金融和经济发展范文

导语：如何才能写好一篇金融和经济发展，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

[关键词]福建省 金融发展 经济增长 分位数回归

1.概述

国内外经济学家对金融发展与经济增长之间的关系进行了颇具深度的探讨，通过理论分析和实证研究得到了丰富的成果。近些年来，为了促进经济快速健康发展，不少发展中国家把金融发展作为推动经济增长的重要引擎。1973年，麦金农和肖分别提出“金融抑制”和“金融深化”。麦金农认为，发展中国家为了早日实现工业化的目标，企图低成本地利用国内外金融资源，于是对内压低存贷款利率，对外高估本国利率，从而导致金融市场丧失了调节资金供求关系的能力。因此，要实现金融发展，必须消除金融抑制。肖从金融深化的角度得出了类似的结论，他认为，金融深化能够通过储蓄效应、投资效应、收入效应、就业效应和分配效应促进一个国家的经济发展。“金融抑制”和“金融深化”理论强调市场的形成和完善，并没有强调金融结构问题，但对发展中国家来说，由于金融发展水平低，金融深化也隐含着金融结构的进步。

20世纪90年代以来，内生经济增长理论的发展，指出金融中介和金融市场的内生性，以及金融发展和经济增长之间的关系。King（1993）的实证研究结果表明，金融机构和经济增长之间存在较强的相关关系，而且金融发展可以比经济发展更快。Levine（1997）从功能的角度阐释了经济增长中金融发展的作用，金融中介为风险管理和流动性提供了机会，凭借着有吸引力的风险分担特性，激发了金融市场和工具的发展。Greenwood（1997）通过建立金融市场的内生形成模型发现了金融发展和经济增长之间的双向因果关系，指出金融市场和金融中介的运行成本或参与成本导致了金融市场和金融中介的内生形成。Levine和Zervos（1998）把一些反映股票市场发展状况的指标添加到回归模型中从而扩展了King和Levine（1993）对金融中介和经济增长关系的分析，根据47个国家1976年-1993年的数据进行实证后得出结论：股票市场流动性和银行发展不仅都与同时期的经济增长存在很强的正相关关系，而且能很好地预测经济增长前景。

与国外浩如烟海的研究文献相比，国内对中国金融发展与经济增长关系问题的研究起步较晚。但是，随着我国国民经济的持续快速发展和金融体系改革的不断深化，金融部门对经济增长作用如何日益引起国内学者的广泛关注。他们发表了大量理论分析和实证研究的文章，对中国未来金融和经济政策的制定和完善进行了卓有成效的探索。

谈儒勇（1999）利用季度数据对金融发展与经济增长之间的关系进行了实证分析，对中国整体金融发展与经济增长关系研究做出开创性贡献。韩廷春（2002）把金融发展作为一个因素引入内生经济增长模型，并利用中国的数据进行实证检验，其结论表明生产过程中的人力资本和R&D水平越高，非国有经济投资额占总投资额比例越大，则投资效率越高，从而促进经济增长越快。王景武（2005）利用误差修正模型和格兰杰因果检验对我国区域金融发展与经济增长关系进行了计量分析，得到的结论是东部地区的金融发展与经济增长之间存在正向因果关系，而西部地区金融发展与经济增长之间关系则存在相互抑制关系。

事实上，由于中国经济发展的非均衡性，区域金融发展和经济增长之间关系的分析，具有更加现实的意义。本文以基于福建省的年度统计数据，运用条件分位数回归方法进行区域金融发展与经济增长关系的计量分析，采用的计量经济学软件是Eviews。

2.福建省金融发展与经济增长：条件分位数回归

线性分位数回归理论由Koenker和Bassett（1978）最早提出，是估计一组回归变鲢与被解释变量的分位数之间线性关系的建模方法。分位数回归通过对古典条件均值模型为基础的最小二乘法进行延伸，用多个分位函数来估计整体模型。相比普通最小二乘回归只能描述自变量对于因变量局部变化的影响而言，分位数回归能更精确地描述自变量对于因变量的变化范围以及条件分布形状的影响，不仅分析被解释变量的条件期望（均值），还能够分析解释变量对被解释变量的中位数、分位数等的影响。不同分位数下的回归系数估计量常常不同，即解释变量对不同水平被解释变量的影响不同。而且，分位数回归对误差项并不要求很强的假设条件，因此对于非正态分布而言，分位数回归系数估计量则更加稳健。

在经济增长的实证研究文献中，人们常常运用生产函数作为基本估计框架。这里也将它用于分析区域金融发展与区域经济增长关系的实证研究，假定总量生产函数（t期）的形式，把总产出抽象为金融发展水平与控制变量的函数，控制变量是除金融发展水平以外的其它主要影响因素，可以用函数表示：

Yt=f（fiancet，controlt）

其中，Yt是总产出，一般用GDP表示，financet代表金融发展水平，controlt代表控制变量。为了根据可得数据研究福建省的金融发展与经济增长之间的关系，这里被解释变量取国内生产总值反映经济增长，用GDP表示；解释变量是金融发展水平和控制变量。金融发展水平采用金融相关比率指标，即FIR，等于金融机构存贷款总额与GDP的比值。控制变量是指那些能够影响经济增长的资源禀赋差异的变量，目的是用来控制其它可能导致经济增长差异的因素。（1）实物资本投入，用固定资产投资占GDP的比值反映物质资本的投入水平，用INFIXP表示。（2）人力资本投入，一般用中小学毕业升学率或者政府财政支出中的教育支出近似反映各地区人力资本水平。考虑到财政金融的紧密联系，这里设置了政府财政支出总额占GDP的比值综合近似反映人力资本水平，以及财政金融的紧密联系，用LGEXPP表示。（3）经济开放程度，考虑到外国直接投资额与金融的紧密联系，这里设置了外国直接投资额（或者实际利用外资）总额占GDP的比值综合近似反映经济开放程度，以及外国直接投资与金融的紧密联系，用FDIAUP表示。

根据以上的分析，为了进行弹性研究，对被解释变量和解释变量都取自然对数，则计量分析模型的基本形式为：LnGDP=po+pILnFIR+p2LnINFIXP+D3Ln LGEXPP+

B4Ln FDIAUP+μ

为了对比研究结果，以下将采用条件均值回归和条件中位数回归进行计量分析，它们的结果分别见表1和表2。

由于条件均值回归和条件中位数回归采用的计算方法不同，得到的拟合优度值存在明显差异。一般来说，如果采用相同的数据，伪拟合优度值（Pseudo R-squared）明显小于拟合优度值（R-squared），调整的伪拟合优度值（Adjusted PseudoR-squared）明显小于调整的拟合优度值（Adjusted R-squared）。从表1和表2可以看出，伪拟合优度值是0.841360，拟合优度值是0.960442；调整的伪拟合优度值是0.817858；调整的拟合优度值是0.954582。

另外，比较两种方法估计得到的解释变量的系数，存在明显的小同。三个解释变量（INFIXP、LGEXPP、FDIAUP）系数的条件均值回归估计值的绝对值大于条件中位数回归估计值的绝对值，一个解释变量（FIR）系数的条件均值回归估计值的绝对值小于条件中位数回归估计值的绝对值。四个解释变量系数对应的条件均值回归估计值与条件中位数回归估计值的符号相同。

为了深入探究金融发展和其它控制变量对经济增长的影响在经济增长不同水平下的差异，接下来对经济增长的多个分位数水平进行条件分位数回归估计。

表3是取自20分位数回归的5个分位数的结果，可以看出，在经济增长的不同分位数水平上，金融发展和其他控制变量对经济增K的作用大小存在差异。在解释变量LnGDP不同的分位数水平，解释变量LnFIR和Ln INFIXP的系数都是正数，而解释变量Ln LGEXPP和Ln FDIAUP的系数都是负数。从绝对值方面比较，解释变量LnFIR和LnLGEXPP的系数较大，LnlNFIXP的系数次之，LnFDIAUP的系数最小。

从图1可以看出，随着经济增长分位数水平的变化，每个解释变量对经济增长的影响大小随之改变。当被解释变量LnGDP的分位数水平从0.2逐步增加到0.8，解释变量系数的点估计（中间有圆点的折线）和区间估计（上下没有圆点的折线）也随之变化。从系数点估计的变化特点来看，截距项在0附近波动。解释变量LnFIR的系数没有明显的变化趋势，主要在3.5附近波动；解释变量Ln INFIXP的系数在两端有比较明显的下降趋势，中间从LnGDP的0.4到0.6分位数基本保持稳定；解释变量Ln LGEXPP和LnFDIAUP的系数在两端有比较明显的上升趋势，中间从LnGDP的0.4到0.6分位数基本保持稳定。

篇2

目前，国内理论界对非正规金融并没有统一的界定。有的学者认为农村非正规金融就是为民间经济融通资金的所有非公有制经济成分的资金运动；另有学者认为农村非正规金融是指相对于官方正规金融而言自发形成的民间信用；还有的从研究范围的大小来给农村非正规金融下定义，把农村非正规金融分为传统互助型的民间借贷和面向个人和企业生产经营的有组织的金融活动两大类；有的则从金融监管的角度来划分正规金融和农村非正规金融，把正式的、未登记的、未被管制的农村金融中介和金融市场称为农村非正规金融。世界银行把非正规金融定义为那些没有被中央银行监管当局所控制的金融活动。在我国，农村非正规金融更多地表现为农村居民个人之间、个人（含私营企业主）与民间金融组织之间的货币型借款融资。活跃在农村中的非正规金融中介的组织形式主要有合会、钱庄、农业合作基金会、民间借贷等。在发展中国家里，作为金融体系主力和政策关注焦点的正规金融往往面临着市场和政府的双重约束。

除正规金融外，发展中国家还存在着大量的非正规金融，它们在一定程度上弥补了信贷市场失灵，尤其是为农村地区的发展提供了有力的金融支持。非正规金融却在农村蓬勃发展起来，成为人们关注的焦点之一。非正规金融是一种在世界各地存在的金融现象，但理论界对其发挥的作用并没有达成一致。基于此，本文从我国农村非正规金融的发展现状出发，侧重研究非正规金融对我国农村发展的社会经济效应、存在的内在缺陷和引导与规范非正规金融健康发展的对策。非正规金融与农村经济的发展密不可分的关系，非正规金融成为农村经济发展的理想途径之一，成为农村经济健康、快速发展的必要条件。农村经济可以通过非正规金融更好地提高经济效益。首先，非正规金融对我国农村发展天然地具有较强的市场亲和力，它的存在和适度发展有利于弥补农村地区正规金融供给的不足。其次，非正规金融能推动农村金融体系形成多样化竞争格局。再次，非正规金融的存在和发展属民间自发性制度创新，这种创新若经过政府的合理引导，对我国金融制度的积极演进将有重要的推动作用。

2我国农村非正规金融的发展现状

2．1发展规模

改革开放之初，非正规金融在我国农村经济发展中的作用并不明显。从1986年，非正规金融的规模开始超过正规金融的规模，1999年农村合作基金会关闭后，农村非正规金融更加活跃。农业部农业经济研究中心农村固定观察点系统对全国31个省市自治区20294个农户的常规调查表明，2000年农户贷款来源中，有68．4％来自私人借贷。2002年，这一比例上升到72．3％。从地区分布看，越是经济欠发达地区，农户从非正规金融借贷的比重越高；从融资用途看，经济欠发达地区的非正规金融主要用于非生产方面，而东部较发达地区则主要用于生产和经营活动。

2．2趋势特征

近年来，随着新农村建设的推进和社会环境的变化，我国非正规金融的发展呈现出一些新的趋势，主要表现在：

（1）公开化。在改革开放初期，由于政府对非正规金融活动的打击措施比较严厉，处于萌芽期的非正规金融活动较为隐蔽，但随着市场经济的发展，具有盈利性质的非正规金融活动逐渐被人们接受。一些地方基层政府开始认识到农村民间借贷对地方经济的积极作用，并逐渐放松对民间借贷的打压措施，使得农村非正规金融由隐蔽逐步转向一定程度的公开。

（2）组织化。过去，农村非正规金融借贷的主体绝大多数是个人，现在一些村镇集体和企业也参与到非正规金融的借贷活动中。农村非正规金融的借贷主体由传统的个人行为向组织结构发展。

（3）规范化。以往的农村非正规金融多以口头信用约定为主，符合人们文化水平较低的现实。现在，随着人们风险意识的加强，出现了以存单、债券、房地产等抵押、质押的情况。农村非正规金融交易活动逐步规范化。

3我国农村非正规金融存在的问题

我国农村非正规金融虽然在弥补正规金融不足和促进金融机构改革方面发挥了积极作用，但由于其自身内在缺陷的存在，使得它存在诸多问题。

3．1规模和范围上存在劣势

农村非正规金融只能在一个较小的范围内才有效率，这导致了农村非正规金融在规模和范围上的劣势。农村非正规金融在活动范围和规模上的劣势导致了一系列的问题：首先，范围和规模的狭小使得小范围内的经济主体面临的风险无法通过多样化进行有效分散，导致了较高的关联风险；其次，农村非正规金融活动范围狭小，资金的转移只能在小范围内实现，不利于资金在更广阔的空间进行有效配置，造成了效率的损失；再次，金融是一个特别追求规模效益的行业，然而农村非正规金融的小规模经营会使得单笔金融业务的运作成本无法通过规模的扩大进行分摊。

3．2内部经营管理混乱，经营风险较大

由于农村非正规金融组织制度不规范，内部经营管理较为混乱，大部分非正规金融机构没有建立规范的内部控制制度，没有严格的财务管理及审计稽核制度，其筹资、征信、信用审核、授信、风险承担等能力低下。同时，由于大多不提取存款准备金和呆帐准备金以抵御风险，经营风险较大。

3．3影响农村社会稳定

由于农村非正规金融是一种自发、盲目、分散的信贷活动，交易方式相对简单，借款手续不规范，极易引起债权债务纠纷和集资欺诈等问题，严重时甚至引起暴力犯罪。在欠债不还的情况下，不少债权人通过暴力收回借款，民间也因此出现一些带有黑社会性质的追债公司，直接影响农村社会稳定。

3．4不利于国家对农村经济的宏观调控

农村非正规金融分流了农村正规金融机构吸收存款的能力，从而削弱了正规金融贷款的能力，进而影响金融的宏观调控效果。一些不符合农村经济宏观政策的项目由非正规金融为其融资，结果造成重复建设、资源浪费、环境污染等问题，不利于农村经济的健康发展。

4规范发展我国农村非正规金融的对策

4．1赋予农村非正规金融合法地位

国家应正式承认民间借贷的合理性，让其获得与正规金融同样的发展空间。从国外的经验来看，美国、日本等发达国家都曾通过使民间金融“合法化”的方式来规范民间金融，并取得了较好成效。当前，应引导私人钱庄、民间合会等组织走向前台，向规范化、合法化金融转变。目前我国金融监管部门开始正视并肯定民间金融的作用。2005年4月，央行副行长吴晓灵表示，能为小企业和小额贷款需求者提供最好服务的还是非正式金融，政府不应该对民间的合法的金融行为进行过度的干预。2005年5月25日，中国人民银行《2004年中国区域金融运行报告》，明确指出“要正确认识民间融资的补充作用”，这被普遍看做是央行首次对流行于中国农村的民间借贷的正面的积极的评价。最高监管机构对民间金融的肯定态度加快了民间金融的规范化进程，2005年央行选择山西平遥、贵州江口、四川广汉和陕西进行民间小额信贷的试点工作，引导民间金融的融资活动走向正轨，并将民间融资纳入金融监管机构的正式监管之下。

4．2加强对非正规金融的规范与管理

政府应允许非正规金融组织注册登记，按正规金融的要求进行监督管理。对农村非正规金融组织要求持有一定的资本金数额，但不能强求一致，可按地域做出不同的规定，发达地区适当要求高一些，欠发达地区低一些。规定管理人员与从业人员的资格。对管理人员与从业人员的资历作出限定。限定非正规金融组织的业务范围，不容许其经营风险大的股票交易、黄金交易、外汇交易等金融业务。从上述各方面加以严格监管，健全市场契约制度，使非正规金融组织合法规范运作。除此之外，政府及有关部门还要加强对非正规金融的监测。建立监测系统，掌握资金来源、去向、运行情况、利率水平等等。随时监测风险，随时警报，以便及时采取有效措施，防范非正规金融带来的金融风险。

4．3改革农村正规金融，替代部分农村非正规金融要大力发展和完善正规金融机构

首先，拓展农业发展银行的业务范围，采取有力措施以保证资金能真正用于农业领域。改造发展农村合作金融，推进信用合作社改制。财政支持商业银行农贷业务，引导商业性金融对农业的投入。改革邮政储蓄业务，防止资金流人城市。其次，鼓励正规金融机构的金融创新。例如，正规金融机构对农业龙头企业提供贷款，农业龙头企业可对农户采取生产资料赊销，发放农业生产预付款等商业信用的方式使农户得到资金融通。还可通过证券市场，如农村龙头企业发行股票债券等融资方式拓宽筹资渠道。

对农村新技术新成果的研发推行也可试行风险资本投资业务。商业银行还可通过创新信托业务为农户提供服务，如委托贷款，为民间借贷双方牵线搭桥。银行根据委托人确定的贷款对象、用途、期限、利率等代为发放，监督使用并协助收回贷款，收取手续费，不承担贷款风险。完善健全非正规金融及相关法律制度国家通过立法制定规范农村非正规金融借贷行为的法规条例，对农村非正规金融借贷主体双方的权利义务、交易方式、契约要件、利率管制、税务征收、违约责任、权益保障等方面加以明确。

首先，为合会形式立法，解决农民融资难的问题。可在法规中规定合会人数、标金、利率，不允许会套会等，可借鉴日本或中国台湾的经验，给予非正规金融基本的法律规范框架，以防范化解倒会风险。其次，为民间借贷立法，要针对民间借贷特征，制定管理法规。准确界定民间借贷合法与非法的界限，推动民间借贷的正规化运作。

最后，制定反垄断法和合作金融法，打破金融业的国有垄断局面，创造一个有利于金融业发展的公平竞争环境。反垄断法是市场经济国家保护市场公平竞争、维护市场秩序的重要法律。而我国反垄断法仍然缺位。长期以来合作金融在我国就以不同形式存在，如自发形成的合会、信用合作社等，但由于合作金融法制的缺位使得农村信用合作社功能异化，未能很好地为农民提供金融服务。对此应尽快制定《合作金融法》，体现合作制的思想原则和法律导向，对现有的合作金融形式加以引导、规范，将一些金融形式办成真正意义上的合作金融。

4．4加快利率市场化的步伐

当前我国实行的是利率管制，利率的生成机制不能正确反映资金供求关系。而非正规金融机构的一个最大特点是经营灵活、方便，具有较强竞争力。这得益于其实行的是市场化的利率，根据资金供求及客户借款的风险不同确定利率，这也是市场经济条件下对利率的要求。因此，为了给非正规金融提供一个良好环境，应加快利率市场化改革步伐，使非正规金融的优势得到充分发挥。人民银行要加快存款利率的改革步伐，实行存款浮动利率。同时，以市场利率为导向，通过市场化，在同等条件下让资金在正规金融与民间非正规金融之间合理分布。用市场手段优化资金这一稀缺资源的配置，扩大农村信用社利率市场化改革试点的范围。同时应配合贷款浮动利率，增强放贷能力，加大对中小企业、个体工商户和农民的信贷支持力度。建立信用中介管理组织，加强农村征信系统建设建立多种类型的信用中介机构管理公司，如征信公司、贷款信用担保公司等，为非正规金融提供个人征信法律咨询和信用担保服务，支持和引导对非正规金融借贷的规范化运作。

篇3

一、考核领导组织机构及考核对象

（一）考核领导组织机构

成立县金融机构支持县域经济发展指标量化考核领导小组。

考核领导小组成员单位：县政府办、人民银行、财政局、发改局。领导小组下设办公室，办公室设在县人行，办公室主任由同志担任，县人民银行负责具体考核工作。

（二）考核对象

县农业发展银行、工商银行、农业银行、中国银行、建设银行、信用联社和邮政储蓄银行共七家金融机构。

二、考核计分原则

在完成绝对指标基数的前提下，实行绝对指标与相对指标相结合，在基数得分的基础上，根据实际完成情况上下浮动的考核计分原则。考核年度未完成绝对指标基数或出现重大责任事故的考核对象，取消评奖资格。

三、考核指标

（一）主要考核指标

1、绝对指标

根据全县金融机构最近三年以来信贷投放平均增速，确定考核对象一定数额的年平均新增贷款（各月贷款余额之和除以相应月数后与年初相比增加的数额）为基数，其中信用联社基数为6000万元，其它金融机构基数为1200万元。完成此基数的考核对象可得100分，为绝对指标基础得分。考核对象在新增贷款基数的基础上，每高于基数的1%，增加1分。

2、相对指标

为鼓励金融机构将新增存款用于支持我县经济发展，根据全县金融机构最近三年以来年平均新增贷款与新增存款的比例（年平均新增贷款与年平均新增存款之比），确定年新增存贷款比例20%为基数，完成此基数的考核对象可得100分，为相对指标基础得分。考核对象在新增存贷款比例基数的基础上，每提高1个百分点，增加5分；每降低1个百分点，减少5分。

（二）其它考核指标

1、减债指标

金融机构能够积极配合县委、县政府关于企业改革有关文件精神，帮助企业破产、改制，有效减轻企业债务的给予加分，每实际减债50万元加1分。

2、核销呆坏账指标

对金融机构通过自身努力，加快处置核销企业呆坏账的给予加分，每处置100万元加2分。

以上两条以县法院出具的终结裁定为依据。

3、其它指标

对金融机构积极参与支持县委、县政府开展银企对接等各项活动，为我县经济发展做出特殊贡献的，经考核领导小组研究确认，视具体情况给予加分，但最多不超过10分。

四、考核奖励程序

由考核领导小组办公室协同各相关单位，对金融机构支持地方经济发展量化指标（以县人行统计报表中的贷款额度为依据）完成情况每半年通报一次，年末汇总，考核结果由考核领导小组予以审定。

五、奖项设置及奖励标准

（一）奖项设置。年终根据最终得分由高到低，由考核领导小组评选出一等奖二名，二等奖三名，并对领导小组成员单位评出优秀组织奖。

（二）奖励标准。一等奖、二等奖和优秀组织奖分别奖励5万元、3万元和1.5万元，其中奖励金额的30%作为对单位主要负责人的奖励，其余70%奖励相关有功人员。

（三）奖励资金从县财政列支。同时建议获奖单位上级机构给予同等金额的物质奖励，奖金分配可参照县政府制定的奖金分配办法。

（四）县政府将召开金融机构支持县域经济发展表彰大会，授予相关单位“支持县域经济发展先进单位”荣誉称号，授予主要负责人“支持县域经济发展先进个人”荣誉称号，并对各金融机构的年终考核结果，分别函告其上级单位。

篇4

第一条考核对象

工商银行支行、农业银行支行、中国银行支行、建设银行支行、邮政储蓄银行五一路支行、区农村信用联社、农业发展银行益阳市分行营业部共7家金融机构。中国银行桥北支行、大码头支行、建设银行五一路支行分别纳入中国银行支行、建设银行支行考核范围。

第二条工作目标

1.当年贷款余额比上年度增长5%以上。

2.当年存款余额比上年度增长10%以上。

3.存、贷款比例比上年度提高1-2个百分点。

第三条考核办法

对工商银行支行、农业银行支行、中国银行支行、建设银行支行、邮政储蓄银行五一路支行、区农村信用联社、农业发展银行益阳市分行营业部实行100分制考核。计分标准为：

1.存款余额比上年度增加额第一名得分10分，其后的名次依次递减1分。

2.贷款余额（银行承兑汇票和贴现视同新增贷款额，下同）比上年度增加额第一名得分为20分，其后的名次依次递减2分。

3.区内贷款累放额第一名得分为15分，其后的名次依次递减2分。

4.存贷比第一名得分为30分，其后的名次依次递减3分。

5.区内重点企业贷款投放额第一名得分为15分，其后的名次依次递减1分。

6.其他工作情况10分。积极完成区人民政府交办的工作任务计4分；加强金融生态环境建设，开展各种金融宣传活动，年内无重大金融风险和责任事故发生计2分；积极进行金融创新，支持经济发展，取得较好的效果计2分；积极参与信用工程建设，认真开展企业信用等级评定等工作计2分。

第四条奖励

1.当年区内金融机构贷款累放总额比上年增长10%，贷款余额比上年增长5%，且存贷比也有所提高，则区人民政府奖励各金融机构共10万元。如果虽有增长，但增幅低于上述指标，则按奖励资金的70%奖励。

2.设立支持地方经济发展特等奖1个，一等奖2个，二等奖2个，三等奖2个。特等奖和一等奖颁发奖牌。根据考核得分的多少，对被考核单位逐一排名，实行奖励。

3.当年贷款余额、贷款累放额比上年下降，存贷比降低的金融机构不予奖励。

4.严格按照考核排名调整区内公存款在各行社存储资金的数量，对支持地方经济发展力度明显不够、考核排名末位的金融机构，取消区内各预算单位和工程项目在其的开户资格，已开户的也要引导退出。

篇5

金融发展与经济增长的关系在理论界一直存有争议。古典学派认为金融发展与经济增长之间没有因果关系。自20世纪50年代中期以来，众多西方经济学家对金融发展与经济发展之间的关系开始进行系统的研究和摸索。尽管有学者指出部分研究过分夸大了金融对经济增长的促进作用，但可以肯定的是，金融发展与经济增长之间存在着积极而又紧密的联系。国内学界往往在整理回顾了国外关于金融发展与经济增长关系的理论和实证研究的基础上进行实证研究，结果表明在宏观经济层面，金融发展确实对整个经济发展起到了协调和促进作用，其发挥作用的内在机理在于整个经济和金融系统而引发的要素流动，特别是资本流动。但是立足微观区域视角的一些研究并没有支持上述观点，有研究发现，区域金融发展对区域经济增长没有显著影响，金融发展不是区域经济增长的原因，可能只是经济增长的内生结果。区域金融发展与区域经济增长之间的因果关系始终是没有打开的“黑箱”。

就传统意义而言，地方政府对区域经济发展的调控主要采用财政、税收等非金融手段直接影响企业的运行，进而带动地方经济增长。但是这种调节存在严重的挤出效应和非市场化效应，难以切实解决一些深层次问题。伴随着中央深化改革举措的不断推出，立足市场机制、包括资本市场建立和健全区域的经济运行系统就成为当前政府职能部门关注的核心问题。

区域金融影响经济运行的机理分析

区域金融作为经济系统的重要组成部分，对于经济运行的作用可以分为直接和间接两个维度。作为生产业，金融服务本身就是价值创造的重要力量。特别是伴随经济结构的不断调整，产业结构层次不断提升，金融服务必将直接成为区域经济的增长极之一。但是立足以一、二产业发展为主体的区域经济发展，金融在自身赢利、创造价值的同时，更重要的职能应该是为经济发展提供金融支持，推动和扶持区域产业的竞争力提升。发挥上述功效的关键在于明确金融系统作用于区域经济的立足点、明确作用的方式和路径、解析内在的机理。

立足多层次的资本市场建设，为实体企业提供资本，是金融推动经济发展的核心。融资是资本市场最主要的功能，而资金短缺又是当前企业面临的最大困境。如何通过有效的资本市场运作，发挥金融系统的融资功能，将直接决定区域金融系统是否有效。企业是区域经济发展的核心组织，是配置资源、创造社会财富的唯一形态。在信贷压力不断扩大、IPO步骤放缓，而企业转型升级资金需求日益提升的情况下，通过有效引导企业分层次地参与“地区股权交易”“新三板”等场外业务和包括主板、中小板、创业板等场内业务，借助小微贷等金融产品，可以缓解资金压力，实现规模扩张和能力提升等转型升级要务，进而形成区域经济的内源性增长。

立足生产性的金融服务开发，为流通环节提供推动力，是金融推动经济发展的枢纽。对于生产性企业而言，金融系统还为整个经济系统提供服务工作，特别是立足商贸、流通环节，金融的作用非常重大。流通环节立足国内和国际两个市场，金融在支付工具、信用担保、保险对冲、融资租赁等众多环节起到关键性作用。特别是伴随全球经济一体化以及全球价值链的整合，以供应链金融为代表的新型流通金融服务将为区域经济发展提供衔接生产与流通的枢纽，成为新的增长极。

立足自组织的金融系统建设，为区域经济提供动力，是金融推动经济发展的基础。实现金融系统的服务功能依靠的不是政府的主导，而是涵盖多层次、多领域的金融服务与中介组织，以国有银行、股份制商业银行、地区发展银行、城镇合作银行为主体的银行金融组织，以券商、投行、基金公司为代表的金融中介机构，以地区股权交易平台、股交中心、新三板、期货、现货交易平台为代表的金融平台组织，相互结合、互相补充，构建成为区域金融系统。系统内部能够依靠市场机制，联合企业形成自我供给、自我完善的自组织系统，为区域经济发展提供持续的动力。

立足安全性的金融防范系统，为区域经济化解危机，是金融推动经济发展的保障。由于资本天生的逐利性，面对地区经济之间的落差，资本将会自发寻找套利的空间和机会，国际资本的“热钱”、国内众多“产业基金”都会对地区的实体产业、地产、消费品等众多领域带来冲击，形成物价上涨，引发经济波动，甚至造成经济泡沫，为经济发展带来威胁。而此时，金融防范体系就显得尤为重要。通过金融政策制定、金融监管系统的运行，保障地区经济平稳发展，将是区域金融体系的重要任务。

结论

篇6

改革开放30年来，我国GDP不断增 长且保持着较高的增长速度，国家金融体制改革对河南经济结构调整和发展速率上具有极大地推动作用，使得河南省银行信贷资金取得进一步的扩大，然而也使得河南金融机构贷款紧缩，导致贷款增长与经济增长速度相违背，贷款增幅减弱。针对金融体制改革带来的消极影响因素，本文相应的提出了改善措施。

【关键词】

融体制；河南；影响；措施

河南省地处中原腹地，具有承东启西、连贯南北的区位优势，使东、中、西部主要经济区的功能实现高效衔接，地区优势使河南省成为我国重要的经济增长板块，因此，大力发展河南省金融行业，促进其经济稳固增长对我国生产总值具有重要的意义。目前，河南省经济发展已经跨上了新的战略起点，进入了全面提升产业层次、加快经济转型、促进统筹协调发展的新阶段。2011年，河南省实现生产总值27232.04亿元，成为中国的第五大经济体，按照可比价格计算比1978年增长了167.15倍，年均增长率达16.25%。国家对金融体制的改革对河南省经济具有消极与积极的影响，本文就其主要影响效果作出分析，旨在为河南省经济稳步发展提供理论基础。

1 金融体制改革对河南经济的影响

1.1 银行信贷对河南第三产业的影响

河南的产业突出表现在电解铝、水泥、房地产等企业，然而这三种行业在企业贷款立项时很难被商业银行总行所审批。第三产业主要包含了商业、交通运输、金融保险及服务类行业，由此可知，金融保险业对第三产业的发展具有较大的促进作用，主要表现在：一是金融业吸纳就业人数，也可通过投资贷款等方式扩大就业人口，提高河南省总就业量和价值产出；二是金融业的产值直接体现出国民经济水平。数据显示，2008 年河南省金融机构人民币各项存款余额 15255.4亿元，同比增长 21.3%，增幅较上年同期高 11.9%；各项贷款余额 10368.1 亿元，同比增长 15.8%，增幅较上年同期高4.4%。可见，金融体制改革与发展对河南省的产业结构调整和第三产业发展具有重要的意义。

1.2 县域金融机构贷款市场格局变化较大

近年来，资本市场比较低迷，但是在降息、将准政策比较宽松、信贷增长回升的改革背景影响下，2013、2012年的金融业增长扭转了2011年的逐季回落曲线态势，相对有了较迅速的上调。随着相关部门的政策延续、市场需求回升等影响下，2014年的货币政策也有所放松；此外，随着河南省平稳和不断提高的经济发展，重点开发的行业也会有所调整和改善，市场主体资金需求也会得到增强，信贷业发展也有所提升；在金融体制改革、市场资金供求状况及竞争变化，会影响到银行间市场利率变化，因此，实际融资成本相对2012有明显的改善。

1.3 贷款增长与经济增长相背离的现象逐步明显

2013年河南省生产总值（GDP）达到32155.86亿元，成为全国第五各突破3万亿元的省份，同比增长9%；河南省金融机构本外币各项存款余额数目为34515.9亿元，同比增长23.8%，本外币各项贷款余额为21180.8亿元，同比增长18.3%，存贷款增速均继续保持回升态势。依据近几年来的数据显示，河南经济与金融发展不协调，河南经济担负着“缺营养”、“失血”的双重压力，会导致缺乏资金支持而影响河南经济稳固增长。

2 应对措施

2.1 推进经济转型提高河南经济发展质量

不断完善合提高传统产业技术装备和加工水平，适时调整政府高科技投资结构。通过实地考察和河南省优势产品，择优选择食品、化工等产业集群，加快其密集区域发展，从而吸纳更多强有力地资金要素。 其次，继续加快调整河南省农业结构，在坚持“两个”基地建设的指导思想下，开发适应市场需求和工业生产特点的农副产品，如：棉花、油料、烟叶以及农产品的花卉、果、木等特色产品，夯实河南省经济基础，提高信贷资金的投入。另外，要重视城镇化经济发展，统筹建设城镇基础设施，落实政府出台的扶持政策和相关规定，拓展民营自主产业，增加县域信贷资金的存贷比。

2.2 建立高效运转的金融支持体系

在金融体制改革的背景下，要将金融业作为先导产业进行优化发展，从重视对地方金融机构的完善和建设作为出发点，不断完善金融支持体系。重视地方性金融机构的建设和发展，依据市场和实际需求组建具有河南省特色品牌的全国性股份制商业银行。引进科学化的现金金融业混业经营模式和管理程序，积极建设金融业经营试点，建设河南省控股集团，从而建设协调发展的县域金融服务体系。尤其重视河南省处于初期发展的中小银行、创业投资等专业且非金融机构，逐渐完善河南省信贷行业的体系。另外，鼓励发展中小金融机构，不断地改革各层次的银行内部系统，提高金融服务质量，稳固金融对经济发展的保障与促进力度，强化政策金融的支农作用，拓展农业发展银行的职能。

2.3 优化金融结构，促进经济转型

经济转型必然伴随产业结构的调整，针对新时期投资速度有所放缓的趋势，使得金融业有效地改善需求不足等问题。重抵押品的风险控制模式，并不能完全适合其他新兴行业，因此，要综合考虑各行业的发展特征，有针对性地调整业务流程和投入风险控制。现如今，21世纪是属于科技与网络信息的时代，将两者完善结合，可以适度地降低节点性资本，从而促进网络社会资本银行的转型，这也是科技与网络融合的必然发展趋势。借助网络化平台的便捷、虚拟化和客户自选择化的多功能优势来构建金融体制结构，为金融行业之间的交流合作、产品开发、完善提高等提供了革新性的便利，进而产生一系列的产业链和生态系统。推动金融业与科技协调融合的进程，可大力发展科技与金融相结合的试验基地建设，创新性地发展科技产业与金融投资的服务新型行业。建设融入科技信息的科技保险体系、科技担保体系、科技信贷体系等创新体系，逐步优化金融机构，促进经济转型。

2.4 促进消费信贷，推动金融创新

随着人们生活质量和经济的快速发展，消费结构也逐步转向精神型、发展型方向，因此也就派生出文化、教育、休闲、旅游等多元化产业。因此，要紧密结合市场转变和人们需求结构的变化，在严格遵守消费信贷的发展规律下，勇于创新性的改造金融体系。要积极开拓多元化的消费潜力，例如：教育助学贷款、度假旅游贷款、小额生活贷款等，从而提高居民的精神与生活水平，充分发挥消费信贷对消费需求的拉动作用。

【参考文献】

[1]张锐，喻新安.河南经济发展报告（ 2010） -国际金融危机与河南经济增长[M].社会科学文献出版杜，2010.

[2] 周立波.中国金融体制改革与发展[J].江西农业学报，2007（5）： 146-148.

[3]常青.如何推进我国金融体制改革[J].合作经济与科技， 2006（3）： 82-83.

篇7

【关键词】金融发展 经济增长 格兰杰因果检验

关于金融发展和经济增长之间的关系，学术界存在的不同的观点。这些观点大多基于一国的实践，很少从中国转轨经济的实际出发探讨在两者的关系，由此得出的结论就不能直接用于中国实际。而今，中国经济走到了一个重要的拐点，金融改革也到了一个关键的时期，迫切需要从理论的角度来来回答金融发展和经济增长的关系，给中国金融改革的实践给予理论支撑。本文拟对金融发展和经济增长的“双向关系论”进行分析，探讨其在中国实际情况下的适用性，并选取中国相关数据设计实验对两者关系进行实证研究。

一、文献综述

关于金融发展与经济增长的研究，其滥觞可以追溯到Hicks（1987）、Roussean和Sylla（1999）。他们从经济史的角度，分别从工业革命和1790～1840年美国金融系统的发展来讨论金融发展与经济增长，得出了金融发展对经济增长至关重要、是经济发展的先决条件的结论。

从国家层面，对两者关系进行研究的是戈德·史密斯（1969），其研究表明在大多数国家，经济增长与金融发展之间存在着“大致平行的关系”，但是其没有解决两者之间的关系的问题，他不能确定“到底是金融因素促进了经济的发展，抑或金融发展是由其他因素引起的经济增长的反映[1]。”McKinnon和Shaw（1973）一起研究了受抑制发展中经济，得出了著名的“金融深化理论”，他指出在所有情况下，“金融抑制”都严重阻碍了经济的发展，而金融深化总是促进经济发展的，金融自由化对经济发展非常重要。之后，King与Levine（1993）在1993年，设计了四个金融发展指标和四个经济发展指标对80个国家在1960～1989年的数据进行了跨国回归。他们发现，不仅同期经济增长指标和金融发展指标是正相关，而且在10年初的金融发展指标和随后10年的经济增长指标也是正相关的。他们断言，金融并非是仅仅跟在经济发展的后面，而是金融导致了经济增长[2]。Rioja和Valev（2004）对74个国家1966～1995的数据研究表明，在不同的阶段，金融发展与经济增长的关系不同。在金融发展的初级阶段，其对经济发展的影响不确定；在中级阶段，对经济增长又较大的正向作用；在高级阶段，其虽是正向作用，但比中级阶段作用要小。

一些学者从行业角度对这一问题进行探讨。Jayaratne和Strahan在1996年研究了美国银行业改革对经济增长的作用，他们认为放松管制是金融发展的一个跳跃，金融发展是经济发展的重要原因。Rajan与Zingales（1998）考察了金融发展水平对不同产业的影响，进而分析金融发展与经济增长的关系。

另一些学者从金融结构与经济增长的角度进行研究。Levine（2002）年通过对48个国家1980～1995年大量数据进行了跨国分析，发现市场与银行对经济增长都很重要，难以确定与经济增长相联系的是哪一种金融体制。Beck和Levine（2004）采用GMM技术处理了遗漏变量和因果关系，其结果依然与上面相同。Carline和Mayer（2003）研究表明，在经济不同的发展阶段，应采取不同的金融机构。早期应当建立有效的银行体系；后期应当关注透明、高效的股票市场。

这些理论纷繁复杂，但其结论无外乎为以下几种：

一是金融发展与经济增长无关，这多为新古典经济学家所持有。

二是金融发展影响经济增长，但却是其障碍。其原因是金融泡沫与货币危机对经济增长的负面影响。

三是需求遵从论（demand—following），即认为经济增长导致经济发展，经济增长带来金融结构的变化，促使金融市场的建立与发展。

四是供给主导论（supply—leading），金融发展是经济增长的一个决定因素，金融的发展促进了经济的增长。

五是经济增长与金融发展之间有双向关系。这种观点认为，金融发展和经济增长之间关系取决于经济发展所处的阶段，两者的关系可以是需求遵从也可以是供给主导。

二、金融发展和经济增长的理论分析

关于上述金融发展和经济增长之间的关系的观点，笔者认为经济增长和金融发展之间的双向关系更为符合新兴的经济转型国家。虽然这种理论考虑到了经济发展的不同阶段金融发展和经济增长的相互作用，但是没有考虑一国具体实际的理论不能用来指导一国的实践，还需要根据一国的实际加以调整才能用于分析中国转轨经济下金融发展和经济增长之间的关系。

帕特里克（Patrick）[3]对需求遵从、供给主导进行了总结，并对他们之间的关系进行了论述，进而提出了双向关系论。他认为，金融发展与经济增长之间的关系取决于经济发展所处的阶段。在发展早期，金融部门的扩张通过金融机构的产生与金融服务的供给来促进经济增长，至于“供给主导”的观点一致。但是在经济发展的高级阶段，金融部门则处于“需求遵从”的地位，即经济增长诱导金融发展。

金融部门在生产中的主要功能是为生产部门的生产进行融资。随着经济的增长，必然产生基于实际生产需要的资金需求，这些资金很多时候需要从金融市场获得，且不论这种需求的满足是金融市场量的扩张还是质的提高。因此，首先要区分的概念是金融的发展仅是指量的增长还是包含了质的提高。若指前者，则经济的增长必然导致“金融发展”；但若是指后者，显然不是所有金融增长都是金融发展，帕克里特认为，在经济发展的低级阶段，这种促进往往反映为量的扩张；只有在经济发展的高级阶段，才表现为质的提高。但从实际情况来看，两者的区分有往往不是那么明显，往往是量增长的同时伴随着质的提高。可以这样解释：经济增长所导致的金融发展过程中，首先体现在量的增长，在资金来源的潜力都被挖掘几近殆尽时，其量的扩充没法进行下去，这时就要求其内在效率的提高，即金融质的提高。因此，其内在逻辑是经济发展金融量的扩张金融质的提高。

发展中国家经济起点较低，往往处于金融量的扩张阶段，而发达国家其量的扩张潜力有限，很多时候表现是金融质的提高。因此，无论从量还是质的角度来说，都是由于经济发展所导致。仅仅认为是供给主导了经济增长的观点忽视了只有实际需求才是导致经济增长的最根本力量，当没有实际的需求时，提供再多的金融供给，只会造成金融市场的泡沫，而不会促进经济的增长。供给主导发挥作用往往是需求未被满足（这种需求可以是“潜在需求”，即在现有的技术、制度等外在约束的条件下，本可以满足而现实未满足的需求）的条件下，这个结论无论是从金融角度还是在经济学的角度都是如此。

然而，不是所有的金融发展都会促进经济的增长。金融的发展，会使融资更有效率。资金更易或者以更低的成本获得，这样就可以更好地满足生产部门对资金需求，促进经济的增长。但是，没有反映或者超出了经济需求的金融发展，仅仅是会产生泡沫。一旦泡沫破裂，会对实体经济产生较大的冲击，阻碍经济的发展。

因此，最终的结论是经济增长导致金融发展，金融发展在一定条件下促进经济增长。从理论上分析是如此，但其正确与否，还需要实证进行检验。下面以中国来进行实证分析来验证这个结论是否正确。

三、对金融发展和经济增长的实证分析

（一）实证方案的设计

1.实证目的。实证的主要目的是检验金融发展与经济增长之间的关系。但是，这需要两者之间具有长期稳定的关系，如果两者之间不存在稳定的长期关系，就无法去验证两者之间是否有因果关系。因此，实验的必须要经历两个阶段，其一是检验经济增长与金融发展是否具有长期均衡；其次是在两者均衡的基础上检验是否具有因果关系。

2.数据和变量选取。变量选取采用了两个指标麦金农指标：M2/GDP，来表示经济的货币化程度[4]。戈德·史密斯指标：FIR，即金融相关程度指标，FIR=（M2+L+S）/GDP，其中L为各种贷款（包括向政府提供的贷款）；S为有价证券（包括政府债券、企业债券、金融债券、保险费及股票市值等）[5]。

检验的数据来自《中国统计年鉴》（1996—2011），部分来自其他论文及网站。原始数据。

3.实证方法。考虑到实证的目的，采用Granger因果检验法来检验金融发展变量和经济增长变量之间是否存在因果关系[6]。首先对数据进行平稳检验，如果数据平稳，可以直接进行因果检验；如果数据不平稳，先对数据进行差分后进行协整检验，再采用Granger因果检验法来检验。本文分析借助与EVIEWS76.0完成。

（二）实证分析过程

1.描述性统计。从描述性统计可以发现GDP、M2/GDP、FIR的波动都比较大，分别为108439.3、1.009881、0.071583。于是对有关变量取对数，一方面可以减轻波动，另一方面可以消除异方差性。

2.变量的单位根检验。使用ADF检验法对各变量进行单位根检验，即检验数据是否具有平稳性（即不存在单位根），若数据是平稳的，就可以直接对数据进行格兰杰检验，以确定因果关系；若数据不平稳，此时可以对数据差分项进行ADF检验，检验差分项是否平稳，若协整阶数一致，则数据间可能存在协整关系，所谓的协整关系是指变量之间存在长期的稳定关系。

通过ADF检验可知，LGDP，LM2/GDP，LFIR均不平稳；而其一阶差分项DLGDP，DLM2/GDP，DLFIR却是平稳的。因此，对三个平稳变量进行协整检验，以确定三者之间是否存在协整关系。

3.Johanson极大似然检验。在检验协整关系时采用Johanson极大似然协整法来测定协整关系。相比较E-G两步法，Johanson极大似然协整法的误差更小，并且可以测定两个以上变量的协整关系。

在进行协整检验之前，首先要确定VAR模型结构，这里选取带截距不带趋势项的VAR模型，选择滞后阶数为2，得到实验所需的模型。

当滞后阶数选择2时，由检验可知不存在单位根，所以VAR系统是平稳的，可以进行协整检验。由协整检验可知，没有一个、仅有一个协整关系的假设通过了检验；至少有两个协整关系没有通过检验。由此可以得出三个变量之间存在两个协整关系。

4.格兰杰检验。由Jonhanson检验可以知道，三个变量之间存在着两个协整关系，可以对他们进行格兰杰因果检验以确定他们之间的因果关系。

因为上述VAR模型我们选择滞后阶数为2，通过格兰杰因果检验得出DLGDP与DLFIR存在单项因果关系，DLM2G与DLGDP存在双向因果关系。因此，得到结论，DLGDP与DLFIR存在单向因果关系，而DLM2G与DLGDP存在双向因果关系。

四、研究中存在的问题

M2/GDP与GDP成反比，这与谈儒勇[7]（1999），曹啸，吴军（2002）的结论相仿，他们对此的解释是货币当局逆风向操作引起。另外，M2/GDP和FIR更多是从量而非质的角度来说明，并且无法说明在何种条件下金融发展引致经济发展。未考虑通胀因素。在选取指标时，存量指标未剔除通胀。事实上[8]，在把通胀作为一个变量考虑时，其结论往往会有很大不同。

参考文献

[1]戈德·史密斯.金融结构与增长[M].浦寿海、毛晓威、王巍译.北京：中国社会科学出版社，1993：341.

[2]King，Robert.G.Levine，Ross，“Finance and Growth： theory and evidence”[J]，Journal of Monetary Economics，1993（32）：515-542.

[3]Patrick，H.T.，“Financial Development and Economic Growth in Undeveloped Countries”[J]，Economic Development and Cultural Change，1966（34）：174-189.

[4]姚耀军.中国农村金融发展与经济增长关系的实证分析[J].经济科学，2004（5）：24-31.

[5]武志.金融发展与经济增长：来自中国的经验分析[J].金融研究，2010（5）：58-67.

[6]范学俊.金融体系与经济增长：来自中国的实证检验[J].金融研究，2006（3）：57-66.

[7]谈儒勇.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999（10）：45-62.

篇8

关键词：农村金融；供给；需求；河南

中图分类号：F830 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）24-0060-02

金融是现代经济的核心，实现河南省经济的跨越式发展离不开金融资源的支持。资金投入是支持农村经济发展的关键。对河南农村金融市场的需求和供给状况进行调查与分析，进一步加大支农资金整合力度，提高资金使用效率，大力发挥金融机构农村经济发展的支持作用，对河南农村的发展具有重要意义。

一、农村金融服务供给状况分析

1.银行业金融机构资金供给规模不足。当前，大量农村资金通过邮政储蓄、商业银行等转化为城市工商业资金，使农村可用资金越来越少；而作为支农主力军的农村信用社由于体制、机制、结算渠道等因素制约，市场竞争力严重不足，很难有效组织资金满足支农的需要。截至2009年末，河南农村地区各项存款余额2 625.17亿元，占全省存款余额的23.4%；农业贷款余额1 519.13亿元，只占全省贷款余额的35.6%。

2.银行业金融机构网点覆盖率低。截至2006年末，河南农村银行业机构营业网点6 869个，平均7.2个行政村拥有1个营业网点，银行业机构覆盖率仅为13.9%。从农村银行业金融机构普及水平来看，平均每万农村居民拥有银行业金融机构网点数为0.89个，平均每万农村居民拥有银行业金融服务人员9.04个，分别较全省平均水平少0.29个和5.72个。此外，河南目前仍有10个乡镇因地理位置偏远、交通不便或人口偏少而没有银行业金融机构，成为金融机构服务的“盲点”。

3.银行业金融机构金融产品和服务供给不足。当前，全国城市金融创新较快，业务品种相对丰富，电子银行、代客理财、衍生产品、资产证券化等新的金融产品层出不穷，极大地改变了城市居民的生活方式。而目前农村金融只能提供基本的存、贷、汇“老三样”服务，农村金融创新能力不足，业务品种缺乏，服务方式单一，结算手段落后，难以满足多元化的金融服务需求。同时，在金融产品供给不足的前提下，河南农村金融服务也呈现较低的覆盖水平。截至2009年末，河南农村银行业金融机构贷款支持农户仅占全省农户总数的35%左右，有近50%的农户资金需求得不到满足。

4.农村储蓄转化投资能力不足。银行业金融机构的功能是通过发挥金融中介职能将社会闲置资金集中并配置到最需要的地方。农村银行业金融服务供给效率不仅体现在资金的转化能力、资金的融通速度和规模上，还体现在资金的配置质量上。2009年末，河南农村存贷款差额为1106.04亿元，存贷款比例为60.1%。过高的存贷差意味着农村在向外输出资金，直接限制了河南农村储蓄向投资的转化能力。

二、农村金融服务需求状况分析

1.金融服务需求类型多元化。从金融服务类型来看，农村企业和农户表现出不同的金融服务需求特征。33.4%和44.2%的被调查农户需要存款和贷款服务，需要汇款服务的占9.8%，存、贷、汇需求占被调查人数的87.4%。而被调查农村企业最需要的金融服务类型排序则是贷款63.2%、汇款20.4%、存款9.8%和商业票据3%，其中，贷款、结算和票据占到被调查农村企业金融需求的74.3%。两类主体的金融服务需求差异一目了然。

2.资金需求金额多元化。从资金需求的金额分布来看，农村企业和农户也表现出不同的分布模式。农户需求具有“两头少、中间多”特点，资金需求金额主要集中在5 000元～50 000元范围内。而农村企业则表现出资金规模偏好特征，资金规模越大，需求主体数量越多，从另一个角度反映了农村企业的“资金饥渴”状况。

3.资金用途多元化。河南农村企业和农户资金投放的目标表现各异，农村企业资金用途分布比较集中，而农户资金用途分布比较分散，总体具有多元化特征。据调查，56.9%的被调查农村企业希望获得企业流动资金贷款，32.4%的被调查农村企业希望获得扩大再生产资金，说明农村企业资金需求虽然主要用于生产性投资，但这两种资金需求的性质是截然不同的，一个是短期资金需求，另一个是长期资金需求。相比之下，农户的资金需求集中度不如农村企业，目标相对分散。

4.资金需求期限多元化。受农村企业和农户的生产、流通周期等因素的影响，河南农村资金需求期限也呈现多元化的特征。40.3%的被调查农村企业和46.3%的被调查农户希望的贷款期限为一至二年，30.3%的被调查农村企业和36.7%的被调查农户希望的贷款期限为六个月至一年。除此之外，25.4%和12.9%的被调查农村企业和农户资金需求期限超过二年。总体来看，农村资金需求的期限分布较为分散，二年以上的资金需求比例不低，这部分资金需求的金额较高，从需求总量来看，比例会更高。

篇9

【关键词】金融 合作 京津冀区域

一、京津冀区域金融合作发展的优势

（一）地理位置相对临近

地理位置相对临近的区域之间在文化习惯、经济发展水平等方面的差异不大，最终如果形成区域金融合作，其适应期与磨合期较于区域偏远地区要短。地域临近使得区域金融不仅在信息技术方面形成了一张庞大的信息网，而且存在区位优势，便利交通，利于区域金融合作。

（二）区域间经济往来密切

各区域之间的区域经济往来越是密切，地区之间的经济捆绑效应就会加深，从而对于金融合作的需求也会越迫切。区域间的金融联系越紧密，对于区域合作的效率也会提出更高的要求，即对于劳动力，技术等要素的流动性也会提出较高要求，反之，若是区域间的金融合作较少，各地区之间互不依靠即可实现经济的发展，那么对于资本等要素的流动性和效益方面的要求也会降低，从而地区间金融协作与配合也不可能成功。

（三）区域金融业发展差异程度

从京津冀三地金融业差异来看，北京市的金融业增加值为三地之间最高，与此同时还可以发现的是，其数值还呈逐年递增的形式。所以北京市的金融资源在三地中最为丰富，其金融业实力较强。北京不仅具有金融资源丰富而且还配备有相对完整和发达的金融监督机制。考虑到三地发展不平衡的情况，加之北京发展水平领先的优势，北京处于区域金融合作的中心的位置毋庸置疑。同时金融中心的确立也有利于协调分配好三地的金融资源，防止三地恶性竞争等问题的出现。

（四）京津冀各自优势显著

北京拥有丰富的金融资源，拥有我国的金融监管和宏观调控部门，对于区域间的金融合作提供了坚实的基础。天津成为金融革新的又一实践地区，天津也应该发挥其政策优势，利用有利于自身的资源和政策优势，更好地配合区域金融合作的良好开展。天津的港口优势对于发展离岸金融的作用也十分明显，其地理提供的自然优势式发展离岸金融的优良条件。河北省是天津和北京两地的腹地，将成为天津北京的金融服务平台。

二、京津冀区域金融合作发展的劣势

（一）北京、天津、河北金融业发展不平衡

由三地的金融成长的现实状况分析可知，北京市的金融资源拥有着得天独厚的优势，其金融资源极其丰富，在三地间处于领先地位。京津冀地区的银行业发展较之于保险业证券业处于领先地位，换句话说，京津冀三地对于保持银行业的领先发展地位与提升保险业证券业发展地位也应该并存。

（二）信息不完善，行政壁垒阻挡以及各区域利己心态

京津冀区域金融合作协调机制还没有设立，考虑到区域间的政府之间的沟通交流合作的意识和意愿不强，对于可能出现的金融资源的竞争和抢占大于合作，重复建设问题，各地区交流沟通障碍的存在，信息共享平台不完善等问题都会影响地区之间金融协作。

（三）京津冀区域金融合作亟待政府政策和监管指引

众所周知，京津冀三地的区域金融合作开展的时间不长，仍然处于初期，合作的广度和深度不够，所以需要政府进一步的政策指引，加大对区域金融合作的监管，避免出现地方抢占资源，重复建设等弊端。

（四）京津冀区域金融合作若产生风险有扩散可能

随着京津冀之间的金融合作的不断深化，跨区域的金融合作会使各地区的经济活动联系变得更为密切，从而风险不会再是控制在一定范围内的地方性风险，很有可能会向金融合作的区域进行扩散，所以要加强政府的监管，审视行业使其规范化、信息化。

三、京津冀区域金融合作的机会分析

（一）京津冀国家战略的实施

对于京津冀区域合作进程的国家战略层面的上升，有利于增进各地区之间一起发展的主动性，创造性和自觉性。对于国家战略的指导也为三地的协作配合指明了前进的方向。而三地国家战略的实施也为整体区域内的金融协作提供了必要的政策指导，并为区域间金融协作保驾护航。

（二）天津自贸区成立为京津冀区域合作注入新活力

2015年3月1日，天津自贸区得以正式成立，服务贸易的侧重和进一步金融开放是自贸区的重点，这必然会加快三地间区域金融协作的进程，进而实现京津冀一体化。

（三）政府监管部门的高度重视

随着三地的区域金融合作程度的加深，政府开始将目光越来越多地投向三地的区域金融合作的实质层面问题。得到政府的重视，那么阻隔在京津冀之间的壁垒也就有望打破。

四、京津冀区域金融合作的挑战分析

（一）金融危机的挑战

由美国次贷危机带来的全球性的金融危机，影响范围广，程度深，起初，金融危机在范围内发生在发达国家，接着金融危机扩散到了新兴国家。因此对于金融危机的爆发的可能不得不防范，对于合作过程中极为可能出现的金融风险的发生也不得不预警。

（二）北京聚集效应强于辐射效应的挑战

北京作为首都，金融设施更为完善等优点使得北京对于人才，资源的吸引力较大，人才，资源向北京聚集，而天津与河北周边的人才和资源不足，北京非但没有对资源实现合理分配，对周边地区实现辐射和带动作用，反而阻碍了天津和河北的发展。因此解决北京聚集效应大于辐射效应的问题仍然需要重视，从而促进三地的协同发展。

参考文献：

[1]游桂云.我国区域合作中的金融支持体系研究[J].江苏商论，2007.

篇10

关键词：金融发展 经济增长 面板数据 单位根检验 协整检验

中图分类号：F830 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2010）12-021-03

一、引言

金融作为经济发展的重要推动力，不仅要直接反映经济的区域性特点，而且经济发展的区域性很大程度上要借助于金融的区域化运行得以实现。因此，探求金融发展与经济增长之间的作用机理，及时总结东部地区的金融发展经验进而指导中西部地区，制定适合区域金融发展的战略和政策，对于促进我国区域经济协调发展具有重要的意义。金融发展与经济增长之间的关系已得到学术界的认可，国内外已有许多学者就金融发展对经济增长的作用进行了研究。其中具有代表性的有：美国的经济学家雷蒙德・W・戈德・史密斯，在他的著作《金融结构与金融发展》（1969）中指出：在经济发展与金融发展之间存在着大致平行的关系，经济飞速增长的时期也是金融发展速度较高的时期；反之，经济发展趋于缓慢甚至处于停滞时期，金融发展的成效也是微乎其微的。谈儒勇（1999）模仿King和Levine使用OLS回归方法，首次对中国金融发展与经济增长之间的关系进行了实证研究。王志强、孙刚（2002）采用带有控制变量的VECM和格兰杰因果检验方法，验证了20世纪90年代以来中国金融发展与经济增长之间存在显著的双向因果关系。丁晓松（2005）通过单位根检验和协整检验探讨了1986年―2002年中国金融发展和经济增长之间的关系。除了时间序列数据结构的实证研究以外，很多学者利用截面数据对我国金融发展和经济增长之间的关系进行了实证研究。如周立和王子明（2002）利用1978年―2000年的数据对中国各地区金融发展与经济增长的关系进行了实证研究，得出了区域金融发展与区域经济增长之间存在高度相关性，促进金融发展有利于经济的长期增长。笔者采用2000年―2007年的数据，借鉴其他学者的方法，运用面板数据的单位根检验、协整检验以及面板模型的建立对我国31个省份经济增长与金融发展的关系进行实证研究，试图找出金融发展对经济增长作用的区域和时点差异以及差异程度。

二、金融发展和经济增长关系的实证研究

（一）指标和数据的选取说明

1.实际人均GDP。为了真实反映我国各省份经济增长水平，我们拿31个省份实际人均GDP作为衡量经济增长的指标，选取的是2000年―2007年经过GDP指数折算过的实际人均GDP数据，数据均来自统计年鉴和金融年鉴及相关测算。

2.金融相关率。金融相关率（FIR）是衡量一国或地区金融发展水平的指标，笔者将金融相关率定义为全部金融机构存贷款之和与名义GDP之比，即：FIR=(DT+LT)/GDP，DT和LT分别代表全部金融机构存款和贷款额。本文选取的是2000年―2007年的数据，数据均来自统计年鉴和金融年鉴及相关测算。

（二）面板数据的单位根检验

1.单位根检验的方法。主要运用纵剖面时间序列独立的面板单位根检验和纵剖面时间序列相关的面板单位根检验中常用的LLC检验和IPS检验。

LLC检验的主要思路是首先分别对每个纵剖面时间序列进行ADF回归，其次构造两组正交的残差序列，最后利用正交残差序列的合并回归系数的t统计量得到修正的t统计量，此统计量检验面板数据是否存在单位根。具体做法是先从和中剔出和确定项的影响，并使其标准化，成为变量。再用变量做ADF回归yit*=pyit-1*+vit。t（p）。渐近服从N(0,1)分布。如果统计量大于临界值，则接受原假设，结论是存在单位根，如果统计量t（p）小于临界值，则拒绝原假设，结论是不存在单位根。

2.单位根检验的结果。笔者采用LLC和IPS的检验方法，对实际人均GDP和FIR分别进行LLC和IPS单位根检验。具体检验结果见表1。

从表1可看出，实际人均GDP和金融相关率FIR在一阶差分的情况下二者均不存在单位根，故这两个变量均是一阶平稳的。

（三）面板数据的协整检验

1.协整检验的方法。面板数据的协整检验分为两类：一类是基于面板数据协整回归检验式残差数据单位根检验的面板协整检验，称为第一代面板协整检验；另一类是从推广Johansen Trace检验方法的方向发展的检验，称为第二代面板协整检验。

2.协整检验的结果。本文运用第一代面板协整检验法对我国金融发展和经济增长的关系进行协整检验。从表2可看出，LLC和IPS检验均在5%的水平下拒绝原假设，通过第一代面板协整检验可知：我国31个省份金融发展和经济增长之间存在协整关系。

（四）模型的选择及说明

1.混合估计模型。假设建立的混合估计模型为：

GDP=β0+β1FIR+μ(1)

利用OLS估计模型(1)得到

GD＾P=-51.71+4720.85FIR

(-0.0338)(8.6023)

R2=0.23RSS=1.75E+10

2.个体固定效应模型。假设建立的个体固定效应模型为：

GDP=β0+β1D1+β2D2+…+β31D31+β32FIR+μi(2)

引入虚拟变量D1，D2，…D31，其定义是：

i表示我国31个省份。当i=1时，D1=1，D2=D3=…=D31=0，当i=2时，D2=1，D1=D3=…=D31=0，…，当i=31时，D31=1，D1=D2=…=D30=0。

利用OLS估计模型(2)得到

GD＾P=18377.48+31325.26D1+14705.41D2+…-2672.11D31

-2337.68FIR

(-2.29)

R2=0.8 RSS=4.58E+09

个体固定效应模型是否优于混合估计模型要进行F检验：H0：不同个体的模型截距项相同（建立混合估计模型）；H1：不同个体的模型截距项不同（建立个体固定效应模型）。F统计量定义为：

F1=2.1421>F0.05(30，216)=1.48，所以拒绝原假设，接受备择假设，故建立个体固定效应模型更合理。

3.时点固定效应模型。假设建立的时点固定效应模型为：

GDP=β0+β1D1+β2D2+…+β8D8+β9FIR+μt (3)

引入虚拟变量W1，W2 ，…，W8 ，其定义是：

t表示2000年―2007年8年的年份。当t=1时，W1=1，W2= W3=…=W8=0，当t=2时，W2=1，W1=W3=…=W8=0，…，当t=8时，W8=1，W1=W2=…=W7=0。

利用OLS估计模型(3)得到

GD＾P=-877.79-3471.28D1-3593.59D2+…+7493.41D8

+5037.25FIR

(10.1711)

R2=0.41RSS=1.35E+10

时点固定效应模型是否优于混合估计模型要进行F检验：H0：不同横截面模型截距项相同（建立混合估计模型）；H1：不同横截面模型的截距项不同（建立时刻固定效应模型）。F统计量定义为：

F2=10.12>F0.05(7,89)=3.25，所以拒绝原假设，接受备择假设，结论是应该建立时点固定效应模型。

4.时点个体固定效应模型。假设建立的时点个体固定效应模型为：

引入虚拟变量D1，D2，…，D31，其定义是：

引入虚拟变量W1，W2 ，…，W8 ，其定义是：

i表示我国31个省份，t表示8年的年份。当i=1时，D1=1，D2=D3=…=D31=0，当i=2时，D2=1，D1=D3=…=D31=0，…，当i=31时，D31=1，D1=D2=…=D30=0；当=1时，W1=1，W2=W3=…=W8=0，当t=2时，W2=1，W1=W3=…=W8=0，…，当t=8时，W8=1，W1=W2=…=W7=0。

利用OLS估计模型(4)得到

GD＾P=12636.27+21754.69D1+14217.93D2+…-2145.57D31

-4419.32W1-3701.28W2+…+6701.47W8-138.75FIR

（-0.2139）

R2=0.94RSS=1.30E+09

时刻个体固定效应模型是否优于混合估计模型要进行F检验：H0：不同横截面不同序列模型截距项都相同（建立混合估计模型）；H1：不同横截面不同序列模型截距项各不相同（建立时刻个体固定效应模型）。

F统计量定义为：

F3=70.7277>F0.05(37，209)=1.21，所以拒绝原假设，接受备择假设。因此建立时点个体固定效应模型是合理的。

5.随机效应模型。假设建立的个体随机效应模型为：

引入虚拟变量D1，D2，…D31，其定义是：

i表示我国31个省份。当i=1时，D1=1，D2=D3=…=D31=0，当i=2时，D2=1，D1=D3=…=D31=0，…，当i=31时，D31=1，D1=D2=…= D30=0。

利用OLS估计模型(5)得到

GD＾P=11212.34+406.63FIR

（4.5037） （0.4971）

R2=0.94RSS=1.30E+09

个体随机效应模型是否由于混合估计模型要进行进一步的检验：H0：σu2=0。（混合估计模型）；H1：σu2≠0。（个体随机效应模型）

统计量LM定义为：

所以拒绝原假设，接受备择假设。故个体随机模型优于混合估计模型。固定效应模型是否由于随机效应模型要进行进一步的检验：H0：个体效应与回归变量无关；H1：个体效应与回归变量相关。统计量H=187.1719>?字20.05(2)=5.99，所以拒绝原假设，接受备择假设。故固定效应模型优于随机效应模型。

三、研究结论

综合上述检验发现，固定效应模型和随机效应模型均优于混合估计模型，且固定效应模型更优于随机效应模型，故在文中我们采用固定效应模型。但是在具体的实证分析中，时点个体固定效应模型克服了时点效应模型和个体固定效应模型的弱点和缺陷，因此笔者选取时点个体固定效应模型。通过协整检验对金融发展和经济增长的长期关系的可靠性进行分析后，发现全国各地区金融发展对经济增长的作用具有明显的差异。同时，在不同的年份这种差异也是明显的。这种地区差异表现在：中西部地区金融发展对经济增长的促进作用相对不显著，而在东部地区，金融对经济促进的作用较明显。时间上的这种差异表现在：2004年之前，金融发展对经济增长的促进作用较显著，而在2004年之后这种促进作用有所下降。因此，在采取金融政策的时候不仅要考虑区域自身因素的影响，对不同的地区采取有差异的金融政策，还要考虑这种年份的差异，在不同的年份采取相应的金融政策，做到政策实施的因地制宜和因时制宜，适时调整政策。通过政策的实施和调整，大力推动金融发展对经济增长的促进作用，使金融在最大程度上促进全国各地区的经济发展。

参考文献：

1.白仲林.面板数据的计量经济分析[M].天津：南开大学出版社，2008

2.张晓峒.Eviews使用与案例指南[M].北京：工业机械出版社，2007

3.王文胜.西部大开发视角下区域金融与经济发展实证研究[M].甘肃：兰州大学出版社，2009

4.高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2006

5.Im，S.K.，Pesaran，H.M.，Shin，Y. Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels[J].Journal of Econometrics,2003 (115)：53-74