《數(shù)學(xué)專業(yè) 畢業(yè)設(shè)計(jì)論文 中英文 外文 文獻(xiàn) 資料 翻譯》由會(huì)員分享，可在線閱讀，更多相關(guān)《數(shù)學(xué)專業(yè) 畢業(yè)設(shè)計(jì)論文 中英文 外文 文獻(xiàn) 資料 翻譯（5頁珍藏版）》請?jiān)谘b配圖網(wǎng)上搜索。

1、中國礦業(yè)理學(xué)院2008級(jí)應(yīng)用數(shù)學(xué)系畢業(yè)論文外文翻譯 第七屆國際戰(zhàn)略管理會(huì)議 從全球危機(jī)中復(fù)蘇：面板研究 摘要 當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)起源于2008年的美國金融市場，快速傳播并橫跨全球幾乎所有的部門，導(dǎo)致大多數(shù)國家的經(jīng)濟(jì)萎縮。這次危機(jī)表明出在世界經(jīng)濟(jì)中的不確定性和造成不穩(wěn)定首先在金融市場后，即真正的市場。在發(fā)達(dá)國家首先開始的經(jīng)濟(jì)衰退已經(jīng)處在臨界水平，發(fā)展中國家以及全球的發(fā)展雖然倒退，但國家間在達(dá)成共識(shí)，聯(lián)合采取預(yù)防措施，以度過世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)。金融和經(jīng)濟(jì)危機(jī)已引起負(fù)面影響投資渠道，因?yàn)橥顿Y者削減他們的投資，從而在發(fā)展中國家引發(fā)大量失業(yè)。 在這項(xiàng)研究中，我們調(diào)查的投資率和實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值使

2、用雙向面板之間的關(guān)系估計(jì)這項(xiàng)技術(shù)發(fā)展的政策產(chǎn)生重大影響。我們的樣本包括35個(gè)依據(jù)世界銀行的分析的中等偏上收入經(jīng)濟(jì)體，研究周期從1970年至2007年。 關(guān)鍵詞：全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，投資，經(jīng)濟(jì)增長，面板數(shù)據(jù)分析。 2011年由Elsevier公司的摘錄審查并出版，屬于第七屆國際戰(zhàn)略的管理會(huì)議 1 緒論 2008年世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)起源于美國的金融市場，由于美國金融市場是一個(gè)網(wǎng)絡(luò)中心的互連幾乎所有國家的金融系統(tǒng)，世界金融危機(jī)蔓延非常迅速。金融和經(jīng)濟(jì)危機(jī)已經(jīng)引起負(fù)投資渠道的影響，因?yàn)橥顿Y者削減他們的投資，因此在發(fā)展中國家國家引發(fā)大量失業(yè)。投資政策的一個(gè)重要手段，在減少負(fù)面金融危機(jī)的影響。因

3、此，在這項(xiàng)研究中，我們專注于投資工具，與危機(jī)抗戰(zhàn)。 一本名為“促進(jìn)增長和可持續(xù)發(fā)展的全球投資”的書，提出經(jīng)合組織投資委員會(huì)的重點(diǎn)是投資可持續(xù)增長和減少貧困。根據(jù)此書，中國和俄羅斯聯(lián)邦其表現(xiàn)已經(jīng)顯著改善，因?yàn)樗鼈冞x擇與委員會(huì)合作。它提名了俄羅斯以及與經(jīng)合組織成員國簽署投資和雙重征稅協(xié)定的其他國家。同樣，在此書中，中國已經(jīng)成為世界的一個(gè)集中吸引外國直接投資的目的地[1]。 高投資率是國家的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值在內(nèi)生增長理論中的重要項(xiàng)目[2]。許多實(shí)證研究的表明，投資率和GDP增長之間存在著強(qiáng)烈的正相關(guān)率。高投資率，有助于提高國民福利。因此，它成了許多學(xué)者的研究重點(diǎn)，其中包括尋找渠道，以改善這些國

4、家的投資率。許多決策者和經(jīng)濟(jì)學(xué)家在調(diào)查經(jīng)濟(jì)增長的決定因素后都表示外國直接投資和固定資產(chǎn)投資作為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的來源。為了預(yù)測投資作為一個(gè)關(guān)鍵因素影響經(jīng)濟(jì)增長率，如Solow（1956年）和Swan（1956年）做了研究，重點(diǎn)投是資經(jīng)濟(jì)增長的沖擊[3]。 在凱恩斯主義和后凱恩斯模型中，投資是調(diào)節(jié)總需求和生產(chǎn)能力的重要工具。按照后凱恩斯需求驅(qū)動(dòng)的模型，投資在決定運(yùn)行增長率中起著關(guān)鍵作用。根據(jù)凱恩斯理論，儲(chǔ)蓄的決定因素和投資的決定因素不同。期望與實(shí)際成本之間的差額資本和資本邊際效率是投資的關(guān)鍵因素[4]。本論文的結(jié)構(gòu)如下：第二節(jié)回顧了結(jié)論性的經(jīng)濟(jì)增長與投資率之間的關(guān)系。第三節(jié)本文采用了詳細(xì)的實(shí)證分析

5、，并包括有關(guān)面板單位根檢驗(yàn)和面板估計(jì)技術(shù)的方法。第四節(jié)介紹實(shí)證結(jié)果。第五節(jié)總結(jié)研究。 2 文獻(xiàn)回顧 在這項(xiàng)研究中，其重點(diǎn)是投資在實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的份額，而不是外國直接投資（FDI）的實(shí)證分析。然而，有關(guān)的外國直接投資以及國內(nèi)投資在本節(jié)中作了詳細(xì)回顧，因?yàn)橥鈬苯油顿Y流入也用于投資的資金重要來源構(gòu)成，同時(shí)，外國直接投資可以促進(jìn)國內(nèi)投資國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的承前啟后[5] Levine和Renelt（1992年）的研究表明，投資率和國內(nèi)生產(chǎn)總值增長之間存在著很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系[6]。Alfaro（2003年）的研究發(fā)現(xiàn)，外國直接投資流量對經(jīng)濟(jì)增長有不同的效果的影響。進(jìn)入基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的外國直接投資流入量往往對經(jīng)

6、濟(jì)增長是負(fù)面影響，而在制造業(yè)的外國直接投資流入量在47個(gè)國家產(chǎn)生了積極影響。Choe（2003年）的研究表明，外國直接投資的格蘭杰因果關(guān)系導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長。然而，國內(nèi)投資對經(jīng)濟(jì)增長沒有格蘭杰因果關(guān)系，但經(jīng)濟(jì)增長在1971-1995年的80個(gè)國家里對GDI有強(qiáng)勁的格蘭杰因果關(guān)系[7]。 Tang，Selvanathan和Selvanathan（2008年）的研究重點(diǎn)是1988年至2003年中國的外國直接投資，國內(nèi)投資，經(jīng)濟(jì)增長之間的相互關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)投資和經(jīng)濟(jì)增長是雙向關(guān)系，而外國直接投資與國內(nèi)投資和外國直接投資對經(jīng)濟(jì)增長則是單向關(guān)系[8]。 Gutierrez和Solimano（200

7、7年）的研究強(qiáng)調(diào)，總要素生產(chǎn)率的在決定產(chǎn)出增長上比投資加投資是更重要的過渡穩(wěn)定狀態(tài)。據(jù)Gutierrez和Solimano（2007年）的研究，財(cái)政赤字，財(cái)政緊縮，金融結(jié)構(gòu)是決定投資決策的關(guān)鍵因素[4]。 3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型和數(shù)據(jù) 3.1 數(shù)據(jù) 我們調(diào)查投資率對經(jīng)濟(jì)增長的影響。為此，方程（1）估計(jì)為雙向固定效應(yīng)估計(jì)。 (1) 我們用（GROTH）表示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度，投資在實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的份額用（INV）表示。所有的變量都指定對數(shù)形式和在第一順序的差異，以獲得固定的變量。每年在原來的基礎(chǔ)上

8、收集1970年至2007年的35個(gè)國家和地區(qū)的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)收集來自Penn world table 6.3。論文中數(shù)據(jù)處理還要用到E views 6.0[9]。 在本研究中選擇的國家包括：阿爾巴尼亞，阿爾及利亞，安提瓜和巴布達(dá)，阿根廷，博茨瓦納，巴西，保加利亞，智利，哥倫比亞，哥斯達(dá)黎加，古巴，多米尼加，斐濟(jì)，加蓬，格林納達(dá)，伊朗，牙買加，黎巴嫩，利比亞，毛里求斯，墨西哥，納米比亞，帕勞，巴拿馬，秘魯，羅馬尼亞，塞舌爾，南非洲，圣基茨和尼維斯，圣露西亞，圣文森特和格林納丁斯，蘇里南，土耳其，烏拉圭，委內(nèi)瑞拉。 3.2 計(jì)量方法 受制于第一代面板單位根檢驗(yàn)，以調(diào)查存在單位根的影響該序列的要

9、約。幾個(gè)標(biāo)準(zhǔn)已用于適當(dāng)?shù)臏箝L度的選擇。滯后在這些標(biāo)準(zhǔn)是最低級(jí)的長度是確定的。在研究過程中用到了施瓦茨準(zhǔn)則。 3.2.1 面板單位根檢驗(yàn) 為了確定該序列是否有單位根，我們使用IM，Pesaran和Shin（2003）的測試（簡稱IPS），Maddala和Wu（1999）（簡稱MW）第一次提出由費(fèi)舍爾型式試驗(yàn)的再開發(fā)（2001），和Levin，Lin和Chu（2002）（簡稱LLc）測試。 第一代面板單位根檢驗(yàn)，分析了基于面板單位根檢驗(yàn)的屬性假設(shè)數(shù)據(jù)是獨(dú)立同分布（i.i.d）橫跨單個(gè)序列。 在一般情況下，這種類型的面板單位根檢驗(yàn)是基于以下回歸：

10、 (2) 其中i = 1,2，...，N為單個(gè)序列，對每個(gè)t= 1,2，...，T時(shí)間序列觀測是可用的，是確定性成分和，是誤差項(xiàng)。這種類型的零假設(shè)是對于有。 有限責(zé)任公司測試允許單個(gè)的確定性效應(yīng)和異構(gòu)序列的異質(zhì)性錯(cuò)誤的假設(shè)均勻的一階自回歸參數(shù)的相關(guān)結(jié)構(gòu)。Levin，Lin和Chu（2002）假設(shè)N和T趨于無窮大，但T以更快的速度增加，所以N/T→0[10]。他們認(rèn)為每個(gè)時(shí)間序列包含了對替代品的單位根假設(shè)每個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)。因此，模型（2），有限責(zé)任公司承擔(dān)均勻個(gè)體，即自回歸系數(shù)，和測試的零假設(shè)：對替代：p0對所有的i。有限責(zé)任公司結(jié)構(gòu)的

11、分析規(guī)定如下： (3) i= 1，...，N t= 1，...，T，其中τ是趨勢，αi是個(gè)別的影響，被認(rèn)為是獨(dú)立分布跨個(gè)別因素。公司估計(jì)這個(gè)使用匯集的最小二乘回歸。在這個(gè)回歸確定性成分是一種異質(zhì)性的，因?yàn)闇笙禂?shù)的重要來源因變量的限制是所有成員的同質(zhì)面板[11]。 其他的測試，IPS（2003）測試允許殘差序列相關(guān)性和動(dòng)態(tài)異質(zhì)單位之間的誤差方差。IPS的假說可以指定如下： p 0對所有的i 另一種假設(shè)，允許一些個(gè)個(gè)別序列（但不是全部）有單位根。IPS的計(jì)算獨(dú)立的單位為N截面單位根檢驗(yàn)。IPS的定義為他們的T-酒吧統(tǒng)計(jì)簡單的個(gè)

12、人的ADF統(tǒng)計(jì)，，平均為無效： 據(jù)推測，是獨(dú)立同分布的和有限的均值和方差和E（），VAR（）計(jì)算蒙特卡洛模擬[12]。其他測試Maddala和Wu（1999年）考慮兩者的不足有限責(zé)任公司和IPS的框架，并提供一個(gè)替代的測試策略[11]。MW的基礎(chǔ)上在每個(gè)截面單位的單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值的組合。[13] 3.2.2.估計(jì) 可以表述為 （4） 其中為所有觀察到的效果，它是特定組中的常數(shù)項(xiàng)的回歸模型。等于在回歸。如果是觀測到的，但與相關(guān)，然后β系數(shù)是有偏見的和不一致的假設(shè)（下）

13、；對所有的i；對所有的s≠0且i≠j。 （5） （5）式可雙向固定效應(yīng)控制模型為不可測量時(shí)間制定不變之間，單位與單位不變的時(shí)間段之間差異差異。該模型既包括個(gè)人的具體影響和特定時(shí)期的影響γt[14] 3.3。實(shí)證結(jié)果 表1顯示面板單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，不容許存在截面依賴變量的實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值及人均投資增長率人均實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的份額。根據(jù)表1所示的結(jié)果，所有的面板單位根檢驗(yàn)失敗拒絕所有35個(gè)國家的非平穩(wěn)的實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的空。在這種情況下，我們可以使用第一在日志中獲得固定的實(shí)際人均GDP的差異。結(jié)果如表1所示

14、表明，所有試驗(yàn)拒絕在第一個(gè)區(qū)別在實(shí)際人均GDP存在的非平穩(wěn)日志。因此，我們說的實(shí)際人均GDP變量的單位根過程。同樣，表1顯示的結(jié)果，所有測試都拒絕非平穩(wěn)的投資在日志中的第一個(gè)區(qū)別。因此，無論是實(shí)際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和投資是固定的在日志中的第一個(gè)差異的變量。 表1 面板單位根檢驗(yàn)（1970-2007年） 類別 LLC IPS ADF PP RPGDP 6.13（1.00） 6.82（1.00） 45.06（0.99） 32.47（1.00） DLRPGDP -22.4（0.00）* -22.9（0.00）* -22.4（0.00）* -613.0（0.00）

15、* DLINV -3.90（0.00）* -5.17（0.00）* -139.81（0.00）* -137.90（0.00）* 根據(jù)作者的計(jì)算結(jié)果 注：概率值，括號(hào)中的報(bào)告。*表示在5％的顯著性水平拒絕空?！八阕覦是差分算子。L為變量的對數(shù)。 表2。截面和時(shí)期（1970年至2007年）固定效應(yīng)試驗(yàn)效果測試統(tǒng)計(jì) 效應(yīng)測試 統(tǒng)計(jì)結(jié)果 凈化因數(shù) 結(jié)果 交叉區(qū)域F檢驗(yàn) （34,1223） 交叉區(qū)域卡方檢驗(yàn) 34 時(shí)段F檢驗(yàn) （36，1223） 時(shí)段卡方檢驗(yàn) 36 交叉區(qū)域及時(shí)段F檢驗(yàn) （70,1223） 交叉區(qū)域及時(shí)

16、段卡方檢驗(yàn) 70 根據(jù)作者的計(jì)算結(jié)果 表2顯示截面和固定效應(yīng)期間測試的結(jié)果。我們估計(jì)使用雙向固定效應(yīng)估計(jì)的經(jīng)濟(jì)增長和投資之間的關(guān)系。用雙向固定效應(yīng)模型，將給予可靠的結(jié)果，因?yàn)閮蓚€(gè)交叉的概率值F與的F統(tǒng)計(jì)量之間的顯著性水平為小于0.05（或等價(jià)地，5％） 表3 雙向固定效應(yīng)模型結(jié)果 因變量：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GROTH）的增長速度 方法：面板最小二乘 系數(shù) t變化率 數(shù)據(jù)誤差 結(jié)果 C常數(shù) INV 根據(jù)作者的計(jì)算結(jié)果 表3列出了從面板估計(jì)技術(shù)獲得的實(shí)證結(jié)果。如表3顯示，投資系數(shù)為5％的水平時(shí)在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上是積極的。結(jié)果

17、表明，投資在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上對經(jīng)濟(jì)增長作出了積極的貢獻(xiàn)。系數(shù)為0.054，可以解釋為10個(gè)增加投資率將導(dǎo)致0.54％的比例的經(jīng)濟(jì)增長率。因此，我們可以說，投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要手段。 4。結(jié)論 金融和經(jīng)濟(jì)危機(jī)已經(jīng)在投資渠道上引起了負(fù)面作用，因?yàn)橥顿Y者削減他們在發(fā)展中國家國家的投資而引發(fā)失業(yè)。投資策略的一個(gè)重要方面，在于減少危機(jī)的負(fù)面影響。在這項(xiàng)研究中，我們因此把重點(diǎn)放在了投資工具上一起更好的挑戰(zhàn)危機(jī)。此外，在凱恩斯主義和后凱恩斯主義投資模型中，投資是對社會(huì)總需求和生產(chǎn)能力的重要的調(diào)節(jié)工具。據(jù)后凱恩斯主義的需求驅(qū)動(dòng)模型，在確定中期考察增長率中投資起著至關(guān)重要的作用。 為了這個(gè)目標(biāo)，我們在投資率和經(jīng)濟(jì)增長之間的雙向關(guān)系上建立固定效應(yīng)模型，其中包括將兩個(gè)橫截面和周期的影響假設(shè)加以固定。這項(xiàng)研究涵蓋1970-2007年間的中上等收入國家的樣本進(jìn)行計(jì)量面板研究。所以，我們的結(jié)論是，投資率在35個(gè)中等偏上收入國家的經(jīng)濟(jì)增長中似乎作出積極回應(yīng)。 在這種背景下，國家重視投資激勵(lì)，將有更多的優(yōu)勢增加經(jīng)濟(jì)增長的方式。因此，投資在保持中長期增長中起到了關(guān)鍵作用。