,而对比图4来看,江苏省人均GDP始终处于上升趋势。江苏省随着金融中介的发展,非国有金融机构资产占所有金融机构资产的比重的稳中有升,可以说明与国有金融中介相竞争的金融中介主体(至少在总量上)在不断增加,在市场中,国有中介与非国有中介的竞争程度在加剧。人均实际GDP是非国有金融资产对金融中介资产的比率的Granger原因,而非国有金融资产对金融中介资产的比率不是人均实际GDP的Granger原因。这说明了江苏省的金融中介对经济增长的作用不是很明显,而经济的增长却优化了金融中介结构。这也说明了金融体制改革相对滞后,金融体系的效率不高等制约因素的存在,在一定程度上阻碍了金融中介发展对江苏经济增长的促进作用。理论上讲,金融发展与经济增长的关系很直观:在非完美的经济中,金融发展提供了一些有用的服务,如:动员储蓄,分散风险,将储蓄转化为投资,监督经理人等。通过发挥这些功能,金融发展对经济增长有促进作用。但是beck,levine (2004)指出:银行通过配置资源来提高储蓄回报率,但银行的发展可能会降低储蓄率。如果在储蓄和投资之间有足够大的外部性,那么银行的发展可能会减缓经济长期增长。levine (2002)指出银行发展阻碍经济增长的三个原因。首先,银行可能会与影响力较大的公司有关,这种影响可能为负。其次,银行偏好谨慎的特性可能会阻碍企业创新。第三,银行的能力与企业的管治高度相关。不仅银行机构发展对经济增长有负效应,股票市场发展也阻碍经济增长。所以必须首先优化金融中介的规模、结构和效率,才会促进经济持续增长。
第三,从图3来看,表现在存贷比的下降上。存贷比的下降,可能是由两个方面引起,一是由于政府宏观政策紧缩,二是因为银行资金向外部转移的结果。但是进一步分析,经济政策是随经济波动而呈周期性波动,但自上世纪90年代来几经开放与紧缩,但存贷比却是年年下降,这就从另一方面说明了,90年代江苏省金融机构中资金向外转移是实在发生的。但是进入21世纪以后,江苏省的存贷比却出现小幅上下波动,这又从一定程度上与政府的宏观政策调控有关。
总之,本文只是通过现有的数据对江苏省金融中介发展与经济增长的关系做出简单的数据分析,关于金融中介的发展对经济增长的实际促进作用如何,这种作用是否可以精确的进行量化,还是仍然值得分析研究的。相信随着我国金融机构改革的进一步深化,金融体系的进一步完善和健全,金融机构的进一步发展和壮大,相关的问题将值得更深层次的研究和探讨。
参考文献:
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一、引言
2012年国际金融市场，实际上延续了金融危机爆发以来的几个焦点问题。而经历了宏观经济起伏、金融市场稳定与动荡交织的趋向，整个国际金融的复杂性持续扩大、矛盾面也急剧扩张。未来几年，全球金融危机预警形势更加严峻。对于这些国际金融领域的核心问题，我国需要更务实与真实的判断。进入2013年上半年，全球金融风险的后续影响仍在持续，金融危机或继续恶化。本文将基于对2013年上半年国际金融市场的预测分析，分析当前的宏观经济形势，尤其对国际金融风险进行透视。
二、2012年国际金融市场回顾与反思
2012年，国际金融市场焦点话题不断出现，题材炒作十分明显，一些机构对于经济形势判断的失误也十分严重，金融市场预期的混乱日益突出。
一是欧债危机引发的欧元前途的复杂性及欧元救助方案的错位。目前学界对于欧债危机的定义过于简单化和短期化，没有反应危机的历史过程。2011年以来的欧债危机进入2012年在处理中反反复复，没有从根本上解除障碍。一些关键问题上并未有新的突破，欧洲经济再度陷入二次衰退的危险仍然普遍存在。欧洲债务问题处理在财政盈余不具备甚至财政超标的前提下，财政救助无法解决问题。欧洲债务问题的处理关键仍在于经济发展以获得财政来源。当前欧洲债务利用的方式是反循环，容易激化和恶化问题。同时，进一步连接欧元以价值挑战美元，欧元又将面临空心化问题。当前，欧洲的问题越来越严重，但欧元汇率难现贬值、扩大升值。
二是美联储货币政策的判断误区带来预期判断的错觉。2012年，美联储的货币政策是国际金融市场的聚焦点。不过，美联储货币政策分析与论证出现偏差导致了全球经济从乐观转向悲观，全球经济悲观氛围加重，失业率担忧扩大，欧洲经济衰退加重，日本经济反复性扩大，发展中国家参差不齐，整体水平减慢。2012年国际金融市场围绕美联储货币政策的关注，世界经济上半年较乐观，下半年较悲观。在我国，当前宏观经济不稳定，货币政策方向难以定夺，未来应全面、深入评价这种对策特殊性和远见性。
三是流动性需求的进一步膨胀。当前，全球目前流动性过剩的根源是美联储货币政策的结果和对全球的示范，资金周转过度存在。对我国而言，流动性过剩也已经成为我国经济乃至全球经济的重要特征。实际上，流动性是交易的难易程度，在一般的宏观经济分析中，流动性过剩是一种货币现象，当代市场在流动性过剩形势下，投资者对货币的需求直接拉动价格高涨引发通胀。因此，增加货币供应量不再能影响利率或收入，货币政策无法实现对经济的作用。同时，2012年全年，国际黄金价格受制美联储政策收缩凸起。美联储结构的调整和资产储备的变化抑制黄金价格上涨。全球股市方面，股价高涨与下跌两极分化，企业竞争力的增强凸显全球化的竞争力。美股年内的涨势十分突出，进一步推高纳指上涨和带动标普信息技术类股指数上扬。
三、上年度国际金融的分析角度与导向错行
首先，2012年最值得发丝的市场预期是强势美元反弹预期的简单化，而实际的结果与预期差异巨大，美元升值有限、贬值突出，并未真实反映和理解美元货币的诉求和汇率。全年美元贬值特色十分明显，并未达到市场多数预期的结果。因此，改变汇率观察的理论十分重要。对美元判断和理解的误区使得传统理论的经济基础决定汇率在现代经济中存在较大的不适用性，尤其在金融危机时期，市场需要观察和总结新的思路。
其次，危机定论的短期化。2012年最值得关注的就是雷曼兄弟的申请破产告知结
束，开始偿还债务。美国跨国公司的特殊性超越世界，新型跨国公司的模式在美国本土只是架构，主板在海外。金融危机的变异值得思考。同时，近年伴随国际金融危机全球跨国公司呈现萎缩，美国跨国公司在强大。
四、对2013上半年国际金融市场前景的预期
第一，国际金融市场上的货币危机可能持续。2013年，美元贬值可能进一步扩大，亚洲乃至新兴市场货币的风险会加大。在产业准备不足的前提下，新兴市场国家的基础经济缺少竞争优势，而伴随货币升值的挑战与压力，经济问题泡沫及出口行业的风险可能导致货币市场失控和结构低效危机，对经济的良性增长和不利。实际上，新兴市场国家市场不足、效率不足都可能引起危机因素的形成，不利于自身经济发展。欧元上升将是未来半年的主要焦点。我国人民币风险加大，贬值的防范十分重要，但全球股市将会与汇率反向运行，进一步高涨将是必然。新兴市场国家股市将面临挑战，价格分化凸起。
第二，欧元风险问题。2013年是欧元的关键年。一方面，欧元核心成员国的分歧与分化凸显，直接打击欧元区的合作。希腊问题的恶化将继续，欧元被规划和分化将会值得关注。另一方面，欧元区经济不支持性不利于政策协调，但目前看来，欧元危机可能不会发生，但风险将不可避免。
第三，流动性问题。2013年全球流动性问题将面临新的挑战，技术囤积和策略累积将会加剧价格上涨的动力，加大通胀压力。政策失控动荡和危机可能显现。
总体来看，2013年国际金融市场面临诸多风险，需要审慎和深入观察，金融危机将难以避免，控制力的挑战将凸显市场本质与品质、主导与被动的差异性。2013年的国际金融不轻松，难以轻松。
参考文献：
中图分类号：F832 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）030-000-02
引言
金融套利行为是金融经济中常见的现象，其主要指的是金融市场主体利用金融的不均衡而进行盈利的行为。一方面，金融经济中的金融套利行为可以加速金融市场的运行，但是另一方面，金融套利行为也有可能给金融市场的正常运行带来严重的不良影响[1]。因此，金融监管人员必须要做好金融套利行为的监控工作，保证金融套利行为的合理性和规范性，稳定市场运行秩序。以下本文就金融经济中的金融套利行为进行了简单分析。
一、金融经济中的金融套利行为概述
金融套利行为主要是围绕资产价格而言的，指的是金融试产主体利用资产的非均衡性，从中获取利润的金融市场行为。现代金融学对于套利行为的解释较为多样，有人认为金融套利行橹皇且恢纸鹑谑谐〉耐蹲屎陀利行为，且没有任何付报酬的可能性[2]。因此，我们可以看出，金融套利行为具有三方面的特征：第一，正收益，即没有付报酬；第二，无净投资；第三，风险性较小或者说完全没有风险。
事实上，金融市场中不仅存在金融价格套利行为，也存在着其他方式的套利行为。例如，我们所说的将重税负转移到低税负的做法，就是金融经济中的税收套利行为，而在保险公司中，也存在将高风险进行转换和运作的行为，我们称之为风险套利。此外，套利行为还包括监管套利行为、交易成本套利等。这些套利金融套利行为实际上均是金融市场主体在各个方面寻找差异，即非均衡性的行为，可以保证自己在金融市场中的优势地位。此外，就金融套利行为的净投资和风险而言[3]。虽然从理论上来说，金融套利行为是无风险和无净投资的行为，但是实际上，金融套利行为也存在一定的风险，当然也是需要一定的净投资的。例如，金融主体在套利过程中必然会引起市场的摩擦，而这些市场的摩擦就会产生连锁的风险反应，如信用风险、市场波动风险以及流动性风险等。而一旦产生风险，金融市场主体为了获得更高的盈利就必须要动用自己的资金进行投资，这样就不可能是无净投资。因此可以看出，理论上和实际上关于金融套利行为的风险和净投资问题是由差别的，现实生活中的金融套利行为需要一定的净投资，且具有一定的风险。
因此可以看出，金融套利行为在狭义上指的是简单的金融价格套利，属于投资策略的一种，而广义的金融套利行为就包括各种金融市场主体利用非均衡性获取利润的行为。
二、影响金融套利行为的主要因素
1.市场环境因素
从狭义的角度来说，金融套利行为属于一种普遍的投资行为，其属于金融市场运行中的普遍形象，对市场环境的依赖性较强。因此，金融经济中的金融套利行为究竟如何变化主要还需要看金融市场的运行情况，金融市场发生了变化，金融经济中的金融套利行为也必然会出现相应的变化。因此，我们可以发现，市场环境是影响金融套利行为的重要因素。第一，市场经济形式的变化增加了我国金融投资工具的多样性，从而丰富了金融套利行为的类型和方式，给金融套利行为主体提供了更多的选择[4]；第二，金融市场的开放性和自由性加速了资本的流动性，而市场一体化的发展也使得我国金融市场监管力度逐渐减小，金融市场主体在投资过程中和套利过程中所需要的成本降低，市场间的摩擦也逐渐减少，套现利润增加。当然，从另外角度上来看，金融市场管制的松懈以及市场的不断发展也使得我国金融市场的竞争压力逐渐加大，各金融市场主体要在更加激烈的市场竞争中获得更多的利润必须要采用更加有效的方法和措施。
2.科技因素
随着时代的不断发展，科技的发达逐渐影响到各行各业。金融市场的运行和金融套利行为的出现与科技的发展不无关系。现代社会中的金融套利行为均需要金融套利行为主体利用先进的科学技术对套利的行为和影响因素进行综合分析，然后根据分析的结果进行投资和套利[5]。可以说，科技越发达，对金融套利行为越能够进行精确的分析和预测，主体能够获得的利润就越丰富。此外，利用高科技进行金融套利还可以节省大量的套利成本，有助于增加金融套利行为主体的盈利。因此，科技因素也是影响金融套利行为的重要因素。
三、管理金融经济中金融套利行为的建议
1.加强基础设施建设
市场摩擦较大是我国金融市场发展中存在的重要缺陷，因而容易加大金融套利行为的风险。市场摩擦较大主要与政府的监管制度有关。政府对金融机构的外汇、利率以及业务范围等进行监管会直接导致资本市场的资产流动受到限制，从而影响资产市场有效价格的形成，加大金融套利行为的风险。而另一方面，市场的制度管制也加大阿勒对市场的限制，导致了套利成本的增加，制约了金融套利行为的发展。因此，政府必须要加强金融市场的有效管理，为金融套利行为创造有利的条件，尽量消除市场的摩擦，降低金融套利行为的风险，促进金融套利行为的正常发展[6]。首先，政府需要加强对对金融市场的基础设施建设。金瓯让市场的基础设施建设指的是金融套利行为的物质建设，如完善金融市场中国金融套利行为的网络系统，为金融套利行为提供技术和通讯支持。金融市场的运行以及金融套利行为的发展需要依靠功效的网络系统，政府加大对这方面的投入不仅可以提高市场金融交易的时效性，还能够避免较强的市场流动性，有助于降低金融套利行为的成本和风险。
2.加强法制建设
现代市场的自由化程度决定了金融套利行为中的风险性，为了加强对金融经济中金融套利行为的监管，政府必须要建立有效的反馈机制，加强对金融套利行为的金融监管。在此基础上，政府再进行金融自由化进程的推进，加强法制建设，可以实现市场资产的自由流动，为金融套利行为和市场的正常运行奠定基础。法制建设是加强金融套利行为监管的必要手段，政府应该要针对当前我国金融套利行为中的步伐行为，不断完善法律法规建设，加大对金融犯罪行为的打击力度，规范金融市场的竞争秩序。
3.加强市场主体建设
加强市场主体建设主要针对的是我国金融套利行为的主体以及相P投资者。当前我国的金融市场是半自由发展状态，四大国有银行在金融体系中仍然占有重要的地位，垄断现象严重，其他的金融机构近年来也获得了一定的发展。从这一角度来看，我国的金融市场在竞争性方面还存在较多的问题。银行的垄断导致我国金融市场处于半垄断半竞争局面，竞争性不足将会导致竞争性市场运行受到限制，因此，政府应该要加强对股份制以及非公有制银行的政策鼓励并加强对国有金融机构的产权改革，建立健全现代化的金融企业制度[7]。此外，政府还应该要加强对金融投资者的重视，采用有效的政策扶持手段，对金融套利投资者进行积极的培育，并加强货币市场建设，拓展融资渠道。当然，要加强市场主体建设也必须要求企业和政府能够加强对人才培养的重视，以更多专业的人才进行金融套利行为的参与，才能够更好地保证金融市场有效运行。
四、结语
综上所述，广义的金融套利行为指的是各种金融市场主体利用非均衡性获取利润的行为，属于投资策略，根据当前我国金融经济中的金融套利行为分析可知，影响金融套利行为的主要因素主要有市场环境因素和科技因素两种，要加强对金融经济中金融套利行为的监管必须要求政府加强基础设施建设，加强法制建设，并加强市场主体建设。
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从全球范围来看，21世纪以来，金融业的基本格局发生了显著变化，并显示出两大发展趋势。第一个趋势是，随着金融创新的速度加快，金融机构尤其是商业银行出现业务综合化与全能化的现象，金融机构之间的传统业务分界限日趋模糊。第二个趋势是，各国金融监管当局不同程度地改革了金融监管体系和监管方式，放松原先的金融结构性管制，推行金融自由化政策。
一、金融混业经营发展现状
自20世纪90年代以来，发达国家金融监管部门纷纷放松金融管制，在金融法律制度上为金融服务融合清除障碍。
金融集团化的模式可以分为两类：第一类是以德国为代表的全能银行模式，又称百货银行或兼业银行。另一类是近年新起的金融控股公司，其源自于美国的银行控股公司，原先是由母银行通过控股关系控制子银行公司以实现异地经营的一种法律规避方式，但20世纪90年代以来这种方式被创新，其母体与子公司可以是非银行的金融机构，而衍生为金融控股公司。上述两种模式目前正在融合，目前，欧洲主要国家所有规模银行均设立了保险业务子公司。
1 德国的金融混业经营模式
德国的金融混业模式采取了全能银行形式。全能银行要对各金融业务部门的风险承担所有责任。该模式主要特点为：一是银行业在金融体制中占据主导地位。二是全能银行能够从事任何一种或多种金融业务。三是银行广泛持有企业股权。四是对全能银行的监管简单而有效。
2 美国的金融混业经营模式
金融控股公司是美国金融混业经营的主要形式，该模式主要特点为：一是金融控股公司内各个金融机构是具有独立法人地位的实体，而不是母公司的分公司。二是金融控股公司集团由多家金融机构组成，且金融业成为集团的主营行业。三是整个金融控股公司集团以产权作为各个金融机构联系的纽带，而不是通过划分市场协议等为联系基础。四是金融控股公司的控股子公司可以跨金融行业，被控股子公司可以从事银行业，证券，保险业，也可以是涉及不同行业的控股子公司。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数以上或多数的股票，采用金字塔式的垂直控股方式。
二、金融混业经营风险分析
现代金融与传统金融相比，其推动作用通过杠杆化进一步得到加强。资本市场发达以后，全社会的资产通过证券化形式表现出来，一方面，使得资产结构内部的流动性得到迅速提升，另一方面，增加了金融体系的不稳定因素。在此背景下，金融混业经营趋势使金融风险蔓延的可能性和破坏性大大加强。在分业经营模式下，同类金融机构由于业务范围和运作机制相差不大，因而所产生的风险性质基本一致，金融监管部门可以较容易地设计管理标准和监控程序，有效地控制金融风险。但在混业经营模式下，金融机构内部交易的渠道和交易量都大大增加，任何一个业务部门的严重失误都有可能导致整个金融机构的严重亏损甚至倒闭。而由于信息不对称，公众对金融机构内部复杂的资金往来关系和风险联系知之甚少，处于信息劣势地位。在这种情形下，金融机构的某个部门出了问题，就可能产生两种严重的后果：一是公众由于不了解信息而产生恐瞌心理和过激行为，从而使金融风险被人为放大并从一个部门传递、蔓延到另外的部门；二是公众由于不掌握信息而意识不到问题的重要程度，从而使金融风险过度累积并成为未来更大规模的金融风险爆发和金融风险蔓延的“祸根”5。
金融风险蔓延表现为两种形态，一是宏观形态，即在金融行业之间蔓延；二是微观形态，即在金融服务集团内部蔓延。
三、金融混业经营监管对策分析
由美国次贷危机引发的全球金融海啸表明，对于金融控股公司而言，次贷危机是这种全面市场风险的一次集中暴露。
针对金融混业化的发展趋势，各国金融监管机构陆续进行了调整。目前国际上对金融混业经营下金融监管结构安排的主要做法有三种：一种是尊重现状和历史，在维持原有分业监管结构安排的基础上，通过加强不同监管机构之间的合作和协调来应付金融业务交义经营的现实。第二种是适应金融业务一体化和经营集团化的要求，成立统一的超级监管机构。第三种是一些学者的主张，建立多部门、相互制约的矩阵式监管模式。
金融经济与实体经济分离的现象在很早之前就曾出现过，随着经济危机的不断加重，这一问题逐渐受到了大众的关注。金融经济与实体经济分离具体表现为金融经济与实体经济的数量出现严重的不均衡，金融经济部门的数量的增长数明显更高，且规模也远远高于实体经济部门，不少金融机构都在不断的扩大兼并行为。随着分离的不断加大，实体经济慢慢丧失了原有的主导地位，金融经济的地位则快速上升。大部分的经济活动都发生于金融领域，大量的资金开始涌入金融领域，实体经济的活跃度逐渐下降，导致其生存空间越来越小。另外，反映金融经济与实体经济分离的指标包括金融资产比率以及金融交易量比率，当这些指标上升幅度越高时，表明金融经济与实体经济的分离越明显。
二、导致金融经济与实体经济分离的诱因
金融经济与实体经济出现分离的原因主要在于金融经济的规模、数量以及地位都远远超过实体经济，随着金融经济与实体经济之间的差距不断拉大，将会对世界经济的发展造成严重阻碍。所以，对导致金融经济与实体经济的原因有着重要的现实意义。大致上来看，两者分离的原因主要包括几下点：
（一）金融资产的快速增加
从产生时间来看，实体经济在金融经济产生之前就已存在，因此，实体经济一直推动着金融经济的发展。换言之，只有实体经济发展到一定程度以后，金融经济才能逐渐发展，商业贸易也是同样的道理。只有当产品的数量增加时，商品交易才会产生。而在这个交易的过程中，实体经济的发展速度相比金融经济的发展速度更慢，金融的资产比率也在慢慢提升，这对于经济发展而言，不仅仅是一个难得的机遇，同时也是一个严峻的挑战。
（二）金融管制较为自由
金融经济与实体经济之所以会出现分离，其中一个重要的原因便是金融的相关制度逐渐呈现出自由化趋势。金融管制自由化的具体表现为：第一，大部分的国家都先后解除了针对金融经济的限制，导致国际之间的资金交流越来越频繁。另外，随着金融资本的大量涌入，让国内、国际的贸易数量日益增加，而随着国际贸易的增加与吸引了大量的国外资金，促使金融经济的快速发展。第二，我国对于金融的管制越来越宽松，使得国内的金融部门得到快速扩张，不少金融企业为获取市场份额而大打价格战，不少金融企业纷纷出售优惠产品来吸引消费者的眼球，促使金融的贸易量得到大量的提升。第三，关于汇率的相关要求也先后被解除，汇率并不再一成不变，而是可在一定区间内上下浮动，这也促使商品交易的数量不断攀升。
（三）科学技术的迅猛发展
随着社会生产力的日益提升，金融经济得到了迅猛发展，在较短时间内就逐渐摆脱了对实体经济的依赖，从而使得金融经济与实体经济出现分离。另外，由于科学技术的不断发展和创新，经济的发展也受到了技术创新的影响，以此为基础的金融经济的类型日益增加，促使金融经济的领域不断拓展，金融经济得到大力发展，金融资产的比率也得到大幅度提升，导致金融经济的主导地位逐渐凸显。
三、防止金融经济与实体经济分离的有效对策
就目前情况而言，不管哪一个国家想要实现经济的稳定发展，都必须确保金融经济与实体经济的和谐发展。世界的发展与金融经济有着密切的关系，同时也离不开实体经济。换句话说，金融经济的发展必须依托于实体经济，两者为相互依存的关系，任何一方都无法脱离对方而单独存在。当前肆虐全球的金融危机看似只发生于金融领域，但究其本质可发现与实体经济也有密不可分的关系。这也表明世界金融危机发生的原因之一是金融经济的发展过快，占据了实体经济原本的主导地位，失去了实体经济支撑的金融经济造就了当前的经济泡沫，随时都面临着瓦解的风险。
一、问题的提出
20世纪60年代以来，金融发展与经济增长的关系一直备受国内外经济学家的关注。在关于金融发展与经济增长的关系研究中，越来越多的研究都表明，经济增长与金融发展呈正相关的关系，较快的经济增长通常伴随着较高水平的金融发展。然而在各个地区使用各种计量经学的方法得出的结论都不一致。本文在以往学者研究的基础上，采用ADF检验、格兰杰因果关系检验与协整检验等多种计量经济学的方法，将金融发展的研究定格到地区层面，深入云南省，选取其金融和经济发展的历史数据，通过ADF检验、格兰杰因果关系检验和协整检验多种方法，试图研究云南省金融发展与经济增长之间的因果关系，以进一步明确云南省金融发展在经济增长中发挥的作用，并以金融支持为研究视角探讨云南省金融发展与经济增长的思路。
二、文献综述
（一）国外研究现状
关于金融发展与经济增长的相互关系，国外经济学家已进行了较完备的研究，主要有如下几种观点：一是Goldsmith（1969）提出“优化金融资源配置，促进经济增长。云南省金融机构通过优化金融资源配置，提升资本积累效率，提高资本的边际生产率多方面加快和推动云南省的经济增长。二是Bencivenga & Smith（1991）提出“金融体系的发展提供了风险分担能力，降低储蓄率，从而对经济产生不利影响，这将抵消投资带来的经济增长。云南省金融机构很好地控制了银行的风险，提高了运行效率和投资效率，促进经济增长；然而在金融规模达到一定程度的时候，低储蓄率又会带来经济的不利影响；因此，形成的抵消作用在具体各省结论不一。”
（二）国内研究现状
云南省关于金融发展与经济增长之间的关系在理论与实证两方面也都有一些成果。韩廷春（2001）从经济增长的金融影响因素出发，分析了云南省金融发展与经济增长的相互关系，得出“在经济增长过程中，单纯地依靠资本市场的数量扩张是不够的，而应更加重视云南省金融体系的效率与质量”的结论。谈儒勇（2005）运用最小二乘法对云南省金融发展与经济发展之间的关系进行线性回归，得出“云南省金融机构的发展有可能促进经济增长”的结论。
综上所述，针对金融发展与经济增长关系，国内外学者从金融资源配置的不同角度进行了一些研究，并得到了一系列改进和创新，但是对于国内区域金融发展与区域经济增长关系的研究还比较少，现有的研究主要立足于宏观层面的数据分析，对我国某一特定区域的研究不够深入，尤其缺乏关于云南地区的针对性研究。另外，由于部分指标受地区经济环境的影响，不能进行准确的定位和分析，从而在某种程度上减弱了研究结论对经济现象的解释力。
三、指标的选取
（一）金融发展指标的选择
1、金融相关比率（fir）。限于数据的可获得性和省际金融发展与经济增长关系研究，金融相关比率为云南省历年年末存贷款之和与名义GDP的比值，用来衡量经济金融化的程度。
2、存贷款利率差（dlrd）。利率是资本的价格，利率既反映了中国银行业的盈利结构，也反映了整个社会的资本成本。对于银行来说，总是希望以最小的存款利率吸收更多的资金，而同时又以最大的贷款利率放出更多的资金，从中赚取存贷款利率差额，这体现了银行的运行效率，即金融中介效率。
3、存贷款比（e）。本文中的存贷款比为云南省金融机构历年年末存款与年末贷款的比值，主要用来衡量金融体系配置资金资源的效率，即金融中介效率。
（二）经济增长指标的选择
实际人均GDP增长率（rpgdp）。云南省地区生产总值（GDP）是最能反映云南省综合经济发展能力的指标，在此我们剔除物价因素和人口因素对研究的影响。
四、模型的建立与实证分析
（一）单位根检验
由于实际人均GDP增长率（RPGDP）、存贷款比（E）、金融相关比率（FIR）、存贷款利率差（LDRD）都是时间序列数据，对变量进行协整分析和Granger因果关系检验之前首先对变量进行平稳性检验，只有变量在t阶平稳的条件下，才能做协整分析。为了确定这些数据是否具有平稳性，本文采用E-views5.0统计软件中的ADF方法对数据进行单位根检验，具体检验结果如表1所示。
由表1我们可以看出，在原始序列水平上，所有的检验结果均没有拒绝有单位根的假设，其对应的序列均为非平稳时间序列，但对RPGDP、FIR、DLRD、E序列进行一阶差分处理后，发现四序列在一阶差分条件下的ADF统计值都小于1%、5%显著水平的临界值，从而拒绝有单位根的假设，表明差分变量的平稳性，从而说明分析的这四个变量是一阶单整的，即为I（1）序列。
（二）模型的建立：多变量向量自回归
根据研究对象定义向量Yt、Xt；该向量包含四个变量：lnrpgdp、lnfir、lnd1rd、lne；内生变量Yt＝（lnrpgdp，lnfir，lndlrd）-1；外生变量Xt=lne。根据相关数据建立VAR模型为：
Yt＝A0＋∑Ai*Yt－i＋B0*Xt＋ut（t＝1，2，…，20；i为滞后阶数）利用软件Eviews5.0对相关数据做VAR分析。
表2结果显示：变量lnrpgdp、lnfir、lndlrd的赤池AIC值分别为1.51、-2.14、-0.83，而整体赤池（Akaike）信息准则为-3.35，每一个变量的赤池值都大于-3.35，说明每个变量均能通过整体检验；变量lnrpgdp、lnfir、lndlrd的施瓦茨SC值分别为1.87、-1.77、-0.47，而整体施瓦茨（Schwarz）准则为-2.25，每一个变量的施瓦茨值都大于-2.25，通过了整体性检验。由此可以说所作的研究是有说服力的。
图1AVR模型的单位圆和特征根
图1中的点表示AVR模型AR特征多项式的根的倒数，可以看到这些点都位于单位圆之内，因此，也表明所估计的VAR模型是稳定的。
（三）格兰杰因果关系检验
Granger因果检验的思想是：假设存在两个变量X和Y，如果变量X是变量Y的原因，则变量X的变化必先于变量Y的变化，当根据变量X的过去值对变量Y进行回归时，如果加上X的过去值这个变量，则可以显著地提高回归的解释能力。同时，格兰杰因果检验对滞后期的选择非常敏感，所以一般要选择最优滞后期。统计结果如表3所示。
格兰杰因果关系检验显示：云南省金融相关比率与经济增长之间存在单向因果关系，说明云南省金融发展的规模扩张对经济增长具有较大促进作用，但是云南省的经济增长不一定能带动金融规模的扩张，最后，我们发现存贷款比是存贷款利率的格兰杰原因，存贷款利率的变化也有效地优化了存贷款比，它们之间存在双向的格兰杰因果关系。 VAR模型的Granger因果关系结果给出了每一个内生变量相对于模型中其他内生变量Granger因果关系检验统计量和检验统计量相应的概率值。表4中给出的其中一个内生变量的检验结果，对于内生变量LNFIR其χ2=5.544480，相应的概率值P=0.0625，从而说明内生变量LNFIR是变量LNRPGDP的Granger原因。 转贴于
（四）协整检验
协整检验的目的是确定一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定性的均衡关系，其中由Johansen和Juselius（1990）提出的一种有效的检验方法，被称为Johansen协整检验。LnRPGDP、FIR和DLRD，在5%的显著水平下是平稳的，它们是一阶单整，记为I（1），符合Johansen协整检验条件。
上述Johansen协整检验结果中表明，在5%显著水平下至少存在一个协整向量，表明云南省金融发展与经济增长之间存在长期协整关系，换句话说就是存金融相关比率和存贷款利率差对实际人均GDP增长率具有一定的促进作用，如表5所示。同时，我们可以得到它们的一个标准化系数协整方程：
协整方程：LNRPGDP=
标准误差＝
－4.119268LNFIR+2.465946LNDLRD+ut
（0.54872） （0.26809）
该方程表明，1990-2009年云南省实际人均GDP增长率与金融相关比率、存贷款利率差之间存在着长期稳定的、均衡的协整关系。具体地说，协整方程的右边测算出存贷款利率差对实际人均GDP增长率的贡献率为2.465946，表明存贷款利率差与实际人均GDP增长率之间呈现正相关关系，更精确地讲，就是存贷款利率差每增加1个百分点，实际人均GDP将增加2.465946百分点；说明了长期以来存贷款利率差的提高对实际人均GDP增长有显著影响。相对而言，金融相关比率与实际人均GDP增长率呈现负相关关系，说明了金融相关比率过大并不有利于经济的增长。因此，需要积极鼓励加快名义GDP的增长，提高存贷款利率差，以刺激投资的增长，而云南省经济增长依靠投资拉动，所以存贷款利率差的扩大对经济增长的贡献是显著的，但是依靠存贷款利率差的扩大来拉动经济增长的状态是不健康的，对资源、环境、物价等造成了压力。
（五）误差修正模型
从理论上讲，协整检验只是表明变量之间的长期平稳关系，而大多经济变量之间既存在长期影响关系也有短期波动关系，而ECM模型则很好地反映了具有协整关系的非平稳时间序列变量之间的关系。由于实际人均GDP增长率与相关金融比率、存贷款利率差之间存在着长期稳定的、均衡的协整关系，根据Granger定理，一定存在描述金融相关比率和存贷款利率差短期波动向长期均衡调整的误差修正模型。在此我们运用EG两步法，得出误差修正模型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
该方程中所估计的系数大部分在统计上均是显著的，只有个别的不甚显著，但是从整体来看，这些系数在标准检验的基础上是显著的，其中D.W.的值表明了原方程变量之间不存在明显的自相关性，F值和R值说明方程的整体检验结果较好。由图2可知，零值均线代表了变量之间的长期均衡稳定关系。1992年前后，误差修正项的绝对值比较大，表明该时期短期波动对长期均衡的偏离较大，但是经过大约7年时间的调整，即在1999年又重新回到了长期均衡状态。之后，误差修正项的数值比较小，表明这些时期短期波动偏离长期均关系的幅度比较小。
五、结论及分析
第一，从格兰杰因果关系检验来看：云南省金融相关比率与经济增长之间存在单向因果关系，云南省金融发展的规模扩张对经济增长具有较大促进作用，但是云南省的经济增长带动金融规模的扩张的效果不是那么的显著。最后，我们发现存贷款比是存贷款利率的格兰杰原因，存贷款利率的变化也有效地优化了存贷款比，它们之间存在双向的格兰杰因果关系。
第二，从协整检验结果来看云南省金融发展与经济增长之间存在长期协整关系，换句话说就是金融相关比率和存贷款利率差对实际人均GDP增长率具有一定的促进作用。经济增长与金融相关比率呈负相关，与存贷款利率呈正相关。
第三，从误差修正模型的检验结果来看，估计的VECMt-1系数较大（-0.744002），说明了存款利率差与实际人均GDP增长率的长期协调对实际人均GDP增长的影响较大。
综上所述，本文在对云南省金融发展与经济增长的历史研究的基础上，利用云南省1990-2009年的数据对金融发展与经济增长的因果关系进行了实证研究，研究结果表明，在样本期间，存在着金融发展与经济增长的单向因果关系，云南省金融发展促进了经济的发展。因此，积极有效地改革金融体制，提高金融效率将是云南省经济发展的强大推动力。
参考文献：
1、Beek，T.，A.Demirguc Kunt，L.Laeven，R.Levine.Finanee，FirmSize，and Growth.Wbrld Bank mimeo，2004.
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年实行改革开放以来，我国经济增长保持了快速稳定的势头，GDP从1978年的3624.1亿元增加到2012年的519322亿元。同期，我国金融从改革初期几乎为零的基础上不断发展，金融深化程度不断提高，到2012年的金融总资产平均值（包括M2，股市值，债券余额）已达5643647.65亿元，比当年国内生产总值的10倍还多。下图是2001至2012年我国金融发展的概况。
原则上金融资产还包括保险及特别提款权，由于数据不易获得本文没有考虑。按照戈德史密斯的思想，金融相关比率在快速上升一段时间后应该趋于某一稳定值，但是我国的金融相关比率目前一直处于上升态势，说明我国的金融还处于快速发展阶段，金融的发展空间还很大。
国内外大量的理论推演与经验数据都显示出金融发展与经济增长之间存在着一定的相关关系，但不同环境下的金融发展对经济增长的作用程度不完全相同，作用方式也有所差别。改革开放以来我国的经济特别是金融的发展在很大程度上受政策的引导，而且目前经济系统正处于转型阶段，金融发展与经济发展的相关关系和因果方向都很难直接进行定性分析，需要借助实际数据深层次分析两者的关联程度和变化趋势，最终目的是为了找到金融能够更有效服务于经济的途径，实现金融和经济的协调可持续发展，这无疑对促进我国经济更好更快发展有重要的现实意义。
2.文献综述
相对于国外对金融发展与经济增长关系理论和实证研究，国内这方面的研究起步较晚，而且大都是运用既有理论对我国金融和经济关系进行一些实证检验，很少有理论研究；此外，国内研究多集中于金融对于经济增长量的方面研究上，而对于金融对经济增长质的研究少，且研究不够全面。既便如此，很多学者根据我国的实际情况进行的实证研究，对了解我国金融发展与经济发展的关系依然重大的借鉴意义，以下综述这些学者的主要研究成果。
宾国强（1999）在其文章《实际利率、金融深化与中国的经济增长》中，分别用回归分析法和格兰杰因果检验的方法分析我国实际利率、金融深化与经济增长之间的关系，结果表明我国的实际利率、金融深化确实与经济增长之间正相关，并且实际利率、金融深化在是经济增长的格兰杰原因。
谈儒勇（1999）对我国金融中介与经济增长的数据进行相关分析和回归分析，结果证实金融中介与经济增长之间有相关关系，但是股票市场与经济的相关关系不十分显著。他得出结论是：我国金融中介的发展有可能促进经济的增长，所以金融中介至少应该与经济增长同步；我国的股票市场对经济增长的作用不仅很有限，而且不利；我国金融中介体发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。
韩延春（2001）基于金融发展与经济增长关联机制的计量模型进行了实证分析，他的结论是技术进步与制度创新是经济增长的最关键因素，而金融发展对经济增长的作用很有限。
李广众（2002）利用我国1952～1999的相关时间序列数据建立了三变量VAR模型，结果表明：金融中介的规模指标与经济增长之间没有因果关系，而金融中介效率指标不仅与经济增长之间有双向的因果关系，与国有、非国有工业的增长之间存在双向的因果关系；金融中介规模可通过促进投资规模的增长促进经济增长。
谭艳芝等（2003）利用中国1978～2001年的数据对促进经济增长的因素进行了回归分析。他们将引起经济增长的因素分为量的因素包括储蓄、投资、资本积累和质的因素包括资本边际生产率、全要素生产率。检验结果表明：金融发展对经济增长量的因素有显著的正向作用，但是对经济增长的质的因素的影响作用要么显著为负要么不显著，金融发展对总的经济增长率没有显著影响。
赵振全等（2004）利用1994年第一季度至2002年第四季度的指标数据，检验了我国信贷市场的发展和股票市场的发展对经济增长的影响，实证分析的结果是：信贷市场通过信贷比重的增加的效应对经济增长起作用，而股票市场对经济增长没有明显的作用。文章指出出现这一实证结果的原因是国内较高的储蓄率使得信贷市场的资金充足，能够确保信贷规模不断扩大，从而促进经济增长。相对于信贷市场，股票市场的融资利用效率较低，资源的逆配置导致了我国股票市场对经济增长的推动作用较弱。
卢峰等（2004）利用中国28个省1991～2001年的数据检验了金融发展与经济增长的关系。他们提出我国金融部门存在“漏损”效应，即金融资源从享有特权的国有部门流向受到信贷歧视的私人部门的过程，“漏损”效应有助于私人部门获得稀缺的金融资源，进而有助于经济增长。
陈刚等（2006）考虑了我国1994年的分税制改革对金融发展与经济增长联结机制的影响。他们在标准的关于经济增长的回归方程中加入金融发展和资本形成的交叉乘积项、金融发展变量和1994年虚拟变量的交叉乘积项，分别对1979～2003年、1979～1993年和1994～2003年三个时间段的相关数据进行回顾估计。固定效应模型的估计结果显示我国金融发展主要通过发挥动员储蓄、加速资本积累等功能来促进经济增长。1994年的分税制改革恶化了经济增长与金融发展的关系，主要原因是分税制改革后地方政府财政能力下降，地方政府加强了对银行信贷流向的干预，导致了金融功能的财政化，降低了金融发展对经济增长的促进作用。
刘洁（2008）本文对1980―2007年农村经济和金融发展因素之间的关系进行格兰杰因果检验，发现我国总体金融发展、农村金融发展规模与农村GDP之间存在单向因果关系，农村经济增长是总体金融发展的格兰杰原因，农村金融发展规模是农村经济的格兰杰原因，农村金融发展效率和农村固定资产投资与农村GDP之间不存在格兰杰因果关系。
阮敏（2010）文章运用生产函数加入金融脱媒变量构造的模型，通过1991到2008年的数据协整、回归分析和因果检验，发现经济增长与企业股票和债券融资的比重存在长期均衡关系，并且对经济增长具有正向作用，不过经济增长是促进企业股票和债券融资的比重变化的原因，反之则不是；由中国的数据说明经济发展是金融深化的动力。
马颖（2011）把改革开放以来中国的金融发展与经济增长过程置于经济体制改革背景之下，探讨经济体制改革何以使分权化体制下的金融资源得以释放的同时，通过金融体制改革形成了市场导向的金融体系，从而促进经济增长的过程。验证了经济体制改革、金融发展与长期增长之间的正向关系。
综上所述，大部分的研究表明我国的金融系统中金融中介对我国经济增长的促进作用明显，而金融市场如股市对经济增长的促进作用相对较小。但是不同的文献因指标的选取、数据区间的选取以及中国不同地区的选取而得出不尽相同的结论。
3.研究方法和模型
3.1 向量自回归模型VAR
向量自回归（VAR）是基于数据的统计特性建立模型，它把系统中的每一个变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型，常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击。自1980年希姆斯将VAR模型引入到经济学中后，它在经济系统的动态性分析中得到广泛应用。向量自回归模型又分为简单向量自回归模型和结构向量自回归模型（SVAR），本文采用简单向量自回归模型，也只介绍这一种。
一个n维随机向量Yt服从P阶向量自回归过程的模型记为VAR（P），数学表达式是：
其中，Yt是n维内生变量，Xt是k维外生变量的向量，A和B是要估计的系数，ut是随机影响变量，ut不能自项相关，也能不与其他的内生变量有相关性。
3.2协整检验
（1）协整的定义
如果两个趋势大致相同的时间序列线性回归的拟合结果很好，但实际上两者之间没有经济联系，拟合结果的残差没有满足平稳性的要求，那么这两个变量就出现了“伪回归”。1987年恩格尔和格兰杰提出了协整理论，如果两个或两个以上不平稳的序列的线性组合是平稳的，则它们之间就存在协整关系，也就是说它们之间存在长期稳定的均衡关系，不再是“伪回归”。协整的定义如下：
对于n维向量Yt满足如果满足：
（1）Yt～I（d），要求Yt的每个分量Yit～I（d）；
（2）协整检验方法和过程
目前协整检验主要有两种方法：EG两步法和JJ（Johansen-Juselius）检验法，下面主要介绍JJ检验法的基本思想和原理。
JJ检验是Johansen在1988年及在1990年与Juselius一起提出的一种以向量自回归模型（VAR）为基础的、基于回归系数的进行多变量协整检验的方法。
首先建立一个p阶的VAR模型
4.实证分析
4.1 变量的选择、定义和计算
1.经济增长指标
本文主要是研究金融发展对经济增长的影响，所以选择了人均实际GDP来衡量我国经济增长，意在排除人口扩张对经济增长的影响，同时剔除物价变动因素以更加真实地反映我国实际的经济增长。
人均gdp用PGDP表示，计算公式如下：
PGDP=GDP/总人口
本文在实际分析中采用的是PGDP的自然对数值，表示为LNPGDP。
2.金融发展指标
（1）金融发展规模指标
衡量金融发展规模的指标有金融相关比率和金融深化指标。
金融相关比率FIR（Financial Interrelations Ratio）由戈德史密斯最早提出，它是指某一时点一国金融产品的市场总值与实物形式的国民财富的市场总值（常以GDP来表示）的比。一国的金融资产存量一般是M2与证券（包括债券、股票、保险等）的和，而一国的实物资产总量常用该国的国内生产总值（GDP）来近似表示。
鉴于金融相关比率很强的综合性，本文采用金融相关比率作为金融发展规模的衡量指标。此外，本文还选择了广义货币指标与GDP的比，用来反映金融中介的规模，金融相关比率用FIR表示，金融中介规模用BANK表示，计算公式分别如下：
FIR=（M2+股市市值平均值+债券余额平均值）/名义GDP
BANK=M2/名义GDP
因为公式中股票市值和债券余额是存量指标，而M2和GDP是流量指标，为了可比性，本文对股市市值和债券余额取的都是计算期的简均数。
（2）金融发展结构指标
金融结构指标反映了金融市场在全社会资本资源配置中相对地位，等于债券和股票这两类非货币金融资产在金融资产总量中的比重，用STR表示。
STR=（股市市值平均值+债券余额平均值）/金融资产
其中金融资产= M2+股市市值平均值+债券余额平均值
（3）金融发展效率指标
金融发展效率是指以最可能低的成本尽可能最优地配置有限的金融资源以实现其尽可能有效的利用，由于目前还没有哪个指标能够代表整个金融系统的发展效率，本文选择金融中介效率计算。
用储蓄与贷款之比SLR表示，应该说储蓄贷款比率SLR描述的是金融中介将储蓄转化为贷款的效率，计算公式如下：
SLR=存款/贷款
4.2 实证分析
本文选取2001年～2012年的季度数据，共48组数据，来研究金融发展对经济增长影响的实证分析。
4.2.1 经济增长与金融各变量的简单相关系数
上表显示，经济增长与金融发展总体规模指标金融相关比率FIR、金融中介规模BANK、金融发展结构指标STR、金融发展效率指标都具有显著的正的相关关系，但是相关性的强弱不同，其中FIR与经济增长的相关程度最大，BACK和STR相关系数均小于0.8，是中度相关。SLR与经济增长的相关性最小。
4.2.2 平稳性检验
平稳性检验，使用ADF检验方法。检验结果如表4-2：
检验结果显示，序列LNPGDP、FIR、BANK、SZH、STR、SLR都含有单位根，而它们的一阶差分序列ΔLNPGDP、ΔFIR、ΔBANK、ΔSZH、ΔSTR、ΔSLR都拒绝了原假设，均为平稳序列。可见他们都是一阶单整序列，为I（1）过程，可以进行Johansen协整检验。
其中c，t，k分别表示常数项、趋势项和滞后阶数，临界值默认是在5%显著水平下得到的。
4.2.3 Johansen协整检验
约翰森协整检验与EG协整检验的比较：（1）约翰森协整检验不必划分内生、外生变量，而基于单一方程的EG协整检验则须进行内生、外生变量的划分；（2）约翰森协整检验可给出全部协整关系，而EG则不能；（3）约翰森协整检验的功效更稳定。故约翰森协整检验优于EG检验。当变量个数多于2时，最好用Jonhamson协整检验方法。
由表3可知，狭义货币需求LNPGDP与其他变量之间存在长期稳定的协整关系，并且在5%的显著性水平下存在3个协整向量，说明变量LNPGDP、FIR、BANK、STR、SLR之间具有共同的随机趋势，存在长期稳定的关系。标准化的协整系数见表4。
将第一个协整关系写成协整方程可以表示为：
应用AR根的图表验证协整关系的正确性，如图2，图显示所有单位根的倒数的模均落在了单位圆之内，因此，协整关系是稳定的。
4.2.4 格兰杰因果关系检验
在进行格兰杰因果检验之前，本文先对金融发展相关变量与经济增长建立VAR模型，以便后续的检验和分析。首先检验LNPGDP与FIR、BANK、STR、SLR之间是否有格兰杰因果关系。（置信水平0.1）
鉴于本文是季度数据，我们可以把滞后4阶以内看作是短期，滞后8阶看做是中期，滞后10看做是长期。对表5的解读如下：
由表4-7可以看出，变量FIR对短期和中期是LNPGDP的格兰杰因果原因，说明金融相关比FIR在短中期对经济增长产生影响。BANK是LNGDP的短期格兰杰因果关系，说明金融中介规模BANK只在短期影响经济增长。STR无论是短期、中期和长期都是LNPGDP的格兰杰原因，说明金融结构STR对经济增长的影响是长久的。STR只在长期是LNPGDP的格兰杰原因，说明金融效率只在长期影响经济增长。
4.2.5 脉冲响应分析
根据格兰杰因果检验和协整分析可知，变量之间有些关系在长期后才能显现，所以本小节脉冲响应的滞后期选择滞后15期，以期能看的更远、更全面。基于VAR（2）得出金融发展与经济增长的脉冲响应函数图如图3。
由图3可知，响应的方向都是正负交替的，说明金融发展各变量对LNGDP的作用在不同的时期有不同的方向，有正向的，有负向的。LNGDP对FIR、BANK和STR的脉冲在有明显的响应，而且响应的方向正负交替，对SLR的响应一直都是正向的。说明对经济增长来说，金融规模、金融结构和金融效率均对经济增长有明显影响。
5. 结论
金融发展与经济增长之间具有协整关系，也就是说两者由长期均衡的关系，金融系统与经济增长有均衡关系，即便短期有所偏离，两者组成的系统也能够自行调整到均衡状态。
从格兰杰因果关系检验可以看出，金融发展各变量均是经济增长的格兰杰因果关系，金融相关比例对经济增长是中短期影响，金融中介规模指标在短期影响经济增长，可见金融规模短期或中期影响经济增长；金融结构长久的影响经济增长，无论在短期还是长期都是经济增长的格兰杰原因；金融效率只在长期影响经济增长。
从脉冲响应来看，当本期给金融相关比一个标准差的正向冲击后，LNPGDP在短期内反应均为正向的，后来由正转为负向反应，过段时间由最终转为正向，说明短期内，金融相关比的提高，会促进经济的增长。而LNPGDP在短期内对金融中介规模是反映方向反映，而后转为正向。LNPGDP对金融结构的反映方向有正有负，在长期虽然是负向的，但是从第九期开始达到谷底，转为上升，延长滞后期可以得出，LNPGDP对金融结构的反映又变为正向的。LNPGDP对金融效率的反映一直都有波动，但都是正向的波动。
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