现代金融危机分析论文

摘要:依据中国1982-2009年的年度数据,运用现代计量统计分析工具建立VAR模型,分析服务贸易、货物贸易和GDP增长之间的静态和动态关系。以下是小编精心整理的《现代金融危机分析论文(精选3篇)》，仅供参考，希望能够帮助到大家。

现代金融危机分析论文 篇1：

经济虚拟化背景下金融危机机制的探究

摘  要：现代金融危机已具有国际传染性，因美元具有国际货币地位使美国金融危机的国际传染相应具有其独特性。从世界金融危机的爆发历史分析，不同的国际货币本位制下的金融危机传染确实表现出不同的特征，具体的表现形式为：在国际本位制和布雷顿森林体系下，一些国金融危机往往在国际间传染导致全球性或区域性的通货紧缩。但是在美元具有国际货币地位的情况下，由于汇率浮动已成为一种长期化趋势，国际收支调节机制的不健全以及美元霸权的存在，使金融危机的发生速度，传染速度日趋增快，在20世纪90年代以后，随着美元本位制事实上的形成，金融危机的国际传染呈现明显的大规模扩散。

关键词：虚拟经济;金融危机机制;实验检验

多数的经济学家认为，经济危机是典型的生产过剩的危机，金融危机是以金融系统的紊乱为其表现形式并仅限于金融范围内的金融危机，认为经济危机与金融危机是两个截然不同的概念。经济发展及由金融系统的运行机制中引起的以股票、债券及其衍生品作为代表的虚拟资本的快速扩张及其结构变化，使虚拟经济成为经济发展中的一个重要特征呈现出来。现代经济的发展与以往经济发展具有了显著的区别，这就是：虚拟经济突飞猛进的膨胀使经济危机与金融危机存在的界限被彻底打破。虚拟经济与经济危机通过实体经济紧密相连，金融危机又通过金融泡沫与虚拟经济直接相关。

一、金融危机的形成和传导机制

从1930年代起西方市场经济国家已经开始用宏观调控和建立消费社会来克服经济危机，用远远脱离实际需求的消费欲望来拉动有效需求，以克服资本主义经济社会贫富差距导致的有效需求不足。资本主义社会是收入分配两级化的社会，因为在资本主义市场中，市场经济是高度社会化的，但是其占有方式却为资本主义私有化。生产社会化促进资本主义生产无限扩大的趋势，但是同时由于生产成果的资本主义私人占有形式，收入分配不平等，进而两极分化情况更加严重。输入分配两级分化导致储蓄与投资、储蓄与消费的失衡。原因在于富人积累财富进行投机而不是储蓄，使收入流动性不大，但是穷人的消费能力有限，在这样的前提下，生产无限扩大的趋势下，消费能力却十分有限，因此必然使经济增长疏导有效需求不足的制约而生产过剩的经济危机。当国家采用宏观调控和建立消费社会来克服资本主义市场经济社会贫富差距导致有效需求不足的经济危机时又导致虚拟经济膨胀。当政府指出和消费信贷扩张引起需求膨胀进而引发通货膨胀政府反通货膨胀必然引起市场上金融资产的防线和价值重估，资产缩水，造成私人部门资不抵债，债务违约率上升，引发金融危机。

（一）金融危机的虚拟经济。在现代经济中，金融部门是社会信用的聚集地，在间接融资中，金融机构凭借自己的信用向盈余单位发行“间接债务”，然后再根据对象申请贷款单位的信用评估，用筹集来的资金购买借款人的“直接债务”.金融机构的介入本身是对融资企业资质认可，虽然金融危机机构并不一定需要正真付出资金，但是会加强投资者的信心。从筹资方来看，有信誉的金融就的介入能够确保自己按照界定的融资条件，在规定的时间内筹集到医院的借款。金融中介发挥双向的正向效应的条件有两个：银行的债券人对银行有充分的信心，并且银行对借款人进行高效的筛选和监督。但是完全地保证这两条对立信息的对称是不可能的，金融机构的脆弱性由此而生。

（二）金融危机的形成。早期资本主义的经济危机直接以有效需求不足、商品过剩表现出来;在现代金融危机中，生产过剩是从其发展即有效需求过度表现出来。经济危机的爆发是资本主义扩大再生产最终受制于社会有限支付能力的结果。从价值运动的角度看，经济危机是货币作为支付手段以及资本主义信贷关系的特定产物。经济危机是各个生产部门连锁相关地同时发生生产过剩的普遍现象，而不是个别部门的比例失调，因此仅用价值关系、一般的商品交换来解释是不够的。经济繁荣引致金融危机机构扩张贷款，市场充足的流动性推动金融资产交易规模的持续扩大和价格上涨，随着资金需求增大和利率上升，经济主体结构改变，金融机构收回资金贷款，导致资产价格暴跌引发金融危机。

（三）金融危机的传导。从实际经济过程看，贸易溢出效应是指当一国发生货币危机时，必然恶化与其贸易关系密切的国家的宏观经济状况，从而导致与其有密切贸易联系的国家遭受经济冲击的状况。虚拟经济的持续膨胀和金融全球化的发展，使全球资本的流动规模远远超商品的流动规模，使各类金融交易和价格信号的可变性和不确定性增强。其冲击力使各国政府难以驾驭，金融危机的金融溢出效应永远远大于贸易溢出效应，金融溢出效应成为现代危机在国家间传导最迅速、最重要的渠道。经济联系的紧密型使一国经济运行状况和政策的变化迅速对他国产生影响，这种蔓延效应造成一个国家或地区的金融危机迅速传导为全球性金融危机。

二、经济虚拟化背景下金融危机的实证检验

实验检验既是对理论分析的检验，同时又是分析的深化。通过选取有代表性的亚洲金融危机和美国金融危机进行实证分析，会使我们对现代金融危机的发生和影响有更为深刻地理解。

（一）亚洲金融危机。分析亚洲金融危机的原因和传导机

制，既要使各种对亚洲金融危机的科学解释得以保留，又要建立起各种科学解释之间的内在联系，这样，既能克服各种理论解释本身所具有的缺陷，又能说明一些单个理论解释无法说明的经济关系。从亚洲金融危机的形成发展过程来看，当时东南亚构架的宏观经济基本并没有恶化，大多数国家的国家财政支出状况良好，政府外债余额并没有超出警戒线，没有大量的失业、高通货膨胀和低增长率，然而缺乏有效监管的金融自由化带来了东南亚金融危机。

（二）美国金融危机。美国金融危机由一种金融产品——次级抵押贷款产品，最初表现为贷款银行流动性危机，之后迅速演化为银行信贷危机，随着制造业濒临破产，美国失业人数激增，GDP增数转为负值，危机侵入了实体经济并在全球迅速扩散，标志着美国金融危机演化为全球性金融危机。美国次贷危机起源于次贷房屋按揭贷款使金融投资领域的膨胀泛滥。

（三）金融危机的根本原因。美国次贷危机起因于次级房屋按揭贷款失控，放大于直接融资和债券信用的泛滥膨胀。美国市场经济模式是金融危机的根本原因。消费模式的转型和政府职能的转变，使银行等金融机构成为经济运行的中心环节，结果导致美国虚拟经济快速扩张，经济的虚拟化程度逐步加深。美元作为国际货币在获得权力与利益的同时，必然要付出一定的代价和承担一定的风险。当大量的回流资本与美国国内的投资机构融合在一起的时候，循环回流机制受阻，发展到一定程度必然爆发金融危机。

从中国的现实发展来看，经济市场和市场经济体制的建立和逐步完善，使中国的虚拟经济也得到了也一定程度的发展并呈现加速度的发展趋势。相对于发达国家而言，中国的虚拟经济都还处于发展初期阶段，在改革开放以来经济自始至终保持较为稳定的增长状态，外汇储备持续增长，人民币保持稳定。但在经济运行中，实际经济与虚拟经济并存且共同发展的特征已经十分明显，虚拟经济对实体经济的影响正在逐步加深。

参考文献：

[1] 李彬，田玉鹏.实体经济与虚拟经济发展的思考--金融危机后看美国、德国经济的发展经验[J].现代产业经济2013.08.010.

[2] 刘洋.虚拟经济与实体经济背离对现代金融危机的影响研究[J].经济问题，2015，（1）：23-26，88.

[3] 黄锡富.从金融危机看实体经济与虚拟经济在国民经济中的地位及其作用[J].学术论坛，2013.03.025.

作者：刘国春

现代金融危机分析论文 篇2：

中国服务贸易货物贸易与GDP的计量经济分析

摘要:依据中国1982-2009年的年度数据,运用现代计量统计分析工具建立VAR模型,分析服务贸易、货物贸易和GDP增长之间的静态和动态关系。协整检验的结果表明服务贸易、货物贸易和GDP增长之间存在长期稳定的关系;格兰杰因果关系检验的结果表明GDP增长是货物贸易的格兰杰因,服务贸易是GDP增长的格兰杰因等;VAR模型的估计结果表明GDP和货物贸易对服务贸易的带动作用比较显著,而货物贸易对服务贸易变动的敏感程度很小;脉冲响应函数和方差分解分析结果表明,服务贸易、货物贸易和GDP增长之间存在强度不一的动态关系。

关键词:服务贸易;货物贸易;GDP;VAR模型

2008年国际金融危机以势不可当之势冲击着国际贸易,国际贸易量的减少直接制约了世界各国经济的发展。中国作为国际贸易大国受到国际金融危机的冲击较为严重,国家统计局公布的2009年经济数据显示:按不变价初步核算,中国国内生产总值比上年增长8.7%,增速比上年同期回落0.9个百分点。依据国家外汇管理局数据,2009年中国对外货物和服务贸易总额为24 465亿美元,同比下降13.1%,其中对外货物和服务贸易同比下降分别为14.0%和5.8%。

服务贸易和货物贸易是对外贸易的两个重要组成部分,服务贸易的很多部门是货物贸易的支撑产业,货物贸易也会对服务贸易的进一步发展产生反作用力。那么,服务贸易和货物贸易分别对经济增长有着怎样的影响?反之,经济增长对服务贸易与货物贸易产生怎样影响?服务贸易和货物贸易之间又有着怎样的具体联系?探索这些问题将对中国调整产业结构和对外贸易战略,进而促进经济增长有着重要意义。

一、研究背景及数据选取

鉴于对外贸易在经济增长中的重要性,国内学者对经济增长、服务贸易和货物贸易之间的关系做了许多研究,并依据其样本期间和研究方法得出了不同的结论。谢康等(2000)通过分析指出,货物贸易净值与服务贸易净值总体上表现为负相关,这在发达国家较为明显而在发展中国家不明显。陈怡(2006)使用我国的投入产出表分析了不同贸易对各部门的贡献,发现货物贸易对服务部门的贡献大于服务贸易对货物部门的贡献,由此认为我国的服务贸易亟待发展。

蓝春汛、周升起(2009)根据我国1997-2007年的对外贸易数据,通过格兰杰检验分析了服务贸易与货物贸易的因果关系,结果发现我国的服务贸易对货物贸易的短期弹性大于长期弹性。温思美、庄丽娟、贺梅英(2007)采用协整检验方法对我国的经验数据进行了验证,检验结果表明:服务出口额与经济增长之间存在一个长期稳定的线形组合,服务出口能在长期内促进经济发展,服务出口额与经济增长之间的双向格兰杰因果关系。江维(2008)利用1980-2006年的经济数据建立模型,实证研究结果显示:宏观经济中的人均居民收入水平与货物贸易中的进口贸易规模指标对我国服务贸易的发展推动作用显著。唐保庆、黄繁华(2008)考察了国际货物贸易和国际服务贸易分别对经济增长的影响路径,结果发现:两种贸易对经济增长的影响路径存在显著差异。

综上所述,学者们的研究主要限于服务贸易与货物贸易之间和服务贸易与经济增长之间关系的研究,而没有涉及到对经济增长、服务贸易与货物贸易之间关系的综合研究。本文则通过现代计量统计分析方法,以期找到三者之间静态和动态的关系。

本文选取三个变量:国内生产总值(GDP)、对外服务贸易总额(FW)和对外货物贸易总额(HW),利用三个变量在1982-2009年期间的时间序列数据进行计量经济分析。1982-2008年的国内生产总值数据来自《中国统计年鉴2009》,为现价数据;2009年的国内生产总值数据来自国家统计局,为现价初步核算数据。1982-2008年的对外服务贸易总额和对外货物贸易总额的年度数据来自世界贸易组织(WTO),由国研网整理(不含政府服务),为现价数据(美元);2009年的数据来自国家外汇管理局的2009年中国国际收支平衡表(不含政府服务),为现价数据(美元)。为了消除物价因素的影响,将上面所述数据除以各年的居民消费价格指数(CPI),CPI数据(上年=100)采自《中国统计年鉴2009》,缺失数据采自相关年份的《国民经济和社会发展统计公报》。考虑到对时间序列取自然对数不仅不改变原有的协整关系,而且能够使趋势线性化,并能消除时间序列中存在的异方差,对三个时间序列数据进行对数化处理,分别记为LNGDP、LNFW和LNHW。

二、计量经济分析

(一)单位根检验

一般认为,平稳性时间序列不仅要求该序列的均值和方差在时间趋势上都是常数,还要求在任何两期之间的协方差仅依赖于该两期的滞后,而不依赖计算这个协方差的实际时间。时间序列数据的平稳性能够影响到它的性质和行为,运用非平稳数据做回归可能导致“谬误回归”。而宏观经济数据并不是都是平稳的,因此需要进行平稳性检验。通过反复单位根检验整理得表1:

依据表1,LNFW、LNHW和LNGDP的ADF检验值都大于1%、5%和10%显著水平下的临界值。因此,不能拒绝原假设(H0:序列数据存在单位根),即上述的三个时间序列均存在单位根,为不平稳时间序列。对CPI、PPI和GDP分别进行一阶差分处理得到⊿LNFW、⊿LNHW和⊿LNGDP,然后再进行单位根检验,三个一阶差分序列的ADF检验值都小于10%显著水平下的临界值,因此三个一阶差分序列通过了10%显著性水平检验,都能拒绝原假设,三个一阶差分序列均不存在单位根,为平稳时间序列。所以,LNFW、LNHW和LNGDP均为I(1)(一阶单整)过程。

(二)协整检验

由单位根检验可知,LNFW、LNHW和LNGDP的原序列为不平稳时间序列,因此不能用OLS进行参数估计,但均属一阶单整过程,所以可以进行协整检验。协整技术不但弥补了OLS估计的不足,并且还充分利用序列中长期信息找出变量间的长期线性均衡关系。对LNFW、LNHW和LNGDP的非平稳序列进行协整检验,这里采用Johansen似然比检验法。其协整检验结果如下:

根据表2所示,第一行的似然比统计值大于5%显著水平临界值,通过了5%显著性水平检验,因此拒绝原假设,LNFW、LNHW和LNGDP时间序列之间存在长期稳定的协整关系;第二行和第三行的似然比统计值都小于5%显著水平临界值,没有通过5%显著性水平检验,接受原假设,说明三个时间序列之间的协整关系是唯一的。

进一步对三个变量的两两关系进行协整检验,发现三个似然比统计值都大于5%显著水平临界值,都通过了5%显著性水平检验,表明LNHW与LNFW和LNGDP之间分别都存在长期稳定的协整关系。

(三)格兰杰因果关系检验

虽然知道了LNFW、LNHW和LNGDP之间存在长期稳定的关系,但很难分辨它们之间的因果关系,以及什么方向上的因果关系,格兰杰教授提出的格兰杰因果关系检验解决了这个问题。“Granger因果关系”是指对于两个平稳随机变量X和Y,如果用这两个变量各自的过去到现在的值的预测Y 比不用X的现在和过去的值预测Y所得预测值更好,那么就存在从X到Y的因果关系。已知三个变量的一阶差分是平稳的,且它们之间存在协整关系。因此,可以进行格兰杰因果关系检验。经过选取不同的滞后期数反复检验发现,在10%的显著性水平下,LNFW和LNHW之间在较短期内不存在任何方向的格兰杰因果关系。从短期看,LNFW不是LNGDP的格兰杰因,而LNGDP是LNFW的格兰杰因,说明在短期里只存在LNGDP到LNFW的传导关系。但从滞后5期的长期看,LNFW与LNGDP之间存在双向的格兰杰因果关系,LNHW不是LNGDP的格兰杰因,而LNGDP是LNHW的格兰杰因,说明二者之间只存在单向的传导路径。

(四)VAR模型的建立、估计和分析

在以上检验的前提下,本文利用LNFW、LNHW和LNGDP三个内生变量建立VAR模型。模型包含常数项,不含外生变量和趋势项,根据VAR模型的AIC和SC准则以及LR检验确定最长滞后期k为3,由VAR模型的估计结果①,研究发现:

第一,LNGDP受其自身的滞后一期的影响最大,系数分别是1.679,并且显著性水平也较高,t统计量的值为4.558,且受其自身滞后二期负的影响较大,显著性水平也较高。因此,对于其自身滞后一期的系数而言,说明在其他条件不变的情况下,其自身滞后一期增长1%就会引致其本期增长1.679%;LNGDP受到LNFW的各滞后期和LNHW的各滞后期的影响都相对较弱,并且显著性水平都较低,说明服务贸易和货物贸易对期后的GDP增长影响较小。

第二,LNHW受到LNGDP滞后各期影响的系数为0.778、-1.389和0.838,表明GDP对服务贸易的影响在其后两期内主要起到抑制作用,且二期系数的显著性水平较高;LNHW还受到其自身滞后一期的较大影响以及LNFW滞后一期的较大影响,但其系数显著性水平都较低。

第三,LNFW受到LNGDP各滞后一期和二期的影响都较大,系数分别为0.939和-0.409,且一期系数的显著性水平较高;LNFW受LNHW各滞后期的影响都较小;受其自身滞后一期和三期期影响的系数分别为0.404和-0.322,且显著性水平较高。

第四,依据表5最后一栏的数据可知模型在整体上模拟的较好。

由于VAR模型的参数估计是OLS估计量,只具有一致性,所以利用单个参数估计值进行经济意义分析是有一定缺陷的。由于VAR模型的主要功能是说明一个标准差大小随机新量的冲击对内生变量的影响及其相对重要性,这就需要建立VAR模型的脉冲响应函数和方差分解的动态反应模式。

(五)脉冲响应函数与方差分解

1. 脉冲响应函数(Impulse Response Function,IRF)。IRF 函数用来捕捉来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响的变动轨迹,它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应。这里选取滞后长度为10,通过软件计算得出以下图表:

依据图1的第一个图所示,LNGDP对其自身的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:一期开始反应比较强烈,而后逐期增加,到第四期达到最大值0.068,随后逐期平缓下降,说明这种冲击的短期效应较大,并反应迅速,且总的作用期较长。LNGDP对LNHW的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:前三期几乎没有受到影响,这与VAR模型参数估计的结果一致,三期之后反应强度逐期增加,至十期末都无下降迹象,说明LNHW对LNGDP的冲击强度在短期内较弱,长期渐强。LNGDP对LNHW的一个标准差大小随机新量冲击的反应整体较为平静,二期至五期受到正影响,之后受到稳定的负影响。

依据图1的第二个图所示,LNHW对LNGDP的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:第一期反应较强,至二期达0.029,第二期后开始减弱,随后在第六期后逐期增强,长期内无减弱迹象。LNHW对其自身的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:开始一期反应较为强烈,至第三期反应最为强烈,而后逐期缓慢减小,且均为正向影响。LNHW对LNFW的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:整体反应较为平静,主要受到冲击的负向影响。

依据图1的第三个图所示,LNFW对LNGDP的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:开始增加到0.063,而后二期有微小减弱,第三期反弹至0.083,随后逐期减弱;LNFW对LNHW的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:一期正向反应较为强烈,随后减弱,三期反弹至最强,而后逐期减弱。LNFW对其自身的一个标准差大小随机新量冲击的反应是:一期正向反应较为强烈,随后减弱,至第四期转为负向反应。

2. 方差分解,这是从另一种角度来描述系统动态的方法。如果说脉冲响应函数被用于追踪系统对一个变量的冲击效果,那么方差分解就是分析每一个变量冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度,进而评价不同变量冲击的重要性。先将一个变量冲击的方差分解成系统中各个变量的随机冲击所做的贡献,然后计算出每一个变量冲击的相对重要性,即变量冲击的贡献占总贡献的比重。这里选取滞后期数为10。

根据方差分析结果发现:第一,LNGDP的变动在第一期完全来自其自身的贡献,从第二期开始,LNHW与LNFW对LNGDP变动的贡献率逐期增加。但在十期内,整体上,LNGDP对自身的贡献率最大,虽逐期减弱,但均保持在86.66%之上,LNHW与LNFW对LNGDP的贡献率都较小,最高分别达11.81%和1.54%。第二,LNHW的变动在第一期主要来自自身的贡献,LNGDP的贡献率只有3.52%。至第二期,LNGDP和LNFW的贡献率分别达8.34%和0.59%,随后各期LNGDP的贡献率有波动,整体在10%以下,而LNFW的贡献率整体较小,不超过2%。第三,在第一期,LNGDP、LNHW和LNFW对LNFW变动的贡献率分别为49.26%、29.92%和20.82%,随后LNGDP的贡献率逐期增加,LNHW的贡献率在25%附近波动,LNFW自身的贡献逐期减小,整体上LNGDP的贡献最大。

三、结论

(一)静态关系

1. 国内生产总值、对外货物贸易和对外服务贸易是反映我国宏观经济的三个重要指标,依据对LNGDP、LNFW和LNHW的描述性统计结果,虽然三者之间存在较好的统计性质,具有较高的相关程度,并具有高度一致的共同趋势,但这并不能完全真实反映它们之间的关系,因为宏观经济数据一般都具有一致的时间趋势和不平稳性。所以,需要运用现代计量分析工具研究它们之间的关系。

2. 对LNGDP、LNFW和LNHW三个时间序列进行单位根检验,发现三个时间序列的原序列是非平稳的。但通过对三个时间序列进行一阶差分处理,依据单位根检验的结果,三个时间序列的一阶差分序列是平稳的。在此基础上,进行协整性检验,结果显示三个时间序列之间存在长期稳定的关系,且两两之间也存在长期稳定的关系。这与一般常识是相符的,三者之间存在某种关系,这也给了我们可操作空间。

3. 依据格兰杰因果关系检验的结果,第一,在中短期看, LNHW与LNFW之间不存在格兰杰因果关系,即货物贸易的发展和服务贸易的发展之间没有明显的传导途径。在中国,货物贸易的发展与服务贸易发展一直处于相对独立的发展轨道里,且中国的服务贸易一直处于相对附属的地位。因此,从历史经验数据得不出服务贸易和货物贸易的相互促进作用,但依据国外经验,货物贸易的大发展需要服务贸易的跟进,还是存在传导效应的。第二,LNGDP是LNHW的格兰杰因,反过来则不是,说明只存在LNGDP到LNHW的单向传导途径,货物贸易的增长并不能解释经济的增长,因为有可能只是外贸与内贸的替代。从需求理论看,一国经济的增长必然增加国民收入,收入的增加会带动需求的增加,因而带动进口的增加。第三,从滞后一期的检验结果看,只存在LNGDP到LNFW的单向传导途径,同样从需求理论上看,经济的增长会带动货物和服务贸易的增加,而服务贸易在短期不能明显带动经济增长。从滞后五期的检验结果看,LNGDP与LNFW之间互为格兰杰因,即相互作用。也就是说,从中长期看,服务贸易的增长可以用来解释经济总量的增长,那么可知长期发展服务贸易的重要性。

根据上面的因果关系,三个变量之间存在两条良性循环链条:第一,服务贸易的增长可以带动GDP的增长,GDP的增长在中长期又可以带动服务贸易的增长,如此循环。第二,服务贸易的增长可以带动GDP的增长,GDP的增长可以带动货物贸易的增长,而货物贸易的增长又可以带动服务贸易的增长,最终服务贸易增长带动GDP的增长,如此循环。因此,不管我们刺激那个变量增长都会进入良性循环。而着眼于经济增长,货物贸易要通过服务贸易才能对GDP有传导效应。所以,还需要分析货物贸易和服务贸易的具体效应,以及两个循环链条的传导效果。

(二)动态关系

1. 依据VAR模型的估计结果,GDP的增长主要受到其自身滞后一、二期的影响,虽然滞后二期的影响为负,但三期的总体影响是较大的正向影响,说明GDP增长有着较大的惯性,且对以往增速反应较为敏感。三期内GDP的增长对货物贸易和服务贸易滞后各期变动的敏感程度相对较小;服务贸易受到GDP滞后一期的影响最大,也受到其自身滞后一期和三期以及货物贸易滞后二期和三期的较大影响,说明GDP和货物贸易对服务贸易的带动作用比较显著;在三期里,货物贸易受到GDP各滞后期的影响有正有负,总体上效果不是很明显。货物贸易对服务贸易变动的敏感程度很小,受其影响较小。

2.脉冲响应函数和方差分解分析结果可知二者的结果是一致的。GDP、货物贸易和服务贸易之间的动态关系如下:第一,依据GDP面对内生变量分别冲击的反应以及GDP变动的方差分解,GDP增长有其自身的惯性,且在短期内受到货物贸易和服务贸易的影响较弱,且存在延期效应,特别是货物贸易对GDP变动的贡献率逐期增加,长期效应显著。第二,依据货物贸易面对内生变量分别冲击的反应以及货物贸易变动的方差分解,货物贸易对GDP冲击的反应较强烈,长期里GDP和服务贸易对货物贸易变动的贡献率逐期增大,长期效应显著,但整体上服务贸易对货物贸易的影响较弱。第三,依据服务贸易面对内生变量分别冲击的反应以及GDP变动的方差分解,GDP的冲击对服务贸易的影响最大,货物贸易次之,并具有长期效应,且GDP和货物贸易对服务贸易变动的贡献率各期都很高。

根据对参数估计结果的总结和对三个变量动态关系的总结可知:第一,货物贸易增长带动GDP增长,GDP增长又带动货物贸易增长,如此循环;第二,GDP和货物贸易的增长都内促进服务贸易的增长。而服务贸易增长对GDP和货物贸易的弱作用会影响静态关系中循环链条的传导效果。那么,需要我们关注服务贸易的发展。其实,我国服务贸易的现状令人担忧。我国服务贸易总额占对外贸易总额的比例在1997年到达最高为13.84%,而后则逐年下降,到2006年降为9.82%,2009年也才只有11.73%,占GDP总量的比重也只有在2008年超过了1%。长期以来,我国服务贸易发展滞后,处于附属地位,没有发挥它应有的作用。我国服务贸易发展潜力巨大,特别是在最近两年,货物贸易增长艰难,甚至减少,更需要我国调整对外贸易战略,大力发展服务贸易,提升服务贸易的战略地位,进而促进货物贸易和GDP的增长。

注释:

① 由于篇幅原因,估计结果本文并未给出,如有需要,可向作者索取。

参考文献:

[1] 谢康,李赞.货物贸易与服务贸易互补性的实证分析:兼论中美贸易不平衡的实质[J].国际贸易问题,2000(9).

[2] 陈怡. 我国服务和货物部门对外贸易对彼此的贡献率分析:基于1997年投入产出表及其扩展表的计算[J].财经问题研究,2006(7).

[3] 蓝春汛,周升起. 我国服务贸易与货物贸易关系的实证研究[J].商场现代化,2009(1).

[4] 温思美,庄丽娟,贺梅英. 对服务出口促进经济增长假说的进一步检验[J].山西财经大学学报,2008(5).

[5] 江维.宏观经济与货物贸易对服务贸易发展影响的实证检验[J].统计与决策, 2008(21).

[6] 唐保庆,黄繁华. 国际贸易结构对经济增长的影响路径研究——基于货物贸易与服务贸易的比较分析[J].世界经济研究,2008(9).

(责任编辑:陈树明)

作者：袁 霓,乔家立

现代金融危机分析论文 篇3：

河南省现代物流业发展的投入产出分析

摘　要：运用投入产出法，通过对河南省2007年144部门投入产出袁重新整合，独立出包含物流业在内的15大部门。计算出各部门的直接消耗系数、分配系数、中间投入率、中间需求率、影响力系数和感应度系数、生产诱发系数等。并从产业的角度对河南省现代物流业进行分析，提示了河南省现代物流业与其他产业之间的关联关系，从而期望为加快河南省现代物流业的发展提供可以值得借鉴的依据。

关键词：现代物流业；投入产出；关联效应：波及效应

现代物流业是一个新兴行业，是在现代信息技术和互联网发展基础上，通过对运输、仓储、装卸、搬运、包装、流通加工、配送等物流传统资源整合形成的一种新型的产业形态。近年来，河南省现代物流业的发展可谓是突飞猛进。但纵观整体，河南省现代物流业仍然处于一个快速增长的起步阶段，物流基础设施具备一定规模，综合运输网络初步建成。交通运输仓储等传统物流业仍居主要地位，真正代表现代物流组织形式的第三方物流很不完善，不过现代物流业是一个具有相当成长性和发展潜力的行业，河南独特地域优势以及国民经济的高速增长，必然带来河南省现代物流业的快速发展。

河南省的持续发展和产业结构调整升级为其现代物流业发展提供了机遇，要大力发展河南省现代物流业，必须充分认识现代物流业在国民经济中的地位以及与国民经济各部门之间关联程度。投入产出法则成为我们定量认识河南省现代物流业的很好的分析方法。但是，现代物流产业几乎涉及国民经济的各个方面，是一个跨行业、跨部门、跨地区的综合产业，它是对原来分散于不同经济领域和环节的相对独立的物流功能的重新整合。目前我国统计的产业体系分类中没有“物流业”，更无法研究“单独”物流业的发展及其对其他产业发展的影响。因此，本文根据河南省2007年投入产出表将铁路货运业、公路货运业、水路货运业、航空货运业、管道运输业、装卸搬运及其他运输服务业、仓储业及邮政业的统计数据作为现代物流业的统计数据。结合《国民经济行业分类》(GB，r4754 2002)三次产业分类对河南省2007年144部门投入产出表数据进行分离归并整合，得到一个15部门的投入产出表，下面是对河南省现代物流业的投入产出分析。

1　河南省现代物流业的关联效应分析

在国民经济中，各产业部门是相互联系、相互依存的，任何一个产业部门的产品和服务都不能离开其他部门产品和服务的投入而独立进行；同样，任何一个产业部门的产品或服务都不仅仅是自己消费，而是以中间产品或最终产品的形式销向其他产业部门。前者就是投入结构问题，而后者就是销路结构问题。

1.1　物流产业的投入结构和销路结构

1.1.1　投入结构

投入结构以中间产品的投入形式反映着各个产业部门之间的生产技术上的联系。这种联系即“投入系数”，本文以“直接消耗系数”米衡器。从表1中物流产业的直接消耗系数我们就很容易发现：物流产业的产品实现增长1万元时，那么批发和零售、世、采矿业、化学工业、建筑业、制造业、电力燃气及水生产与供应业、农业、信息传输计算机服务和软件业的中间产品应分别相应增加760元、414元、390元、362元、349元、91元、26元、18元。这表明，河南省物流业的发展对批发零售业、化学工业、制造业有较强的依赖性和较大的拉动作用，而对电力燃气及水生产与供应业、农业、信息传输汁算机服务和软仲、Ik的依赖性较小，

1.1.2　销路结构

销路结构是指产业生产的产品或服务的分配去向，某一产业的销路结构可以通过某产业产品或服务的分配系数来衡量。根据表1，分配系数较高的行业是化学工业、服务业、电力燃气及水的生产与供应业、食品制造及烟草加工业、纺织服装及其他纤维制造业，这说明河南省物流产业的产品服务主要是流向这些产业，物流产业对这些产业的推动作用主要是通过生产企业供应链的整合及商贸流通企业的流通渠道的塑造，通过“为他们的劳动与物质资本带来更高的生产率并改进了商品与其他服务的质量”来实现。

1.2　物流产业的中间需求率和中间投入率

叶间需求率是指国民(区域)及经济对某一产业的产品中间需求量之和与全社会(区域)对这一产品的总需求量之比，反映了各产业部门的产品有多少作为原料为其他产业所需求，中间需求率越高，表明该产业越带有提供生产资料的性质。表1数据显示，河南省物流产业的中间需求率为0.9033，也是说大约90.3％的产品被其他经济部门作为中间产品而使用，而另有9.7％的产品被用来当作最终产品，投入到居民消费或被省外消费。这说明，河南省物流产业的产品主要被产业当作中国产品使用面成生产消费品，即物流业呈现典型的生产性服务业的特征。另外，从现代物流业的发展趋势来看，物流服务有向非生产性领域发展的趋势，最终消费品的运输和配送的比例将增加，因此，可以预见，这样的趋势将会促使物流产业的中间需求率降低。

中间投入率是指某一产业在一定时期内(通常为1年)生产过程中的中间投入与全部产出之比，反映该产业附加值(增加值)的大小程度。另外，这个指标反映的是该产业的总产出中从其他产业购进的中间产品所占的比重，也就是该产业对上游产业总体的直接的带动能力的反映。根据表1数据，河南省物流业的中间投入率为0.4814，这表明物流产业在自己的，L产过秘中，为生产单位产值的产品需从其他各产业购进的原料在其中所占的比重不高，该产业的附加价值率有很大的提升空问。

2　河南省现代物流业波及效应分析

任一产业的生产活动通过产业之间的相互关联，必然影响和受影响于其他产业的生产活动。对物流产业的产业波及效应分析就是分析国民经济发生变化时对物流产业的影响或物流产业发生变化时对其他产业及国民经济的影响。

2.1　影响力系数和感应度系数分析

影响力系数反映了国民经济某一个部门增加一个单位最终使用时对国民经济各部门所产生的生产需求波及程度。影响力系数越高，表示对国民经济发展的推动力越大，在当前金融危机的背景下，为刺激国内需求，影响力系数越高的产业对促进国民经济发展越重要，因而应该成为国民经济发展的主导产业。感应度系数反映了该部门受其他部门的需求感应程度。感应度系数越高的产业该部门受其他部门的需求感应程度越高，国民经济发展对该产业的拉动作用也就越大。感应度系数越小的产业，同民经济对其拉动作用也越小，其在国民经济中处于瓶颈地位，应该得到优先发展。

从表1中可知：物流业的影响力系数(0.8657)略高于农业(0.8181)、信息传输计算机服务和软件业(0.6609)和批发零售业(0.6735)等行业，远低于金属制品业(1.2735)、制造业(1.2269)、化学工业(1.1973)、电力燃气及水的生产与供应业(1.1514)和建筑业(1.1231)等行业。这说明金属制品业、制造业的影响力是较大的，其次是化学工业、电力燃气及水的生产与供应业、建筑业。物流业的影响力系数(0.8657)小于1，说明物流业对其他部门所产生的波及影响程度低于社会平均影响，

水平。可见，河南省物流业对国民经济的推动作用远不及金属制品业、制造业那么明显；感应度系数较大的部门集由于化学T业(2.3138)、采矿业(1.6941)、食品制造及娴草加工业(1.2877)、农业(1.1729)和金属制品业(1.1551)等行业，说明这些行业对经济发展起着较大的经济制约作用。尤其是经济高速增长时，化学工业、采矿业、食品制造及烟草加工业首先受到最大的社会需求压力，从而容易造成供不应求的局面。物流业的感应度系数(0，9710)小于1，处于靠后的位置(第九位)，说明接受到的感应程度低于社会平均水平，国民经济发展对物流业的需求程度偏低，也说明了国民经济发展对物流业的带动作用较弱。从另一个角度考虑，这可能意味着物流业己成为或正在成为河南省国民经济进一步发展的瓶颈因素。

2.2　生产诱发系数分析

各部门生产出来的产品不是满足中间需求就是满足最终需求的需要，但归根到底生产水平是由最终需求所决定的，中间需求只不过是派生的需求而己。因此，还可以用生产诱发额和生产诱发系数来揭示各部门生产额和最终需求之间的这种联系、各项最终需求的生产诱发额是指满足一定量的最终需求时通过直接与间接消耗而对某部门所需的总产出额。而各项最终需求的诱发系数则表示增加某项单位最终需求所诱发的部门生产额。生产诱发系数越大，它的生产波及效果也越大。根据列昂惕夫逆矩阵计算生产诱发系数，结果如表2。

从表2可以看出，最终使用对物流业的诱发作用比较小，其生产诱发系数(0.0657)较低(第八位)，远低于服务业(0.3104)，因为物流业主要是为了生产过程服务的，作为最终使用的份额不大，故最终使用对其的生产诱发也相应较小。最终使用对服务业的生产诱发最大，其次是金属制品业、农业、信息传输和计算机软件服务业等。由此可见，物流业属于国民经济的基础产业，是为发展其他产业服务的。河南省物流业应加强运输网络、信息支撑网络、物流园区等=三大物流基础设施的建设，

3　小结

综上分析，河南省现代物流业已经有了一定程度的发展，以信息技术为支撑，以第三方物流为主体的现代物流模式正在逐步形成。物流业与其他产业有着较强的关联效应，其受批发零售业、化学工业、制造业的影响较大。反过来，其他行业的发展，如化学工业、服务业、电力燃气及水的生产与供应业、食品制造及烟草加工业、纺织服装及其他纤维制造业等，也对河肖省现代物流的发展起着很大的提升和促进作用。发展河南省现代物流产业必须要伴随着国民经济各行各业的。

作者：李 源 魏爱霞 刘可芳-