国际法与国际政治的关系范文

引言：寻求写作上的突破？我们特意为您精选了4篇国际法与国际政治的关系范文，希望这些范文能够成为您写作时的参考，帮助您的文章更加丰富和深入。

篇1

中国深度参与经济全球化下，双顺差是必然的。中国在世界经济中的地位就是生产制造大国，以传统产业为载体的各种生产要素向中国进一步转移的必要条件和基本形势，对中国来说，就是固化的廉价劳动力。这样一个基本结构决定了双顺差必然形成。以廉价劳动力物化的产品特别是加工对外形式净流入必然是双顺差，土地对外批租也是财富的重要来源，中国高新技术产业出口，如果按照分类，三资企业占了88%。看土地的出让，最近这几年，从2003年到2005年每年土地转让的价格，总价值占到五千多亿元，差不多是GDP的2.5%，这是潜在的财富变成了GDP中的财富。关于外汇储备的增长和货币供应量之间的关系，中国今天的外汇储备是一万三千，占货币供应的28.2%，所以货币政策没有空间是因为双顺差。

第三，国内改革进程与高储蓄率低投资率并存。其中重要的原因是社会保障制度的发展滞后导致了高储蓄率，只有解决了中国社保体制问题，才能降低中国的储蓄率，提高中国的需求。另一个问题是分配差距，包括社会群体的分配差距。因为分配差距扩大，导致同样速度的GDP增长所带动的购买力增长是相对低的。而且，由于国有企业改革滞后导致投资不足，私营企业虽然有许多成就，但相比现在的大企业来说，其发展整体仍然是滞后的。

以上三个基本判断，可以得出以下结论。第一，国际收支顺差是高储蓄积累资本的要求，因为发展的初级阶段，需要有持续大量的境外资本完成发展阶段的资本积累。人均GDP刚刚超过两千美元，在整个国家差别巨大，可以说国家的发展仍然需要完成资本积累，高储蓄在这个阶段是必然的。外资流入仍然是资本积累的重要渠道。

第二，追求国际收支平衡与经济全球化的时代背景不一致，也与中国经济战略不一致。中国和美国的发展特征代表着全球化经济的结构，一个双赤字，一个双顺差。全球化失衡并不是短期的，而是历史性长期因素改变了世界经济运行方式，在根本上造成了全球经济的流动性失衡。

当今要素流动的基本特征是流动性强的要素，如资本、技术、优秀人才、标准和品牌等向相对流动性差的要素，如土地、自然资源、廉价劳动力的拥有国流动。2006年中国的经济规模排到第四位，这正是深度参与全球化的结果。在全球化经济时代，目前的发展阶段正是产业转移的阶段，特别是中国的发展阶段正是产业引入的阶段。所以通过汇率调整全球经济失衡是无效、也是不利的。

第三，汇率升值不是调节中国国际收支的有效工具。事实证明，在过去两年中，虽然汇率升值速度加快，外资仍然高速流动，甚至加速。所以，汇率升值并不能直接解决国际收支顺差过高的问题。

根据上面的分析，得出以下政策。

第一，深化国内改革是推进投资和消费的基本途径。社会保障机制的改革有助于消除居民后顾之忧，有利于降低储蓄率，提高投资水平。培育本土企业，优化本国投资主体，减少对外资的依赖。同时完善国内金融市场，使储蓄真正转化为投资。尽管股市火爆，对个人来说是投资，对宏观经济来说只是资产价格增值。资产价格上涨并不是投资水平提高的表现，我们仍然需要完善金融市场。从深化国内体制来说，减少地区之间的恶性竞争。

篇2

自1978年中国实行改革开放以来,在市场经济体制之下,政府的只能由经济的指挥和计划者转变成了经济的调节和服务者。政府对经济的控制力量较改革开放前较为减低。然而,在新型经济制度的要求下,旧体制中国企的“大锅饭”及社会责任制度逐渐淡化。中国逐渐需要引入新型的社会保障制度及实施新型的财政支出政策来发展经济。于是,这些财政支出政策的作用即成为改革开放以来研究的一个重点。本文使用协整理论、误差修正模型及脉冲响应函数,试图分析主要的财政支出政策与中国经济增长的长期均衡关系及短期动态调整关系,并对政府实行新型的财政支出政策做出建议。

一、文献综述

对于政府财政支出对经济影响的研究,国内已有众多的研究文献。董秀良、郝淑媛(2005)运用协整关系检验、脉冲响应函数和方差分解技术,对我国财政支出变量与实际GDP、私人投资进行分析发现存在显著的协整关系。牛冲槐、唐朝永、江海洋(2008)对1980~2005年国家财政科技投入和经济增长的协整性及因果关系进行的分析表明:两者之间只存在单向因果关系,即财政科技投入是经济增长的原因。赵国旭,邬华明(2008)使用协整理论对开放经济下财政政策有效性进行了研究,发现财政政策是有效的,但存在时滞与挤出效应,提出优化财政政策结构的建议。贾文、杨小容(2009)利用协整和向量自回归模型,研究了中央财政支持对牧民收入水平的影响实证分析,得出藏族在中央财政支持是受益最大的,否定了某些认为藏族被边缘化的观点。杨敏利,贺利平(2009)对我国1989-2005年的公共财政科技投资与社会科技投资之间的关系进行了协整及误差修正模型分析,得出公共财政科技投资对社会科技投资具有带动效应的结论。梁蕾(2009)对我国1952-2007年的GDP和财政收入之间的关系进行实证研究,研究表明:(1)中国的财政收入与GDP互为因果关系;(2)中国财政收入与GDP有长期协整的关系;(3)中国财政收入对GDP的弹性小于1。汤鹏主(2009)运用Johansen协整模型的理论方法研究财政税收、投资总额与我国经济增长的关系,得出结论是投资总额对经济增长的影响推动作用基本上要大于财政税收对经济增长的影响推动作用。

然而,以上的文献中研究的财政政策支出变量数目较少,没有同时涉及财量中科学研究投入、抚恤和社会福利救济、文教卫生支出、政府基建支出对经济发展的综合关系分析。因此,本文试图从一个新的角度来分析改革开放以来我国财政支出与经济发展的长期与短期动态关系。

二、实证分析

1. 数据的选取

为了研究国家财政支出对经济发展的影响,本文选取了以下四个数据。分别是1)国家财政决算支出中的科学研究支出2)国家财政决算支出中的基本建设支出3)国家财政决算中的抚恤和社会福利救济支出4)国家财政决算中的文教、科学、卫生事业费用 5)按支出法核算国内生产总值。以上五个时间序列数据来源与中宏数据库的年度数据库。本文选择了1978年-2006的年度数据,单位为亿元人民币,采用现行价格计算。数据选取的主要原因如下:其一,1978年后我国实行改革开放政策,只有在这个时期建立的模型才能够反映市场要素间自发的内部相互动态反应,用1978年之前计划经济条件下的数据来分析是达不到研究目的。其二,本文还考虑研究国家财政支出中的其他项目,如高等教育投入经费等。但由于样本量不足以进行计量经济学分析,故放弃。

在进行数据分析之前,对以上五个时间序列变量取自然对数,目的是为了消除异方差现象。经过处理,五个时间序列变量分别命名为:1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP。

2. ADF单位根检验

本文研究财政支出对中国经济发展的影响主要通过协整分析进行。根据协整理论,时间序列变量间存在协整关系的前提条件是各个序列都是同阶单整非平稳时间序列。因此,首先使用ADF单位根检验方法对五个时间序列进行平稳性检验。

若时间序列的均值、方差和自协方差都不取决于时刻t,则称此时间序列为平稳的时间序列变量。然而,在现实中,大多数宏观经济变量都存在均值随时间而变化的趋势。因此,这些存在时间趋势项的序列都不属于平稳的时间序列。非平稳时间序列一般可以通过差分变换转换为平稳时间序列。若序列通过一阶差分变换转换为平稳时间序列,则称该序列为一阶单整序列。同样地,若序列通过若干阶差分转换为平稳时间序列,则称该序列为若干阶单整序列。检验时间序列平稳性的主要方法是ADF单位根检验方法。在ADF检验中,先通过作图等方法确定时间序列变量是否存在时间趋势项及截距项,再进行原假设为存在单位根的检验。若结果拒绝存在单位根的原假设,则该序列为平稳的。若不能拒绝,则该序列为非平稳的,需要进行差分变换直到转换为平稳时间序列。

对“1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP”作图,确定其是否存在时间趋势项及截距项并进行ADF单位根检验,滞后水平采用SIC信息准则自动设定,检验结果如下:

注:D指差分运算 检验的显著性水平设定为5%

检验结果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP为一阶单整非平稳时间序列,LNRE为二阶单整非平稳时间序列。因此,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP间可能存在协整关系,而LNRE则与其余的变量不存在协整关系,应予以舍去。这意味着,国家财政决算中科学研究支出可能与中国经济发展并不存在长期均衡协整关系。

3. 建立VAR模型

本文使用的协整关系检验主要基于Johansen协整检验,Johansen协整检验是以VAR(向量自回归模型)为基础的检验回归系数的方法,主要用以研究多变量间的协整关系。因此,为进行Johansen协整检验,首先建立VAR(向量自回归模型)。

由于研究中所获得信息的局限性,本文只考虑非限制性的向量自回归模型(unrestricted VAR)。VAR模型把系统中每一个内生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。VAR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项对变量系统的动态冲击,从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。

含有k个时间序列变量的VAR模型的数学表达式为:

其中,表示第k个时期t滞后p期的内生时间序列变量,表示第d个在时期t的外生时间序列变量,表示第k个在时期t的随机扰动项(白噪音项),也可称为冲击向量。分别是维和维系数矩阵。

基于本文的研究对象,下文中建立的VAR模型不含外生变量。对LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP建立VAR模型,使用AIC准则确定滞后期为2,输出结果如下:

小括号中为滞后期,中括号为t统计量

4. Johansen协整检验

随后我们基于VAR模型,进行协整检验。协整关系的主要原理 是若存在两个时间序列和,,,其中为随时间变化的趋势变量、为随机扰动项。

若存在一个向量V () 使得: 。其中,ε为随机扰动项,则称与具有协整关系,V为协整向量。

在协整关系检验中我们设定协整方程有截距项但没有趋势项,检验结果如下:

检验结果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间可能存在三个协整向量,即我们可以确定LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间具有长期均衡的协整关系。

5. 向量误差修正模型

前文已经检验出LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间存在长期均衡的协整关系,在这里,通过构建向量误差修正模型来分析当变量偏离长期均衡水平时,系统对偏离的修正过程。

这里通过前文构建的VAR模型和协整方程构建向量误差修正模型,结果如下:

构建的向量误差修正模型的误差项修正系数为符合反向修正机制。模型中的协整方程为

可以看到,若LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP四者的波动偏离了长期均衡关系,则会以误差修正系数的修正速度重新返回长期均衡状态。

6. 脉冲响应函数分析

在这里,我们利用脉冲响应函数来分析当LNFRA,LNWEA,LNHY遭受系统外部冲击时对LNGDP序列的影响。脉冲响应函数的主要思想是对VAR模型中某一变量的误差项施加一正向冲击,并计算另一变量在未来某个时期内波动的数值,以得出外部冲击的动态影响。

若对LNFRA的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图1所示:

若对LNWEA的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图2所示:

若对LNHY的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图3所示:

从脉冲响应函数分析可以看出以下三个现象:其一,当国家财政加大基建投入后,在随后的1-2年内, GDP受到了一定的负面影响,但在1-2年后,GDP随即受到持续的正向促进。其二,当国家财政加大社会抚恤及福利保障投入时,在随后的1-2年内,GDP受到了一定的负面影响,但在1-2年后,GDP获得持续的快速增长。其三,当国家财政加大文教、卫生、科技投入时,GDP在当期即获得正向冲击,随即获得持续的增长。

三、实证分析结果的经济意义解释

第一,根据平稳性检验,发现我国财政决算中的科学研究支出与其他的变量不存在长期的均衡关系。根据我国的经济增长方式,在长期以来,我国都是以粗放形式发展经济,即经济发展主要通过大量低技术的投资建设,而较为忽视技术密集型的第三产业的发展。这导致我国没有形成依靠科技进步的集约性生产方式。在以低技术产业为主导的经济体中,科技投入就不能有效地推动经济整体的发展。此外,我国科技投入规模小,尚未形成与经济总量水平稳定的增长方式。

第二,根据协整性检验,发现我国财政决算中的基建支出、抚恤和福利保障救济支出、科技文教卫生与经济总量存在长期的均衡关系。这说明了这些财政支出项目与经济增长的重要内在均衡关系。结果表明,控制主要的财政支出变量,对中国的经济发展可以起到宏观调控作用。此外,中国的经济发展也会使这些财政支出获得稳定增长。两者互为稳定增长关系。

第三,通过向量误差修正模型,可以发现我国财政决算中的基建支出、抚恤和福利保障救济支出、科技文教卫生与经济总量存在短期波动时的动态修正机制。可以看出,变量之间存在稳定收敛的动态修正机制。

第四,通过脉冲响应函数,可以清晰地发现各财政支出变量对经济总量的持续影响。其一,若国家基建项目的支出在短期内迅速增大,则在1-2年内国家投资对私人投资的挤出效应明显,国内生产总值在短期内受到不利影响,然而,在长期中,国家基建项目对经济增长起到持续的促进作用。这得益与基建项目对生产活动产生的加速效果。如青藏铁路的建设,使得与中原地区的工商业交流更加方便快捷。其二,若国家抚恤与社会福利救济支出增加,则在短期内对国内生产总值产生负向冲击,但在长期内则起到持续的增长作用。抚恤与社会福利救济项目是一种收入再分配政策。将较高收入者的收入转移到低收入群体中。若国家抚恤与社会福利救济支出在短期内大幅增加,则可能导致高收入群体的激励扭曲,造成经济效率的一定损失。然而在长期中,由于低收入者生活水平的提升,其消费产生的乘数效应对经济发展起到了持续作用。其三,若国家财政加大文教、卫生、科技投入,经济总量在当期即获得正向冲击,随即获得持续的增长。实证结果证明了文教、卫生、科技投入的巨大促进作用。根据现代内生经济增长理论,投资与劳动力数量的增长不能使经济体获得持续的人均经济增长,只有全要素生产率的持续增长才能对经济产生持续的正向促进作用。根据实证结果可以发现,文教、卫生、科技投入的正向冲击具有持续经济增长作用,这是因为该变量可以大幅提高社会全要素生产率,在投资与劳动力增长率不变的情况下,大幅度提升人均经济产出,并使得经济获得可持续发展。

四、结论与建议

1. 优化产业结构,增加科学研究投入规模与应用程度

研究中发现科学研究的投入对经济增长是无长期均衡作用的。根据上文的分析结果,本文建议我国应当在新的知识经济时期大力进行产业转型。在转型中增大科技含量高的技术密集型产业比重,使得经济增长可以充分利用国家科学研究的先进成果。并建立高效率的产学转换基地,鼓励各行各业应用新型的高效率科学技术。此外,中央财政还需加大科学研究的投入规模,并进行国际前沿课题的研究,以使中国在某些科技领域达到或接近世界先进水平,并使经济部门获得科学上的自然垄断。

2. 合理利用国家基建支出等反周期财政政策

在研究中充分识别出了国家基建投资对私人投资的挤出效应。因此,在遭遇经济周期波动时,我国要谨慎使用增大基建投资的反周期财政政策。准确识别其对私人部门的挤出效应。

3. 建立完善的社会保障制度

研究中发现虽然对低收入者的转移支付在短期内对经济效率有所影响,但在长期内,是对经济发展有利的。因此,我国更应该加速建设及完善全民社会保障制度。完善对低收入者的救济体系。努力减少社会贫富差别产生的不公平现象。促进和谐社会的发展。

4. 加大文教、卫生、科技投入

文教、卫生、科技投入可以增加居民的教育水平,期望寿命,生产力水平等。在目前,国内这方面的投入占GDP的比重还是相对较少的。具体来说,文教的投入具有明显的地区不公平性。在大城市中,外来户籍人员的子女无法就读公立优质学校,在教育上存在无效率及不公平,导致众多潜在优秀人才失去成才的机会。而在医疗方面,则对部分人群还是欠缺保障。如外来务工人员就只能享受赔付比例相对较小的医疗保险。而部分偏远城镇的医疗设备落后,也间接导致了劳动力流失等现象。对于科技投入,对劳动力生产力则有巨大影响。因此,国家财政加大文教、卫生、科技的投入对经济长远发展具有重大意义。

参考文献:

[1] 董秀良、郝淑媛,《我国财政政策冲击的动态效应分析》[J],当代经济研究,2005(9):54~58

[2] 牛冲槐、唐朝永、江海洋,《财政科技投入与经济增长的协整性及因果分析》[J],山西高等学校社会科学学报,2008(2):55~58

[3] 赵国旭,邬华明,《开放经济下我国财政政策的有效性分析》[J],财经问题研究,2008(6):99~104

[4] 贾文杨小容,《中央财政支持对农牧民收入水平影响的实证研究》[J],西南民族大学学报(人文社科版),2009(7):6~11

[5] 杨敏利,贺利平,《基于协整的公共财政科技投资对社会科技投资的带动效应研究》[J],科技进步与对策,2009(4):13~16

篇3

文章编号：1003－4625(2011)04－0003－06

中图分类号：F830.91

文献标识码：A

一、导言

20年来，中国经济以超常速度增长的同时也见证了股票市场的迅猛发展。我国从零起步，现已建设形成总市值达到26万亿元、年募集资金额接近1万亿元、年成交额53万亿元的大型股票市场。所以正确理解和处理股票市场发展与经济增长之间的关系，对于我国经济改革和资本市场发展的长远规划而言至关重要。

目前，有关我国股票市场发展与经济增长关系的实证研究大多遵从西方学者的做法，将资本化率和换手率、交易率等指标作为衡量股票市场规模和流动性的指标，进而利用不同的样本数据，通过回归或者Granger检验进行分析。大多数现有研究发现，尽管我国股票市场流动性与经济增长水平正相关，然而，以资本化率衡量的股票市场规模的壮大并没有促进我国经济增长。这一观点与直觉、历史经验以及有关这一主题的主要理论研究的结论产生矛盾。

本文批判了上述研究在指标选择和研究方法应用等方面的做法，然后选取一级市场融资规模作为股票市场规模指标，参照现实背景选择Granger检验的滞后阶数，基于1992年第1季度至2010年第2季度的样本数据，对股票市场发展与经济增长之间的关系进行Granger因果检验，得到与上述观点不同的结论，并分析了这种差异出现的原因。

以下将首先考察现有相关研究成果，然后介绍本文的分析方法、指标和样本，最后进行平稳性检验和Granger因果检验，并总结分析结果和涵义。

二、文献综述

(一)对股票市场发展与经济增长之间关系的理论研究

有关金融体系与经济增长之间关系的研究可以追溯到19世纪末，但研究者长期以来一直关注的是金融体系中银行部门的发展。例如，Bagehot(1873)和Schumpeter(1912)就强调银行体系在经济增长中的关键作用，认为银行部门能够通过识别生产性投资并为其提供融资，推动创新，促进未来的经济增长。与此相反，Robinson(1952)提出，商业银行只是对经济增长作出被动反应。

对股票市场的发展与经济增长之间的关系的理论和实证研究出现较晚。其中，有关这一主题的理论研究从信息生产、公司治理和风险应对等三个方面分析股票市场发展对经济增长的作用。

在信息生产方面，Grossman和Stiglitz(1980)、Kyle(1984)、Holmstrom和Tirole(1993)等证明，股票市场规模越大，流动性越高，生产的信息就越容易据以获利。

在公司治理方面，Jensen和Meckling(1976)指出，股票市场对加强公司治理具有重要作用。Dia-mond和Verreechia(1982)、Jensen和Murphy(1990)证明，将股票业绩与管理者薪酬挂钩，有助于管理层与股东保持利益一致。Scharfstein(1988)、Stein(1988)则证明，股票市场上收购威胁的存在促进管理层与股东激励相容。但是，迄今为止，尚未出现将股票市场对公司治理的影响与经济增长联系起来的理论模型。

在风险应对方面，有的学者强调，股票市场为风险分散化提供了便利，导致风险规避者的资产组合可以包含具有高预期回报率和高风险的投资项目(Gurley和Shaw，1955；Patrick，1966；Greenwood和Jo-vanovie，1990；Saint-Paul，1992；Devereux和Smith，1994；Obstfeld，1994)。Acemoglu和Zilibotti(1997)、King和Levine(1993)分别通过对高风险项目或者创新的融资支持构建解释风险分散化与经济增长之间联系的模型。Diamond和Dybvig(1983)、Levine(1991)从信息成本角度Bencivenga，Smith和starr(1995)从交易成本角度分析股票市场削减流动性风险的影响进而促进经济增长的作用。

(二)国外对股票市场发展与经济增长之间关系的实证研究

国外学者利用外国股市样本，对上述理论观点进行实证检验，得到两种截然不同的结论。

其中，有些实证研究发现股票市场发展与经济增长关系的肯定性证据。Spears(1991)、Pardv(1992)、Atje和Jovanovic(1993)证实，股票市场发展与人均实际GDP增长率之间具有很强的相关关系，而且股票市场流动性对未来经济增长率具有较强的预测能力。Levine和Zervos(1998)、Filer et al.(1999)、Rousseau和Wachtel(2000)、Alovsat和Tunc－er(2000)验证股票市场发展与经济活动水平之间具有正相关关系。Bahadur和Neupane(2006)发现，市场波动率能够预测未来经济增长率，但因果关系只在实际指标之间存在。Alam和Hasan(2003)、Nzue(2006)、Shahbaz et al.(2008)、Agrawalla和Tuteja(2007)等人分别基于美国、加纳、巴基斯坦、印度等国的数据验证了股票市场发展对经济增长的促进作用。

也有部分实证研究结果不能证实上述关系的存在。例如，在Demirguc-Kunt和Levinefl 996)、Adaja-ski和Biekpe(2005)、Sarkar(20061、Naeeur和Ghazoua－ni(2007)等人的实证研究中，股票市场发展促进经济增长的观点未能得到数据支持。

(三)对我国股票市场发展与经济增长之间关系的实证研究

至于国内股票市场，我国学者一般参考Demir-guc－Kunt和Levine(1996)的做法，以资本化率(即股票总市值与GDP之比)、交易率(即交易总额与GDP之比)和换手率(即交易总额与股票总市值之比)作为衡量股票市场发展水平的指标，基于不同样本期间的季度数据，对我国股票市场发展与经济增长之间的关系进行实证研究。

例如，冉茂盛、张卫国(2002)、李仁健(2003)以资本化率、交易率和换手率作为股市发展水平的衡

量指标，通过回归分析发现，资本化率对总产出的影响较为显著，而换手率和交易率对总产出的影响不显著。

段鸿斌、杨光(2009)通过Granger因果检验发现，资本化率与经济增长之间存在双向因果关系，换手率构成经济增长的Granger原因，经济增长构成交易率的Granger原因，他们据此认为，经济增长能够促进股市发展，股市发展又能够进一步促进经济增长。

但其中大多数实证研究表明，基于上述三个股市发展指标，不能找到“股市发展促进经济增长”观点的支持性证据。例如，谈儒勇(1999)，郑江淮等(2000)、李广众(2002a)、冉茂盛等(2003)、王宗军、钟俐(2004)、梁莉(2005)、李冻菊(2006)、陈怡(2009)等人分别基于不同的样本，以资本化率、交易率和换手率或者其中一、两个指标作为股市发展衡量指标，通过回归分析或者Granger因果发现，股市发展对经济增长的影响不显著，或者不存在从股市发展到经济增长这一方向的因果关系。

杨再斌、匡霞(2004)通过回归发现，资本化率和交易率对GDP增长率的影响比较显著，但通过Granger因果检验发现，存在从经济增长到资本化率的单向因果关系，也存在从交易率到经济增长的单向因果关系。

除此之外，国内学者还曾经使用股票指数、发行率等其他指标作为股市发展水平的度量进行实证研究。例如，梁琪、滕建州(2005)分别以A股流通股市值与GDP之比和交易率作为衡量股市发展水平和股市流动性的指标，运用Granger因果检验方法发现，股市发展与经济增长之间没有任何因果关系，存在从经济增长到股市流动性的单向因果关系。他们结合VAR模型分析结果认为，股市发展对我国经济增长没有产生任何促进作用，而且股市过度波动对整体经济增长和银行发展产生负面影响。

李广众(2002b)以国内有价证券发行额与GDP之比作为衡量股市发展水平的指标，通过回归分析发现，股市发展对我国经济增长、技术进步的影响并不显著，并且对资本积累具有显著的不利作用。

高大为、魏巍(2004)基于我国1991-2003年问的月度数据样本，通过Granger检验发现存在从上证指数到GDP的单向因果关系。

三、分析方法、指标与样本

(一)分析方法

本文将使用Granger因果检验方法，来考察股票市场发展与经济增长的关系。

Granger因果检验的基本原理是，判断x是否是y的原因，要看现在的y在多大程度上能够被过去的x解释，在统计上，这相当于在y的自回归方程中，加入x的滞后值是否能够使回归方程的解释程度提高。如果x的滞后值有助于解释现在的y，那么称“x是v的Granger原因”。

进行Granger检验的关键在于选择合理的滞后阶数。这是因为，Granger检验的结果对滞后阶数很可能是敏感的。目前尚未出现确定Granger检验滞后阶数的公认方法。在现有研究中，宗兆昌(2005)、李冻菊(2006)没有报告Granger检验的滞后阶数，冉茂盛等(2003)、杨再斌、匡霞(2004)、段鸿斌、杨光(2009)等人未报告选择滞后阶数的依据，不能排除滞后阶数选择的随意性或者主观性，这可能影响其结果的准确性。

梁莉(2005)、陈怡(2009)等人选取相关变量平稳性检验中按照一定信息准则(如AIC准则或者SIC准则)确定的滞后阶数，作为Granger检验的滞后阶数。但这一做法可能导致错误结果。

这是因为，一方面，平稳性检验和Granger检验所设定的检验方程形式完全不同，没有证据表明，也没有理由认为，针对平稳性检验方程选取的滞后阶数相对于Granger检验方程而言也是最优的。另一方面，更为重要的是，Granger检验与现有所有信息准则基于不同的逻辑。Granger因果关系的界定并未对解释变量的滞后项的阶数施加任何约束。而AIC或者SIC信息准则的目的在于防止回归方程纳入过多的滞后项而降低其解释的可靠性，为了实现这一目的，这些准则对较远的滞后项按照一定规则赋予惩罚，这一做法在提高可靠性的同时增加了有解释力的远期滞后项被剔除的风险。

有鉴于此，本文将不采用上述做法，而是根据检验模型的现实背景来确定滞后阶数。从理论上说，股票市场对经济增长的影响主要是通过其募集资金转化为产业资金实现的，募集资金转化为生产能力需要经过一段时间的建设，因此，在有关股票市场与经济增长关系的Granger检验过程中，股票市场融资项目的建设期可以作为确定滞后阶数的一个重要参照。在Wind财经资讯系统查询有关1990―2010年末股票市场募集资金投向的信息，可以得到18960个融资项目(包括IPO融资、增发融资和配股融资)的信息，其中报告了建设期的样本有5059个，其建设期的最大值为103个月，最小值为1个月，平均值为18.13个月，标准差为9.28个月。本文选取股票市场融资项目建设期的平均值(换算为季度值，约为6个季度)，作为有关经济增长与股票市场发展的Granger检验的滞后期。

(二)分析指标

如上所述，对我国股市发展与经济增长之间的关系的现有研究，一般参照Demirgue-Kunt和Levine(1996)的做法，用资本化率来衡量股票市场的规模，用交易率和换手率来衡量股票市场的流动性，进而从规模和流动性两个方面来刻画股票市场发展水平。

本文认为，这一做法值得商榷。本文对用交易率或者换手率来衡量股市流动性的做法没有异议，但认为用资本化率来衡量股票市场规模不尽合理，尤其是对于股票市场发展历史尚短的国家，这一做法在很大程度上是错误的。

一方面，用资本化率来衡量股票市场规模，未能充分反映有关一、二级市场规模的信息。

资本化率等于股票市场上所有股票的总市值(与GDP之比)，用这一指标来衡量股票市场规模，实际上衡量的只是二级市场规模，并不能充分反映有关一级市场规模的信息。为了说明这一点，将资本化率作如下分解：

在上式右侧中，“当期交易价格与上市首日交易价格之比”可以理解为“二级市场价值波动率”，“上市首日交易价格与发行价格之比”可以理解为“二级市场价值膨胀率”。因此，公式(1)可以改写为：

从上式可以看出，由于累计融资规模可以用来衡量一级市场规模，因此即使资本化率包含有关一级市场规模的信息，它包含的也只是经过价值膨胀率和价值波动率扭曲的信息。Ritter(1995)等人有关IPO价格走势的研究表明，在新兴市场国家，二级市场价值膨胀率和二级市场价值波动率要比发达国家高得多。因此，即使在成熟股市用资本化率来衡量股市规模是合适的，将这一做法套用于新兴股市，也会导致对一级市场规模信息反映的严重失真。

另一方面，用资本化率来衡量股票市场规模，未

能考虑一、二级市场功能定位的差异。

一级市场的主要功能是为实体经济的投资项目融资，因此一级市场对经济增长具有直接作用，与二级市场相比，其规模应当与经济增长具有更大的相关性。二级市场的主要功能是提供流动性，便利一级市场投资者应对流动性风险，其对实体经济增长的影响是通过一级市场间接实现的。

很显然，任何一个市场的发展程度，都应当按照其功能是否得以有效发挥来评价。因此，一级市场的发展程度，应当从其融资功能的实现程度衡量，一个合理的指标是融资规模，一般而言，融资规模越大，说明一级市场发展水平越高。而二级市场的功能定位于提供流动性，因此其发展程度应当通过流动性是否达到有效发挥一级市场融资功能所需要的最低水平来衡量，而不需要考虑其规模。

基于以上分析，本文将用一级市场融资规模来衡量股票市场规模。一级市场融资规模可以用增量或者存量来计量。在追溯至最早期的情况下，两种计量方法是等价的。考虑到与经济增长计量指标的对应性，本文用增量来计量一级市场融资规模，等于整个股票市场的IPO筹资额、增发筹资额和配股筹资额之和，通过用当期融资增量除以当期名义GDP来排除尺度影响，在不致引起混淆的情况下亦称之为“融资规模”。

以上已经说明，二级市场发展程度应当用其流动性水平与保障一级市场融资功能所需的最低流动性水平之间的大小关系来衡量，但是目前尚未出现比较合理的计量上述最低流动性水平的方法。本文将沿用现有研究的做法，直接针对流动性指标与经济增长指标进行相互关系的分析，并在解释分析结果时明确区分这一做法与应当采取的做法之间的差别。本文选取换手率作为股票市场流动性的指标，并用整个股票市场的当期成交总额与当期流通总市值之比来计算这一指标。

本文用GDP实际增长率来衡量经济增长，并用名义GDP的对数差分与CPI环比涨幅之差来计算这一指标。

此外，为了与现有研究进行对比分析，本文还将考虑资本化率，并用整个股票市场所有股票市价总值分别与当期名义GDP相除来计量。

总之，本文的分析指标将包括GDP实际增长率、融资规模、资本化率和换手率等4个指标。

(三)样本与数据

本文将在上海和深圳股票交易所发行上市的所有股票(包括A股和B股)均看做是中国(大陆境内)股票市场功能的体现，而将境内企业通过存托证券等方式在香港、纽约、新加坡等地发行的股票视为其他国家和地区股票市场功能的延伸，而不予考虑。

鉴于数据可得性，本文选取1992年第1季度至2010年第2季度作为样本期。其中，各期A、B股的(IPO、增发和配股)筹资额、成交总额、总市值、名义GDP、1995年之前的月CPI同比指数以及1995年1月之后的月CPI环比指数等原始数据均来自wind财经资讯系统。

该系统的数据为月度数据，本文按照以下方法换算为季度数据。各季度融资规模等于该季度各月A、B股的(IPO、增发和配股)筹资额之总和。成交总额和名义GDP季度值等于各月份值之和。A、B股的总市值和流通总市值按照该季度各月份值的简均计算。至于季度CPI环比涨幅，首先根据1995年之前的月CPI同比指数以及1995年1月之后的月CPI环比指数，通过倒推法计算得到整个样本期的月环比指数，再换算为涨幅值，然后将各月份涨幅值加1后连乘，即得到季度CPI环比涨幅。

季度融资规模、名义GDP、市价总值、成交总额等数据在代人计算有关比率或者增长率之前，均利用Census x11方法(加法模型，不考虑贸易日和节假日的影响，不考虑滑动区间)作了季节调整。

本文所有统计和检验操作均系利用计量经济学软件Eviews 5.0完成。

四、实证分析过程与结果

进行Granger因果检验的一个前提条件是，进入检验的各时间序列是平稳的。以下将首先通过单位根检验方法验证各指标的平稳性，最后分别针对“经济增长一融资规模”、“经济增长一资本化率”、“经济增长一换手率”等变量组合进行Granger检验。

(一)分析指标的平稳性检验

利用ADF(Augmented Dickey-Fuller)方法对四个分析指标进行水平的单位根检验，其滞后阶数由软件按照SIC(Schwarz Info Criterion)准则在最大滞后阶数为11的条件下自动选择，其结果如表1。

由于平稳性检验对检验方程的形式没有施加约束，表1只报告了相伴概率最小的结果。从该表可以看出，在5％的显著性水平下，有理由拒绝所有原假设，而认为四个分析指标都是平稳的，满足Granger检验的要求。

(二)经济增长与股市发展之间关系的Granger检验

在样本期内，基于上述数据，选取相当于股票市场融资项目平均建设期的6个季度作为滞后阶数，分别针对“经济增长一融资规模”、“经济增长一换手率”、“经济增长一资本化率”等变量组合进行Grang－er检验，其结果如下：

从表2可以看出，在5％的显著性水平下，有理由认为，融资规模是经济增长的Granger原因，而经济增长不是融资规模的Granger原因。从融资规模到经济增长的这种单向因果关系，可以看做是股票市场发展促进经济增长的一个证据。

同时，在5％的显著性水平下，有理由认为，换手率不是经济增长的Granger原因，而经济增长是换手率的Granger原因。由于换手率代表股票市场的流动性，因此，从经济增长到换手率的这种单向因果关系表明，经济增长能够促进股票市场流动性的提高，这可能是由于经济增长能够通过提高投资机会预期而增加交易量；而股票市场流动性提高，并不具备经济增长效应，这说明在样本期内二级市场的流动性水平没有穿越足以维持一级市场的有效运作的最低流动性水平，一直保持在后者之上或者之下。

此外，在5％的显著性水平下，有理由认为，资本化率是经济增长的Granger原因，经济增长也是资本化率的Granger原因。资本化率与经济增长之间的这种Granger双向因果关系，就解读资本化率与经济增长之间的关系而言，没有任何意义，因为有可能存在同时影响二者的第三个变量，使得没有任何因果关系的两个变量呈现出Granger双向因果关系。因此，不可以认为，资本化率的提高有助于促进经济增长，而经济增长又会促进资本化率的提高。

五、结论与涵义

本文基于1992年第1季度至2010年第2季度的样本数据，选取一级市场融资规模作为股票市场规模指标，选取换手率作为股票市场流动性指标，选取GDP实际增长率作为经济增长衡量指标，针对包含沪深AB股在内的整个股票市场的发展与经济增长之间的关系，在按照股票市场融资项目平均建设期选取的滞后阶数上，进行Granger因果检验。

结果发现，存在从股票市场规模到经济增长之问的单向因果关系，表明从股票市场规模来看的股市发展对经济增长具有显著的促进作用；存在从经济增长到股市流动性之间的单向因果关系，表明股票市场流动性没有经济增长效应，说明在样本期内二级市场的流动性水平没有穿越足以维持一级市场的有效运作的最低流动性水平，一直保持在后者之上或者之下；此外，资本化率与经济增长之间存在双向因果关系，因此无法对二者之间的相互关系作出判断。

篇4

DOI：10.14163/ki.11-5547/r.2016.27.133

ACS属于心血管疾病， 以多发性胸痛、胸闷为主要临床表现， 可导致其出现心律失常、心力衰竭等重大疾病， 严重时甚至可猝死， 对患者生命造成了严重威胁。当前， 临床上对于ACS主要根据患者具体症状予以常规综合性治疗， 但效果不佳。据相关药理学研究发现， 他汀类药物的调血脂功效明显， 在治疗本病中有一定作用。本研究为进一步明确ACS患者采用阿托伐他汀治疗的效果与药理作用， 将78例ACS患者随机分组， 分别应用单纯常规综合治疗、常规综合治疗联合阿托伐他汀， 观察两组血脂达标率和C反应蛋白水平变化情况， 报告如下。

1 资料与方法

1. 1 一般资料 选取2015年1月～2016年4月本院收治的78例ACS患者， 随机分为对照组和治疗组， 各39例。治疗组中男19例， 女20例；年龄47～77岁， 平均年龄（64.0±5.1）岁；疾病类型：不稳定型心绞痛12例， ST段抬高型急性心肌梗死14例， 非ST段抬高型急性心肌梗死13例。对照组中男20例， 女19例；年龄48～77岁， 平均年龄（64.1±4.9）岁；疾病类型：不稳定型心绞痛13例， ST段抬高型急性心肌梗死12例， 非ST段抬高型急性心肌梗死14例。两组患者性别、年龄与疾病类型等一般资料比较差异无统计学意义（P>0.05）， 具有可比性。

1. 2 治疗方法 对照组口服硝酸酯类、低分子肝素、β受体阻滞剂、氯吡格雷以及血管紧张素抑制剂等药物进行常规抗凝、抗血小板等综合性治疗。治疗组则在对照组用药基础上增加阿托伐他汀， 即口服阿托伐他汀钙片（辉瑞制药有限公司；国药准字J20120050）， 20 mg/次， 1次/d， 均在22：00服用， 两组患者均坚持治疗3个月。

1. 3 观察指标 统计两组患者的血脂达标率， 即参考《中国血脂异常防治建议》[2]， 拟定血脂达标标准如下：总胆固醇水平

1. 4 统计学方法 采用SPSS19.0统计学软件对数据进行统计分析。计量资料以均数 ± 标准差（ x-±s）表示， 采用t检验；计数资料以率（%）表示， 采用χ2检验。P

2 结果

2. 1 两组患者血脂达标率比较 治疗组患者的血脂达标率为94.9%， 对照组患者的血脂达标率为74.4%， 两组患者血脂达标率比较差异具有统计学意义（P

2. 2 两组患者治疗前后C反应蛋白水平比较 治疗前， 两组患者C反应蛋白水平比较差异无统计学意义（P>0.05）；治疗后， 治疗组患者的C反应蛋白水平为（3.2±0.7）mg/L优于对照组的（5.3±1.2）mg/L， 比较差异具有统计学意义（P

3 讨论

ACS是一种以冠状动脉发生粥样硬化性病变的完全性或不完全性血栓病变， 主要是因斑块表面破裂或受损所致[3]， 好发于绝经后女性、高血脂症患者、糖尿病患者和老年人群等。目前， ACS临床治疗以内科保守治疗为主， 常见用药包括低分子肝素、β受体阻滞剂等抗凝、调血压药物， 但效果一般， 且疗程较长， 严重影响患者用药依从性。近年来， 有相关临床报道称[4]， 他汀类药物在高血脂症治疗中效果确切， 调血脂功效突出， 推测其在ACS治疗中可发挥一定作用。

阿托伐他汀是一种羟甲基戊二酸甲酰辅酶A（HMG-CoA）还原酶选择性抑制剂， 可通过抑制胆固醇、HMG-CoA还原酶在人体肝脏内的生物合成， 从而降低脂蛋白、血浆胆固醇水平， 同时还可增加人体肝细胞表面的低密度脂蛋白受体数量， 从而增加其低密度脂蛋白摄取、分解代谢。同时， 阿托伐他汀还可抑制机体血小板聚集和活性， 从而维持患者体内粥样硬化性板块稳定， 最终改善其血管内皮功能， 发挥高效的抗炎症作用。C反应蛋白作为机体内非特异性炎症敏感性指标， 对于患者细胞内粘附因子分泌有刺激性作用， 可促使单核细胞聚集， 诱发内皮细胞中致炎症因子的表达， 是心血管患者死亡的独立高危因素， 是ACS诊断、治疗中的重要指标。

综上所述， ACS患者在常规综合治疗基础上联合阿托伐他汀治疗的临床效果显著， 抗炎作用积极， 并可有效调节其血脂水平， 值得借鉴。

参考文献

[1] 董丽君， 洪子惠. 负荷量加高维持量的阿托伐他汀在ACS患者介入治疗后的临床应用效果. 中国循证心血管医学杂志， 2016， 8（4）：474.

[2] 赵国军， 唐业华， 张燕虹， 等. 阿托伐他汀对急性冠脉综合征患者炎症反应影响的Meta分析. 医药导报， 2016， 35（1）：83-89.