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[關鍵詞]福建省 金融發展 經濟增長 分位數回歸

1.概述

國內外經濟學家對金融發展與經濟增長之間的關系進行了頗具深度的探討，通過理論分析和實證研究得到了豐富的成果。近些年來，為了促進經濟快速健康發展，不少發展中國家把金融發展作為推動經濟增長的重要引擎。1973年，麥金農和肖分別提出“金融抑制”和“金融深化”。麥金農認為，發展中國家為了早日實現工業化的目標，企圖低成本地利用國內外金融資源，于是對內壓低存貸款利率，對外高估本國利率，從而導致金融市場喪失了調節資金供求關系的能力。因此，要實現金融發展，必須消除金融抑制。肖從金融深化的角度得出了類似的結論，他認為，金融深化能夠通過儲蓄效應、投資效應、收入效應、就業效應和分配效應促進一個國家的經濟發展。“金融抑制”和“金融深化”理論強調市場的形成和完善，并沒有強調金融結構問題，但對發展中國家來說，由于金融發展水平低，金融深化也隱含著金融結構的進步。

20世紀90年代以來，內生經濟增長理論的發展，指出金融中介和金融市場的內生性，以及金融發展和經濟增長之間的關系。King（1993）的實證研究結果表明，金融機構和經濟增長之間存在較強的相關關系，而且金融發展可以比經濟發展更快。Levine（1997）從功能的角度闡釋了經濟增長中金融發展的作用，金融中介為風險管理和流動性提供了機會，憑借著有吸引力的風險分擔特性，激發了金融市場和工具的發展。Greenwood（1997）通過建立金融市場的內生形成模型發現了金融發展和經濟增長之間的雙向因果關系，指出金融市場和金融中介的運行成本或參與成本導致了金融市場和金融中介的內生形成。Levine和Zervos（1998）把一些反映股票市場發展狀況的指標添加到回歸模型中從而擴展了King和Levine（1993）對金融中介和經濟增長關系的分析，根據47個國家1976年-1993年的數據進行實證后得出結論：股票市場流動性和銀行發展不僅都與同時期的經濟增長存在很強的正相關關系，而且能很好地預測經濟增長前景。

與國外浩如煙海的研究文獻相比，國內對中國金融發展與經濟增長關系問題的研究起步較晚。但是，隨著我國國民經濟的持續快速發展和金融體系改革的不斷深化，金融部門對經濟增長作用如何日益引起國內學者的廣泛關注。他們發表了大量理論分析和實證研究的文章，對中國未來金融和經濟政策的制定和完善進行了卓有成效的探索。

談儒勇（1999）利用季度數據對金融發展與經濟增長之間的關系進行了實證分析，對中國整體金融發展與經濟增長關系研究做出開創性貢獻。韓廷春（2002）把金融發展作為一個因素引入內生經濟增長模型，并利用中國的數據進行實證檢驗，其結論表明生產過程中的人力資本和R&D水平越高，非國有經濟投資額占總投資額比例越大，則投資效率越高，從而促進經濟增長越快。王景武（2005）利用誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗對我國區域金融發展與經濟增長關系進行了計量分析，得到的結論是東部地區的金融發展與經濟增長之間存在正向因果關系，而西部地區金融發展與經濟增長之間關系則存在相互抑制關系。

事實上，由于中國經濟發展的非均衡性，區域金融發展和經濟增長之間關系的分析，具有更加現實的意義。本文以基于福建省的年度統計數據，運用條件分位數回歸方法進行區域金融發展與經濟增長關系的計量分析，采用的計量經濟學軟件是Eviews。

2.福建省金融發展與經濟增長：條件分位數回歸

線性分位數回歸理論由Koenker和Bassett（1978）最早提出，是估計一組回歸變鰱與被解釋變量的分位數之間線性關系的建模方法。分位數回歸通過對古典條件均值模型為基礎的最小二乘法進行延伸，用多個分位函數來估計整體模型。相比普通最小二乘回歸只能描述自變量對于因變量局部變化的影響而言，分位數回歸能更精確地描述自變量對于因變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，不僅分析被解釋變量的條件期望（均值），還能夠分析解釋變量對被解釋變量的中位數、分位數等的影響。不同分位數下的回歸系數估計量常常不同，即解釋變量對不同水平被解釋變量的影響不同。而且，分位數回歸對誤差項并不要求很強的假設條件，因此對于非正態分布而言，分位數回歸系數估計量則更加穩健。

在經濟增長的實證研究文獻中，人們常常運用生產函數作為基本估計框架。這里也將它用于分析區域金融發展與區域經濟增長關系的實證研究，假定總量生產函數（t期）的形式，把總產出抽象為金融發展水平與控制變量的函數，控制變量是除金融發展水平以外的其它主要影響因素，可以用函數表示：

Yt=f（fiancet，controlt）

其中，Yt是總產出，一般用GDP表示，financet代表金融發展水平，controlt代表控制變量。為了根據可得數據研究福建省的金融發展與經濟增長之間的關系，這里被解釋變量取國內生產總值反映經濟增長，用GDP表示；解釋變量是金融發展水平和控制變量。金融發展水平采用金融相關比率指標，即FIR，等于金融機構存貸款總額與GDP的比值。控制變量是指那些能夠影響經濟增長的資源稟賦差異的變量，目的是用來控制其它可能導致經濟增長差異的因素。（1）實物資本投入，用固定資產投資占GDP的比值反映物質資本的投入水平，用INFIXP表示。（2）人力資本投入，一般用中小學畢業升學率或者政府財政支出中的教育支出近似反映各地區人力資本水平。考慮到財政金融的緊密聯系，這里設置了政府財政支出總額占GDP的比值綜合近似反映人力資本水平，以及財政金融的緊密聯系，用LGEXPP表示。（3）經濟開放程度，考慮到外國直接投資額與金融的緊密聯系，這里設置了外國直接投資額（或者實際利用外資）總額占GDP的比值綜合近似反映經濟開放程度，以及外國直接投資與金融的緊密聯系，用FDIAUP表示。

根據以上的分析，為了進行彈性研究，對被解釋變量和解釋變量都取自然對數，則計量分析模型的基本形式為：LnGDP=po+pILnFIR+p2LnINFIXP+D3Ln LGEXPP+

B4Ln FDIAUP+μ

為了對比研究結果，以下將采用條件均值回歸和條件中位數回歸進行計量分析，它們的結果分別見表1和表2。

由于條件均值回歸和條件中位數回歸采用的計算方法不同，得到的擬合優度值存在明顯差異。一般來說，如果采用相同的數據，偽擬合優度值（Pseudo R-squared）明顯小于擬合優度值（R-squared），調整的偽擬合優度值（Adjusted PseudoR-squared）明顯小于調整的擬合優度值（Adjusted R-squared）。從表1和表2可以看出，偽擬合優度值是0.841360，擬合優度值是0.960442；調整的偽擬合優度值是0.817858；調整的擬合優度值是0.954582。

另外，比較兩種方法估計得到的解釋變量的系數，存在明顯的小同。三個解釋變量（INFIXP、LGEXPP、FDIAUP）系數的條件均值回歸估計值的絕對值大于條件中位數回歸估計值的絕對值，一個解釋變量（FIR）系數的條件均值回歸估計值的絕對值小于條件中位數回歸估計值的絕對值。四個解釋變量系數對應的條件均值回歸估計值與條件中位數回歸估計值的符號相同。

為了深入探究金融發展和其它控制變量對經濟增長的影響在經濟增長不同水平下的差異，接下來對經濟增長的多個分位數水平進行條件分位數回歸估計。

表3是取自20分位數回歸的5個分位數的結果，可以看出，在經濟增長的不同分位數水平上，金融發展和其他控制變量對經濟增K的作用大小存在差異。在解釋變量LnGDP不同的分位數水平，解釋變量LnFIR和Ln INFIXP的系數都是正數，而解釋變量Ln LGEXPP和Ln FDIAUP的系數都是負數。從絕對值方面比較，解釋變量LnFIR和LnLGEXPP的系數較大，LnlNFIXP的系數次之，LnFDIAUP的系數最小。

從圖1可以看出，隨著經濟增長分位數水平的變化，每個解釋變量對經濟增長的影響大小隨之改變。當被解釋變量LnGDP的分位數水平從0.2逐步增加到0.8，解釋變量系數的點估計（中間有圓點的折線）和區間估計（上下沒有圓點的折線）也隨之變化。從系數點估計的變化特點來看，截距項在0附近波動。解釋變量LnFIR的系數沒有明顯的變化趨勢，主要在3.5附近波動；解釋變量Ln INFIXP的系數在兩端有比較明顯的下降趨勢，中間從LnGDP的0.4到0.6分位數基本保持穩定；解釋變量Ln LGEXPP和LnFDIAUP的系數在兩端有比較明顯的上升趨勢，中間從LnGDP的0.4到0.6分位數基本保持穩定。

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目前，國內理論界對非正規金融并沒有統一的界定。有的學者認為農村非正規金融就是為民間經濟融通資金的所有非公有制經濟成分的資金運動；另有學者認為農村非正規金融是指相對于官方正規金融而言自發形成的民間信用；還有的從研究范圍的大小來給農村非正規金融下定義，把農村非正規金融分為傳統互助型的民間借貸和面向個人和企業生產經營的有組織的金融活動兩大類；有的則從金融監管的角度來劃分正規金融和農村非正規金融，把正式的、未登記的、未被管制的農村金融中介和金融市場稱為農村非正規金融。世界銀行把非正規金融定義為那些沒有被中央銀行監管當局所控制的金融活動。在我國，農村非正規金融更多地表現為農村居民個人之間、個人（含私營企業主）與民間金融組織之間的貨幣型借款融資。活躍在農村中的非正規金融中介的組織形式主要有合會、錢莊、農業合作基金會、民間借貸等。在發展中國家里，作為金融體系主力和政策關注焦點的正規金融往往面臨著市場和政府的雙重約束。

除正規金融外，發展中國家還存在著大量的非正規金融，它們在一定程度上彌補了信貸市場失靈，尤其是為農村地區的發展提供了有力的金融支持。非正規金融卻在農村蓬勃發展起來，成為人們關注的焦點之一。非正規金融是一種在世界各地存在的金融現象，但理論界對其發揮的作用并沒有達成一致。基于此，本文從我國農村非正規金融的發展現狀出發，側重研究非正規金融對我國農村發展的社會經濟效應、存在的內在缺陷和引導與規范非正規金融健康發展的對策。非正規金融與農村經濟的發展密不可分的關系，非正規金融成為農村經濟發展的理想途徑之一，成為農村經濟健康、快速發展的必要條件。農村經濟可以通過非正規金融更好地提高經濟效益。首先，非正規金融對我國農村發展天然地具有較強的市場親和力，它的存在和適度發展有利于彌補農村地區正規金融供給的不足。其次，非正規金融能推動農村金融體系形成多樣化競爭格局。再次，非正規金融的存在和發展屬民間自發性制度創新，這種創新若經過政府的合理引導，對我國金融制度的積極演進將有重要的推動作用。

2我國農村非正規金融的發展現狀

2．1發展規模

改革開放之初，非正規金融在我國農村經濟發展中的作用并不明顯。從1986年，非正規金融的規模開始超過正規金融的規模，1999年農村合作基金會關閉后，農村非正規金融更加活躍。農業部農業經濟研究中心農村固定觀察點系統對全國31個省市自治區20294個農戶的常規調查表明，2000年農戶貸款來源中，有68．4％來自私人借貸。2002年，這一比例上升到72．3％。從地區分布看，越是經濟欠發達地區，農戶從非正規金融借貸的比重越高；從融資用途看，經濟欠發達地區的非正規金融主要用于非生產方面，而東部較發達地區則主要用于生產和經營活動。

2．2趨勢特征

近年來，隨著新農村建設的推進和社會環境的變化，我國非正規金融的發展呈現出一些新的趨勢，主要表現在：

（1）公開化。在改革開放初期，由于政府對非正規金融活動的打擊措施比較嚴厲，處于萌芽期的非正規金融活動較為隱蔽，但隨著市場經濟的發展，具有盈利性質的非正規金融活動逐漸被人們接受。一些地方基層政府開始認識到農村民間借貸對地方經濟的積極作用，并逐漸放松對民間借貸的打壓措施，使得農村非正規金融由隱蔽逐步轉向一定程度的公開。

（2）組織化。過去，農村非正規金融借貸的主體絕大多數是個人，現在一些村鎮集體和企業也參與到非正規金融的借貸活動中。農村非正規金融的借貸主體由傳統的個人行為向組織結構發展。

（3）規范化。以往的農村非正規金融多以口頭信用約定為主，符合人們文化水平較低的現實。現在，隨著人們風險意識的加強，出現了以存單、債券、房地產等抵押、質押的情況。農村非正規金融交易活動逐步規范化。

3我國農村非正規金融存在的問題

我國農村非正規金融雖然在彌補正規金融不足和促進金融機構改革方面發揮了積極作用，但由于其自身內在缺陷的存在，使得它存在諸多問題。

3．1規模和范圍上存在劣勢

農村非正規金融只能在一個較小的范圍內才有效率，這導致了農村非正規金融在規模和范圍上的劣勢。農村非正規金融在活動范圍和規模上的劣勢導致了一系列的問題：首先，范圍和規模的狹小使得小范圍內的經濟主體面臨的風險無法通過多樣化進行有效分散，導致了較高的關聯風險；其次，農村非正規金融活動范圍狹小，資金的轉移只能在小范圍內實現，不利于資金在更廣闊的空間進行有效配置，造成了效率的損失；再次，金融是一個特別追求規模效益的行業，然而農村非正規金融的小規模經營會使得單筆金融業務的運作成本無法通過規模的擴大進行分攤。

3．2內部經營管理混亂，經營風險較大

由于農村非正規金融組織制度不規范，內部經營管理較為混亂，大部分非正規金融機構沒有建立規范的內部控制制度，沒有嚴格的財務管理及審計稽核制度，其籌資、征信、信用審核、授信、風險承擔等能力低下。同時，由于大多不提取存款準備金和呆帳準備金以抵御風險，經營風險較大。

3．3影響農村社會穩定

由于農村非正規金融是一種自發、盲目、分散的信貸活動，交易方式相對簡單，借款手續不規范，極易引起債權債務糾紛和集資欺詐等問題，嚴重時甚至引起暴力犯罪。在欠債不還的情況下，不少債權人通過暴力收回借款，民間也因此出現一些帶有黑社會性質的追債公司，直接影響農村社會穩定。

3．4不利于國家對農村經濟的宏觀調控

農村非正規金融分流了農村正規金融機構吸收存款的能力，從而削弱了正規金融貸款的能力，進而影響金融的宏觀調控效果。一些不符合農村經濟宏觀政策的項目由非正規金融為其融資，結果造成重復建設、資源浪費、環境污染等問題，不利于農村經濟的健康發展。

4規范發展我國農村非正規金融的對策

4．1賦予農村非正規金融合法地位

國家應正式承認民間借貸的合理性，讓其獲得與正規金融同樣的發展空間。從國外的經驗來看，美國、日本等發達國家都曾通過使民間金融“合法化”的方式來規范民間金融，并取得了較好成效。當前，應引導私人錢莊、民間合會等組織走向前臺，向規范化、合法化金融轉變。目前我國金融監管部門開始正視并肯定民間金融的作用。2005年4月，央行副行長吳曉靈表示，能為小企業和小額貸款需求者提供最好服務的還是非正式金融，政府不應該對民間的合法的金融行為進行過度的干預。2005年5月25日，中國人民銀行《2004年中國區域金融運行報告》，明確指出“要正確認識民間融資的補充作用”，這被普遍看做是央行首次對流行于中國農村的民間借貸的正面的積極的評價。最高監管機構對民間金融的肯定態度加快了民間金融的規范化進程，2005年央行選擇山西平遙、貴州江口、四川廣漢和陜西進行民間小額信貸的試點工作，引導民間金融的融資活動走向正軌，并將民間融資納入金融監管機構的正式監管之下。

4．2加強對非正規金融的規范與管理

政府應允許非正規金融組織注冊登記，按正規金融的要求進行監督管理。對農村非正規金融組織要求持有一定的資本金數額，但不能強求一致，可按地域做出不同的規定，發達地區適當要求高一些，欠發達地區低一些。規定管理人員與從業人員的資格。對管理人員與從業人員的資歷作出限定。限定非正規金融組織的業務范圍，不容許其經營風險大的股票交易、黃金交易、外匯交易等金融業務。從上述各方面加以嚴格監管，健全市場契約制度，使非正規金融組織合法規范運作。除此之外，政府及有關部門還要加強對非正規金融的監測。建立監測系統，掌握資金來源、去向、運行情況、利率水平等等。隨時監測風險，隨時警報，以便及時采取有效措施，防范非正規金融帶來的金融風險。

4．3改革農村正規金融，替代部分農村非正規金融要大力發展和完善正規金融機構

首先，拓展農業發展銀行的業務范圍，采取有力措施以保證資金能真正用于農業領域。改造發展農村合作金融，推進信用合作社改制。財政支持商業銀行農貸業務，引導商業性金融對農業的投入。改革郵政儲蓄業務，防止資金流人城市。其次，鼓勵正規金融機構的金融創新。例如，正規金融機構對農業龍頭企業提供貸款，農業龍頭企業可對農戶采取生產資料賒銷，發放農業生產預付款等商業信用的方式使農戶得到資金融通。還可通過證券市場，如農村龍頭企業發行股票債券等融資方式拓寬籌資渠道。

對農村新技術新成果的研發推行也可試行風險資本投資業務。商業銀行還可通過創新信托業務為農戶提供服務，如委托貸款，為民間借貸雙方牽線搭橋。銀行根據委托人確定的貸款對象、用途、期限、利率等代為發放，監督使用并協助收回貸款，收取手續費，不承擔貸款風險。完善健全非正規金融及相關法律制度國家通過立法制定規范農村非正規金融借貸行為的法規條例，對農村非正規金融借貸主體雙方的權利義務、交易方式、契約要件、利率管制、稅務征收、違約責任、權益保障等方面加以明確。

首先，為合會形式立法，解決農民融資難的問題。可在法規中規定合會人數、標金、利率，不允許會套會等，可借鑒日本或中國臺灣的經驗，給予非正規金融基本的法律規范框架，以防范化解倒會風險。其次，為民間借貸立法，要針對民間借貸特征，制定管理法規。準確界定民間借貸合法與非法的界限，推動民間借貸的正規化運作。

最后，制定反壟斷法和合作金融法，打破金融業的國有壟斷局面，創造一個有利于金融業發展的公平競爭環境。反壟斷法是市場經濟國家保護市場公平競爭、維護市場秩序的重要法律。而我國反壟斷法仍然缺位。長期以來合作金融在我國就以不同形式存在，如自發形成的合會、信用合作社等，但由于合作金融法制的缺位使得農村信用合作社功能異化，未能很好地為農民提供金融服務。對此應盡快制定《合作金融法》，體現合作制的思想原則和法律導向，對現有的合作金融形式加以引導、規范，將一些金融形式辦成真正意義上的合作金融。

4．4加快利率市場化的步伐

當前我國實行的是利率管制，利率的生成機制不能正確反映資金供求關系。而非正規金融機構的一個最大特點是經營靈活、方便，具有較強競爭力。這得益于其實行的是市場化的利率，根據資金供求及客戶借款的風險不同確定利率，這也是市場經濟條件下對利率的要求。因此，為了給非正規金融提供一個良好環境，應加快利率市場化改革步伐，使非正規金融的優勢得到充分發揮。人民銀行要加快存款利率的改革步伐，實行存款浮動利率。同時，以市場利率為導向，通過市場化，在同等條件下讓資金在正規金融與民間非正規金融之間合理分布。用市場手段優化資金這一稀缺資源的配置，擴大農村信用社利率市場化改革試點的范圍。同時應配合貸款浮動利率，增強放貸能力，加大對中小企業、個體工商戶和農民的信貸支持力度。建立信用中介管理組織，加強農村征信系統建設建立多種類型的信用中介機構管理公司，如征信公司、貸款信用擔保公司等，為非正規金融提供個人征信法律咨詢和信用擔保服務，支持和引導對非正規金融借貸的規范化運作。

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一、考核領導組織機構及考核對象

（一）考核領導組織機構

成立縣金融機構支持縣域經濟發展指標量化考核領導小組。

考核領導小組成員單位：縣政府辦、人民銀行、財政局、發改局。領導小組下設辦公室，辦公室設在縣人行，辦公室主任由同志擔任，縣人民銀行負責具體考核工作。

（二）考核對象

縣農業發展銀行、工商銀行、農業銀行、中國銀行、建設銀行、信用聯社和郵政儲蓄銀行共七家金融機構。

二、考核計分原則

在完成絕對指標基數的前提下，實行絕對指標與相對指標相結合，在基數得分的基礎上，根據實際完成情況上下浮動的考核計分原則。考核年度未完成絕對指標基數或出現重大責任事故的考核對象，取消評獎資格。

三、考核指標

（一）主要考核指標

1、絕對指標

根據全縣金融機構最近三年以來信貸投放平均增速，確定考核對象一定數額的年平均新增貸款（各月貸款余額之和除以相應月數后與年初相比增加的數額）為基數，其中信用聯社基數為6000萬元，其它金融機構基數為1200萬元。完成此基數的考核對象可得100分，為絕對指標基礎得分。考核對象在新增貸款基數的基礎上，每高于基數的1%，增加1分。

2、相對指標

為鼓勵金融機構將新增存款用于支持我縣經濟發展，根據全縣金融機構最近三年以來年平均新增貸款與新增存款的比例（年平均新增貸款與年平均新增存款之比），確定年新增存貸款比例20%為基數，完成此基數的考核對象可得100分，為相對指標基礎得分。考核對象在新增存貸款比例基數的基礎上，每提高1個百分點，增加5分；每降低1個百分點，減少5分。

（二）其它考核指標

1、減債指標

金融機構能夠積極配合縣委、縣政府關于企業改革有關文件精神，幫助企業破產、改制，有效減輕企業債務的給予加分，每實際減債50萬元加1分。

2、核銷呆壞賬指標

對金融機構通過自身努力，加快處置核銷企業呆壞賬的給予加分，每處置100萬元加2分。

以上兩條以縣法院出具的終結裁定為依據。

3、其它指標

對金融機構積極參與支持縣委、縣政府開展銀企對接等各項活動，為我縣經濟發展做出特殊貢獻的，經考核領導小組研究確認，視具體情況給予加分，但最多不超過10分。

四、考核獎勵程序

由考核領導小組辦公室協同各相關單位，對金融機構支持地方經濟發展量化指標（以縣人行統計報表中的貸款額度為依據）完成情況每半年通報一次，年末匯總，考核結果由考核領導小組予以審定。

五、獎項設置及獎勵標準

（一）獎項設置。年終根據最終得分由高到低，由考核領導小組評選出一等獎二名，二等獎三名，并對領導小組成員單位評出優秀組織獎。

（二）獎勵標準。一等獎、二等獎和優秀組織獎分別獎勵5萬元、3萬元和1.5萬元，其中獎勵金額的30%作為對單位主要負責人的獎勵，其余70%獎勵相關有功人員。

（三）獎勵資金從縣財政列支。同時建議獲獎單位上級機構給予同等金額的物質獎勵，獎金分配可參照縣政府制定的獎金分配辦法。

（四）縣政府將召開金融機構支持縣域經濟發展表彰大會，授予相關單位“支持縣域經濟發展先進單位”榮譽稱號，授予主要負責人“支持縣域經濟發展先進個人”榮譽稱號，并對各金融機構的年終考核結果，分別函告其上級單位。

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第一條考核對象

工商銀行支行、農業銀行支行、中國銀行支行、建設銀行支行、郵政儲蓄銀行五一路支行、區農村信用聯社、農業發展銀行益陽市分行營業部共7家金融機構。中國銀行橋北支行、大碼頭支行、建設銀行五一路支行分別納入中國銀行支行、建設銀行支行考核范圍。

第二條工作目標

1.當年貸款余額比上年度增長5%以上。

2.當年存款余額比上年度增長10%以上。

3.存、貸款比例比上年度提高1-2個百分點。

第三條考核辦法

對工商銀行支行、農業銀行支行、中國銀行支行、建設銀行支行、郵政儲蓄銀行五一路支行、區農村信用聯社、農業發展銀行益陽市分行營業部實行100分制考核。計分標準為：

1.存款余額比上年度增加額第一名得分10分，其后的名次依次遞減1分。

2.貸款余額（銀行承兌匯票和貼現視同新增貸款額，下同）比上年度增加額第一名得分為20分，其后的名次依次遞減2分。

3.區內貸款累放額第一名得分為15分，其后的名次依次遞減2分。

4.存貸比第一名得分為30分，其后的名次依次遞減3分。

5.區內重點企業貸款投放額第一名得分為15分，其后的名次依次遞減1分。

6.其他工作情況10分。積極完成區人民政府交辦的工作任務計4分；加強金融生態環境建設，開展各種金融宣傳活動，年內無重大金融風險和責任事故發生計2分；積極進行金融創新，支持經濟發展，取得較好的效果計2分；積極參與信用工程建設，認真開展企業信用等級評定等工作計2分。

第四條獎勵

1.當年區內金融機構貸款累放總額比上年增長10%，貸款余額比上年增長5%，且存貸比也有所提高，則區人民政府獎勵各金融機構共10萬元。如果雖有增長，但增幅低于上述指標，則按獎勵資金的70%獎勵。

2.設立支持地方經濟發展特等獎1個，一等獎2個，二等獎2個，三等獎2個。特等獎和一等獎頒發獎牌。根據考核得分的多少，對被考核單位逐一排名，實行獎勵。

3.當年貸款余額、貸款累放額比上年下降，存貸比降低的金融機構不予獎勵。

4.嚴格按照考核排名調整區內公存款在各行社存儲資金的數量，對支持地方經濟發展力度明顯不夠、考核排名末位的金融機構，取消區內各預算單位和工程項目在其的開戶資格，已開戶的也要引導退出。

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金融發展與經濟增長的關系在理論界一直存有爭議。古典學派認為金融發展與經濟增長之間沒有因果關系。自20世紀50年代中期以來，眾多西方經濟學家對金融發展與經濟發展之間的關系開始進行系統的研究和摸索。盡管有學者指出部分研究過分夸大了金融對經濟增長的促進作用，但可以肯定的是，金融發展與經濟增長之間存在著積極而又緊密的聯系。國內學界往往在整理回顧了國外關于金融發展與經濟增長關系的理論和實證研究的基礎上進行實證研究，結果表明在宏觀經濟層面，金融發展確實對整個經濟發展起到了協調和促進作用，其發揮作用的內在機理在于整個經濟和金融系統而引發的要素流動，特別是資本流動。但是立足微觀區域視角的一些研究并沒有支持上述觀點，有研究發現，區域金融發展對區域經濟增長沒有顯著影響，金融發展不是區域經濟增長的原因，可能只是經濟增長的內生結果。區域金融發展與區域經濟增長之間的因果關系始終是沒有打開的“黑箱”。

就傳統意義而言，地方政府對區域經濟發展的調控主要采用財政、稅收等非金融手段直接影響企業的運行，進而帶動地方經濟增長。但是這種調節存在嚴重的擠出效應和非市場化效應，難以切實解決一些深層次問題。伴隨著中央深化改革舉措的不斷推出，立足市場機制、包括資本市場建立和健全區域的經濟運行系統就成為當前政府職能部門關注的核心問題。

區域金融影響經濟運行的機理分析

區域金融作為經濟系統的重要組成部分，對于經濟運行的作用可以分為直接和間接兩個維度。作為生產業，金融服務本身就是價值創造的重要力量。特別是伴隨經濟結構的不斷調整，產業結構層次不斷提升，金融服務必將直接成為區域經濟的增長極之一。但是立足以一、二產業發展為主體的區域經濟發展，金融在自身贏利、創造價值的同時，更重要的職能應該是為經濟發展提供金融支持，推動和扶持區域產業的競爭力提升。發揮上述功效的關鍵在于明確金融系統作用于區域經濟的立足點、明確作用的方式和路徑、解析內在的機理。

立足多層次的資本市場建設，為實體企業提供資本，是金融推動經濟發展的核心。融資是資本市場最主要的功能，而資金短缺又是當前企業面臨的最大困境。如何通過有效的資本市場運作，發揮金融系統的融資功能，將直接決定區域金融系統是否有效。企業是區域經濟發展的核心組織，是配置資源、創造社會財富的唯一形態。在信貸壓力不斷擴大、IPO步驟放緩，而企業轉型升級資金需求日益提升的情況下，通過有效引導企業分層次地參與“地區股權交易”“新三板”等場外業務和包括主板、中小板、創業板等場內業務，借助小微貸等金融產品，可以緩解資金壓力，實現規模擴張和能力提升等轉型升級要務，進而形成區域經濟的內源性增長。

立足生產性的金融服務開發，為流通環節提供推動力，是金融推動經濟發展的樞紐。對于生產性企業而言，金融系統還為整個經濟系統提供服務工作，特別是立足商貿、流通環節，金融的作用非常重大。流通環節立足國內和國際兩個市場，金融在支付工具、信用擔保、保險對沖、融資租賃等眾多環節起到關鍵性作用。特別是伴隨全球經濟一體化以及全球價值鏈的整合，以供應鏈金融為代表的新型流通金融服務將為區域經濟發展提供銜接生產與流通的樞紐，成為新的增長極。

立足自組織的金融系統建設，為區域經濟提供動力，是金融推動經濟發展的基礎。實現金融系統的服務功能依靠的不是政府的主導，而是涵蓋多層次、多領域的金融服務與中介組織，以國有銀行、股份制商業銀行、地區發展銀行、城鎮合作銀行為主體的銀行金融組織，以券商、投行、基金公司為代表的金融中介機構，以地區股權交易平臺、股交中心、新三板、期貨、現貨交易平臺為代表的金融平臺組織，相互結合、互相補充，構建成為區域金融系統。系統內部能夠依靠市場機制，聯合企業形成自我供給、自我完善的自組織系統，為區域經濟發展提供持續的動力。

立足安全性的金融防范系統，為區域經濟化解危機，是金融推動經濟發展的保障。由于資本天生的逐利性，面對地區經濟之間的落差，資本將會自發尋找套利的空間和機會，國際資本的“熱錢”、國內眾多“產業基金”都會對地區的實體產業、地產、消費品等眾多領域帶來沖擊，形成物價上漲，引發經濟波動，甚至造成經濟泡沫，為經濟發展帶來威脅。而此時，金融防范體系就顯得尤為重要。通過金融政策制定、金融監管系統的運行，保障地區經濟平穩發展，將是區域金融體系的重要任務。

結論

篇6

關鍵詞：港城產融合；京津冀；港口群

基金項目：2015年度河北省社會科學基金項目：“基于‘港口-產業-城市’融合的京津冀港口群協同發展對策研究”（項目編號：HB15YJ012）；2015年度河北省教育廳人文社會科學研究重點項目：“基于競合理論的京津冀港口群發展策略研究”（項目編號：SD152013）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

原標題：基于“港口-產業-城市”融合的京津冀港口群協同發展研究

收錄日期：2016年1月13日

港口是一國交通基礎設施的主要組成部分，也是對外貿易的重要樞紐，目前已發展成為具有多元化功能的產業，其競爭形式也從單一港口發展轉化為區域港口群的形式。通過港口群各港口之間的資源共享、錯位發展，競爭與合作并存，將有利于避免港口群內部過度競爭所導致的資源浪費、重復建設以及閑置等問題。“以港促產，以港興城，港以城興，港城共榮”，揭示了城市、產業以及港口關系的變遷過程，同時也說明城市與港口相互作用的機理。隨著城市經濟狀況的發展變化，其產業結構不斷優化升級，也會引起港口貨源的改變，這就要求港口要與之相適應，調整和優化其功能與結構，既可以避免港口與腹地產業結構不相適應所帶來的港口資源的浪費，同時也可以通過臨港產業的發展，更好地支持城市產業結構的轉型升級。只有將港城產很好的融合才能更好地發揮港口在區域經濟發展中的紐帶和橋梁作用，并以此促進所在區域經濟發展。

一、京津冀港口群港城產融合發展的重要意義

首先，推進港城產融合發展是京津冀協同發展的重要支撐。港口對產業發展具有重大的推動作用，是城市的重要資源，而臨港產業的發展又提升了港口的規模與功能，同時臨港產業也是區域經濟發展的驅動力。京津冀地區由北到南依次分布著秦皇島港、唐山港（包括京唐港區和曹妃甸港區）、天津港和黃驊港，港口群貨物吞吐量逐年增加，運輸服務能力不斷提高。推進港城產融合發展，將為京津冀港口的發展提供必需的環境保障，為其提供腹地支撐，有利于充分發揮城市、產業以及港口在京津冀協同發展中的作用，促進京津冀資源的整合，為區域經濟的發展提供支撐。

其次，推動港城產融合是京津冀地區融入“一帶一路”戰略的現實選擇。京津冀地區具有良好的區位優勢，港城產融合發展將更有利于為京津冀地區融入”一帶一路”，進而可以突出其區位優勢，發揮其沿海優勢，打造面向東北亞的北方門戶，加強與周邊國家地區經貿合作，進而為經濟轉型升級帶來更廣闊的市場。

二、京津冀港口群港城產融合發展存在的問題

京津冀沿海港口群主要服務于京津、華北及其西向延伸的部分地區。隨著京津冀協同發展戰略的提出以及地方經濟的迅速發展，京津冀港口群內各港口貨物吞吐量逐年增加，港口規模不斷擴大，腹地經濟支撐能力逐漸增強，總體水平不斷提高。整個京津冀港口群貨物吞吐量已經從2008年的7.9億噸，增加到了2015年的10.8億噸，其中煤炭吞吐量占全國的31%、礦石占20%，石油及天然氣占10%，集裝箱占9%。同時，由于港口之間地理位置較為接近，經濟腹地存在重復，也導致了港口功能分工不合理以及存在重復建設等問題。

首先，目前京津冀港口普遍對港城產融合發展認識不到位。部分地區港口、產業、城市發展相互分割，缺乏港口規劃和城市規劃的有效銜接，存在港口和腹地經濟發展的融合度不高，臨港產業包括臨港服務業發展滯后問題。同時，目前部分港口尚存在對岸線資源的利用不科學、碼頭布局不合理的問題。

其次，港口間同質競爭問題嚴重。其中，煤炭、礦石、原油是幾個港口共同追逐的貨源，尤其是對煤炭貨源的爭奪，2014年，秦皇島港、黃驊港、天津港的煤炭吞吐量分別占區域內的36%、21%、16%，港口之間的煤炭爭奪日益緊張。曹妃甸港、天津港、京唐港的金屬礦石吞吐量分別占區域內的39%、33%、20%，尤以曹妃甸港和天津港對鐵礦石貨源的爭奪最為激烈。

三、京津冀港口群港城產融合發展建議

（一）統籌規劃，協調發展。以京津冀協調發展為契機，統籌規劃，明確各港口功能定位，實現錯位發展。以天津港和唐山港為雙核，將其逐漸建成國際綜合貿易大港；以秦皇島和黃驊港為兩翼，將其建設成多功能的現代化大港。將城市管理、產業引進、港口運營同京津冀協同發展相結合，全力推進港口、城市和產業的相互融合與和諧共存，共同規劃、共同發展。將京津冀港口作為改善京津地區產業布局、擴充城市功能的主要途徑。無論是港口集疏運網絡建設、基礎設施建設還是港口干線資源建設都應該同京津冀城市整體發展規劃、產業轉型升級相結合，以尋求城市、產業、港口的融合發展。如，近年來京津冀地區城市污染嚴重，各相關城市在產業布局、經濟發展的過程中更加注重對環境的保護，而港口的建設將帶來更多的環保問題以及對生態環境的破壞。目前，煤炭、鐵礦石是京津冀港口群的主要貨源，而其無論是在運輸還是在裝卸過程中都可能會造成對環境的污染，增加空氣中的粉塵。因此，在京津冀港口的建設中，更應該加強對岸線資源的保護，嚴格對海域使用的管理制度，提高岸線的使用效率。

（二）有序推進港口資源整合，完善港口集疏運體系。把市場作為資源配置的主要手段，以各自優勢為出發點，采用某一業務優勢的企業控股，其他同類運輸貨物企業參股的形式，組建區域性的跨港的專業化的碼頭運營公司，實現港口資源的統籌規劃。采用包括資本輸出、技術合作、合作聯盟、換股合并等多種合資合作的方式，實現港口資源整合模式的創新，形成京津冀港口群合作發展的合力。統籌各港口資源和航運要素，強化頂層設計，根據腹地貨源和港口各自特色、優勢，整合資源，形成優勢互補、分工合理、合作競爭的格局。完善港口集疏運輸體系，實現京津冀城市與港口的有效銜接，提升京津冀國際航運市場的競爭力。通過建立港口合作機制，可以進一步增強港口對京津冀區域城市及周圍地區的輻射帶動作用。

（三）充分發揮臨港產業對港口與城市的支撐作用。產業是港口服務的對象，港口的發展也離不開產業提供的各種貨源。臨港產業的發展將促進港口運輸的繁榮，提升港口功能，物流業的發展反過來又能增強港口對周邊城市的輻射作用。充分發揮京津冀各城市的綜合服務優勢，利用港口口岸區位優勢，推進信息平臺和各項物流設施建設，提高對臨港產業的配套服務功能；依托區域優勢，培育臨港工業園區，充分發揮港口的橋梁和紐帶作用，促進城市經濟的發展，提升城市核心競爭力。京津冀地區可以以港口貿易為依托，帶動貨物的流動，進而增強貨流、資金流、物流以及信息流的集聚效應，并由此形成港口、航運、物流和加工制造產業的聯動發展，實現港口、產業對京津冀地區的支撐作用。

（四）完善城市建設，為港口提供發展環境。城市完善的集疏運交通體系的建設為港口的發展提供了綜合物流活動的空間以及內陸連接的通道，為港口及臨港產業的發展提供了所必需的外部保障。京津冀港口的發展同樣也離不開城市所提供的人力資源、交通運輸、產業基礎等硬件以及經濟環境、外貿以及科研水平等軟條件。京津冀地區應充分發揮各城市的優勢產業，強化城市內部聯系，實現不同等級層次城市之間的協同發展，拓展城市發展空間。通過資源整合與共享、市場開放、要素和產業融合的城市間分工協作體系和京津冀市場無縫對接，完善城市基礎設施和公共服務網絡體系，建設全區域統一、高效、發達的交通、運輸和信息網絡，以促進港口的發展。

主要參考文獻：

[1]代寶.當代超越競爭戰略的和諧內涵[J].石家莊經濟學院學報，2010.5.

篇7

【關鍵詞】金融發展 經濟增長 格蘭杰因果檢驗

關于金融發展和經濟增長之間的關系，學術界存在的不同的觀點。這些觀點大多基于一國的實踐，很少從中國轉軌經濟的實際出發探討在兩者的關系，由此得出的結論就不能直接用于中國實際。而今，中國經濟走到了一個重要的拐點，金融改革也到了一個關鍵的時期，迫切需要從理論的角度來來回答金融發展和經濟增長的關系，給中國金融改革的實踐給予理論支撐。本文擬對金融發展和經濟增長的“雙向關系論”進行分析，探討其在中國實際情況下的適用性，并選取中國相關數據設計實驗對兩者關系進行實證研究。

一、文獻綜述

關于金融發展與經濟增長的研究，其濫觴可以追溯到Hicks（1987）、Roussean和Sylla（1999）。他們從經濟史的角度，分別從工業革命和1790～1840年美國金融系統的發展來討論金融發展與經濟增長，得出了金融發展對經濟增長至關重要、是經濟發展的先決條件的結論。

從國家層面，對兩者關系進行研究的是戈德·史密斯（1969），其研究表明在大多數國家，經濟增長與金融發展之間存在著“大致平行的關系”，但是其沒有解決兩者之間的關系的問題，他不能確定“到底是金融因素促進了經濟的發展，抑或金融發展是由其他因素引起的經濟增長的反映[1]。”McKinnon和Shaw（1973）一起研究了受抑制發展中經濟，得出了著名的“金融深化理論”，他指出在所有情況下，“金融抑制”都嚴重阻礙了經濟的發展，而金融深化總是促進經濟發展的，金融自由化對經濟發展非常重要。之后，King與Levine（1993）在1993年，設計了四個金融發展指標和四個經濟發展指標對80個國家在1960～1989年的數據進行了跨國回歸。他們發現，不僅同期經濟增長指標和金融發展指標是正相關，而且在10年初的金融發展指標和隨后10年的經濟增長指標也是正相關的。他們斷言，金融并非是僅僅跟在經濟發展的后面，而是金融導致了經濟增長[2]。Rioja和Valev（2004）對74個國家1966～1995的數據研究表明，在不同的階段，金融發展與經濟增長的關系不同。在金融發展的初級階段，其對經濟發展的影響不確定；在中級階段，對經濟增長又較大的正向作用；在高級階段，其雖是正向作用，但比中級階段作用要小。

一些學者從行業角度對這一問題進行探討。Jayaratne和Strahan在1996年研究了美國銀行業改革對經濟增長的作用，他們認為放松管制是金融發展的一個跳躍，金融發展是經濟發展的重要原因。Rajan與Zingales（1998）考察了金融發展水平對不同產業的影響，進而分析金融發展與經濟增長的關系。

另一些學者從金融結構與經濟增長的角度進行研究。Levine（2002）年通過對48個國家1980～1995年大量數據進行了跨國分析，發現市場與銀行對經濟增長都很重要，難以確定與經濟增長相聯系的是哪一種金融體制。Beck和Levine（2004）采用GMM技術處理了遺漏變量和因果關系，其結果依然與上面相同。Carline和Mayer（2003）研究表明，在經濟不同的發展階段，應采取不同的金融機構。早期應當建立有效的銀行體系；后期應當關注透明、高效的股票市場。

這些理論紛繁復雜，但其結論無外乎為以下幾種：

一是金融發展與經濟增長無關，這多為新古典經濟學家所持有。

二是金融發展影響經濟增長，但卻是其障礙。其原因是金融泡沫與貨幣危機對經濟增長的負面影響。

三是需求遵從論（demand—following），即認為經濟增長導致經濟發展，經濟增長帶來金融結構的變化，促使金融市場的建立與發展。

四是供給主導論（supply—leading），金融發展是經濟增長的一個決定因素，金融的發展促進了經濟的增長。

五是經濟增長與金融發展之間有雙向關系。這種觀點認為，金融發展和經濟增長之間關系取決于經濟發展所處的階段，兩者的關系可以是需求遵從也可以是供給主導。

二、金融發展和經濟增長的理論分析

關于上述金融發展和經濟增長之間的關系的觀點，筆者認為經濟增長和金融發展之間的雙向關系更為符合新興的經濟轉型國家。雖然這種理論考慮到了經濟發展的不同階段金融發展和經濟增長的相互作用，但是沒有考慮一國具體實際的理論不能用來指導一國的實踐，還需要根據一國的實際加以調整才能用于分析中國轉軌經濟下金融發展和經濟增長之間的關系。

帕特里克（Patrick）[3]對需求遵從、供給主導進行了總結，并對他們之間的關系進行了論述，進而提出了雙向關系論。他認為，金融發展與經濟增長之間的關系取決于經濟發展所處的階段。在發展早期，金融部門的擴張通過金融機構的產生與金融服務的供給來促進經濟增長，至于“供給主導”的觀點一致。但是在經濟發展的高級階段，金融部門則處于“需求遵從”的地位，即經濟增長誘導金融發展。

金融部門在生產中的主要功能是為生產部門的生產進行融資。隨著經濟的增長，必然產生基于實際生產需要的資金需求，這些資金很多時候需要從金融市場獲得，且不論這種需求的滿足是金融市場量的擴張還是質的提高。因此，首先要區分的概念是金融的發展僅是指量的增長還是包含了質的提高。若指前者，則經濟的增長必然導致“金融發展”；但若是指后者，顯然不是所有金融增長都是金融發展，帕克里特認為，在經濟發展的低級階段，這種促進往往反映為量的擴張；只有在經濟發展的高級階段，才表現為質的提高。但從實際情況來看，兩者的區分有往往不是那么明顯，往往是量增長的同時伴隨著質的提高。可以這樣解釋：經濟增長所導致的金融發展過程中，首先體現在量的增長，在資金來源的潛力都被挖掘幾近殆盡時，其量的擴充沒法進行下去，這時就要求其內在效率的提高，即金融質的提高。因此，其內在邏輯是經濟發展金融量的擴張金融質的提高。

發展中國家經濟起點較低，往往處于金融量的擴張階段，而發達國家其量的擴張潛力有限，很多時候表現是金融質的提高。因此，無論從量還是質的角度來說，都是由于經濟發展所導致。僅僅認為是供給主導了經濟增長的觀點忽視了只有實際需求才是導致經濟增長的最根本力量，當沒有實際的需求時，提供再多的金融供給，只會造成金融市場的泡沫，而不會促進經濟的增長。供給主導發揮作用往往是需求未被滿足（這種需求可以是“潛在需求”，即在現有的技術、制度等外在約束的條件下，本可以滿足而現實未滿足的需求）的條件下，這個結論無論是從金融角度還是在經濟學的角度都是如此。

然而，不是所有的金融發展都會促進經濟的增長。金融的發展，會使融資更有效率。資金更易或者以更低的成本獲得，這樣就可以更好地滿足生產部門對資金需求，促進經濟的增長。但是，沒有反映或者超出了經濟需求的金融發展，僅僅是會產生泡沫。一旦泡沫破裂，會對實體經濟產生較大的沖擊，阻礙經濟的發展。

因此，最終的結論是經濟增長導致金融發展，金融發展在一定條件下促進經濟增長。從理論上分析是如此，但其正確與否，還需要實證進行檢驗。下面以中國來進行實證分析來驗證這個結論是否正確。

三、對金融發展和經濟增長的實證分析

（一）實證方案的設計

1.實證目的。實證的主要目的是檢驗金融發展與經濟增長之間的關系。但是，這需要兩者之間具有長期穩定的關系，如果兩者之間不存在穩定的長期關系，就無法去驗證兩者之間是否有因果關系。因此，實驗的必須要經歷兩個階段，其一是檢驗經濟增長與金融發展是否具有長期均衡；其次是在兩者均衡的基礎上檢驗是否具有因果關系。

2.數據和變量選取。變量選取采用了兩個指標麥金農指標：M2/GDP，來表示經濟的貨幣化程度[4]。戈德·史密斯指標：FIR，即金融相關程度指標，FIR=（M2+L+S）/GDP，其中L為各種貸款（包括向政府提供的貸款）；S為有價證券（包括政府債券、企業債券、金融債券、保險費及股票市值等）[5]。

檢驗的數據來自《中國統計年鑒》（1996—2011），部分來自其他論文及網站。原始數據。

3.實證方法。考慮到實證的目的，采用Granger因果檢驗法來檢驗金融發展變量和經濟增長變量之間是否存在因果關系[6]。首先對數據進行平穩檢驗，如果數據平穩，可以直接進行因果檢驗；如果數據不平穩，先對數據進行差分后進行協整檢驗，再采用Granger因果檢驗法來檢驗。本文分析借助與EVIEWS76.0完成。

（二）實證分析過程

1.描述性統計。從描述性統計可以發現GDP、M2/GDP、FIR的波動都比較大，分別為108439.3、1.009881、0.071583。于是對有關變量取對數，一方面可以減輕波動，另一方面可以消除異方差性。

2.變量的單位根檢驗。使用ADF檢驗法對各變量進行單位根檢驗，即檢驗數據是否具有平穩性（即不存在單位根），若數據是平穩的，就可以直接對數據進行格蘭杰檢驗，以確定因果關系；若數據不平穩，此時可以對數據差分項進行ADF檢驗，檢驗差分項是否平穩，若協整階數一致，則數據間可能存在協整關系，所謂的協整關系是指變量之間存在長期的穩定關系。

通過ADF檢驗可知，LGDP，LM2/GDP，LFIR均不平穩；而其一階差分項DLGDP，DLM2/GDP，DLFIR卻是平穩的。因此，對三個平穩變量進行協整檢驗，以確定三者之間是否存在協整關系。

3.Johanson極大似然檢驗。在檢驗協整關系時采用Johanson極大似然協整法來測定協整關系。相比較E-G兩步法，Johanson極大似然協整法的誤差更小，并且可以測定兩個以上變量的協整關系。

在進行協整檢驗之前，首先要確定VAR模型結構，這里選取帶截距不帶趨勢項的VAR模型，選擇滯后階數為2，得到實驗所需的模型。

當滯后階數選擇2時，由檢驗可知不存在單位根，所以VAR系統是平穩的，可以進行協整檢驗。由協整檢驗可知，沒有一個、僅有一個協整關系的假設通過了檢驗；至少有兩個協整關系沒有通過檢驗。由此可以得出三個變量之間存在兩個協整關系。

4.格蘭杰檢驗。由Jonhanson檢驗可以知道，三個變量之間存在著兩個協整關系，可以對他們進行格蘭杰因果檢驗以確定他們之間的因果關系。

因為上述VAR模型我們選擇滯后階數為2，通過格蘭杰因果檢驗得出DLGDP與DLFIR存在單項因果關系，DLM2G與DLGDP存在雙向因果關系。因此，得到結論，DLGDP與DLFIR存在單向因果關系，而DLM2G與DLGDP存在雙向因果關系。

四、研究中存在的問題

M2/GDP與GDP成反比，這與談儒勇[7]（1999），曹嘯，吳軍（2002）的結論相仿，他們對此的解釋是貨幣當局逆風向操作引起。另外，M2/GDP和FIR更多是從量而非質的角度來說明，并且無法說明在何種條件下金融發展引致經濟發展。未考慮通脹因素。在選取指標時，存量指標未剔除通脹。事實上[8]，在把通脹作為一個變量考慮時，其結論往往會有很大不同。

參考文獻

[1]戈德·史密斯.金融結構與增長[M].浦壽海、毛曉威、王巍譯.北京：中國社會科學出版社，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]姚耀軍.中國農村金融發展與經濟增長關系的實證分析[J].經濟科學，2004（5）：24-31.

[5]武志.金融發展與經濟增長：來自中國的經驗分析[J].金融研究，2010（5）：58-67.

[6]范學俊.金融體系與經濟增長：來自中國的實證檢驗[J].金融研究，2006（3）：57-66.

[7]談儒勇.中國金融發展與經濟增長關系的實證研究[J].經濟研究，1999（10）：45-62.

篇8

關鍵詞：農村經濟增長；金融發展關系

改革開放以來，我國農業經濟和農村金融都有了質的飛躍。農業作為我國第一產業，有必要立足于當前金融發展形勢，改變農村金融現狀，更快更好地推進相關農業經濟的建設工程。

1我國農村金融發展狀況

1.1農村金融發展理論概述

以及發展過程在20世紀80年代農村金融主要推行的政策是傳統的農村信貸補貼政策。其主要以政府干預為主要方式，主張政府對農村金融市場進行補貼的理論。還有1種理論就是農村金融市場理論，它完全否定了農村信貸補貼這種手段，認為只有采取金融市場的方式才能夠推動農村金融發展。為適應我國當前發展的環境形勢，不完全競爭理論應運而生，這種理論認為政府不起主導作用，而是通過引導和規范農村金融市場來促進農村金融發展。其反對政府進行市場利率定價，支持政府采取相關政策輔助協調來保證其他銀行利潤不變的情況下可以實現低息融資。我國農村金融發展主要經過了4個時期。1979—1993年，農村金融的發展方向主要是建立新的農村金融機構，1993—1996年這段時間，其方向主要是完善服務性的農村金融體系，而1997—2005年這段時間，則強調了對農村金融風險進行預測和控制，提出要加強農村信用合作社在農村金融市場的主導能力，2006年—現在，實行的是農村金融改革，提出創新金融機構來適應新環境的變化。

1.2農村金融發展現狀

我國目前仍然處于農村金融改革關鍵期，雖然近年來農村金融發展的整體水平有所提高，但依然存在農村的金融機構規模小、數量少、金融機制不健全、發展速度慢等問題。在現代化發展大環境下，流入第2和第3產業的貸款越來越多，而在農業方面的貸款額度都比較小，農業經濟發展在基礎上就沒有其他產業牢固。目前，我國也正創立新型金融機構，比如村鎮銀行、農村互助社等金融機構，這些都能夠稱得上是我國農村金融改革的成功典范。

2農業經濟增長與農村金融發展的關系分析

提到農村金融的發展，可能大家第1個都會想到農業貸款，但金融機構進行的農業貸款對農業的經濟增長和人均收入的增長作用不大。農村金融發展與農業經濟2者之間的關系，其實主要體現在農村金融的發展可以影響農業經濟增長機制。雖然儲蓄率的上升下降是極不穩定的，但不能夠否認金融發展可以給儲蓄率帶來不小的影響，金融的發展可以很大程度上分散金融風險。有效地開發農村金融資源，可以促進農村儲蓄率的提升，也給農業經濟增長帶來影響。農業金融發展對經濟增長產生多大的影響主要取決于金融儲蓄向金融投資的轉化率高低。目前有部分金融資源是不能夠轉換為投資的，他們多數都以交易成本和信息成本的形式流入了金融中介機構。金融機構從分散的儲蓄戶那里吸收儲蓄時帶來交易成本，而金融機構為了能夠讓儲蓄戶放棄積蓄控制時會付出的信息成本。不能否定這種機構的存在，但完善農村金融體系一定要讓手續費用或者傭金費用得到降低，才能夠極大地提高金融運作效率，讓農村金融市場走向市場化的道路。農村的經濟增長并不能夠改善農村金融規模以及結構，但農村的經濟發展的確能夠提高農村金融轉化率。

3搞好農村金融發展和經濟發展的建議

要提高農村金融機構的效率，就要合理化金融結構與經濟結構之間的關系。立足于新媒體時代，合理應用網絡化建設，把握農業經濟實際狀況和農業需要，從技術上確保金融機構效率的提高。也要加強內部管理人員的素質培訓，提高其管理水平和金融管理手段，進一步提升整個金融機構的效率。肯定以及重視非正規農村金融機構的存在，積極引導其與國有金融資源進行合作，促進經濟結構和金融機構的合理化。繼續合理建設與運營操作中西部地區金融機構，推動全面農村金融機構與經濟結構建設。加快改革和創新的腳步，構建科學化干預政策和現代化金融體系。順應形勢發展，政府應該減弱其控制力，促進非正式金融資本融入到整個金融市場領域，以活化金融資本為主要目的進行適當性干預，實現現代化金融體系的構建。面對農村金融發展滯后的現象，應該要完善農村金融機制，促進國有和民有資本的融合，保證其推動農業經濟增長。

4結束語

要正確的認識農業經濟的發展和農村金融發展與之間的關系，就必須要對農村金融行業的發展予以高度的扶持，這對我國農業經濟的發展和農村消費水平的提升都有著十分關鍵的作用。

參考文獻

篇9

【關鍵詞】金融 合作 京津冀區域

一、京津冀區域金融合作發展的優勢

（一）地理位置相對臨近

地理位置相對臨近的區域之間在文化習慣、經濟發展水平等方面的差異不大，最終如果形成區域金融合作，其適應期與磨合期較于區域偏遠地區要短。地域臨近使得區域金融不僅在信息技術方面形成了一張龐大的信息網，而且存在區位優勢，便利交通，利于區域金融合作。

（二）區域間經濟往來密切

各區域之間的區域經濟往來越是密切，地區之間的經濟捆綁效應就會加深，從而對于金融合作的需求也會越迫切。區域間的金融聯系越緊密，對于區域合作的效率也會提出更高的要求，即對于勞動力，技術等要素的流動性也會提出較高要求，反之，若是區域間的金融合作較少，各地區之間互不依靠即可實現經濟的發展，那么對于資本等要素的流動性和效益方面的要求也會降低，從而地區間金融協作與配合也不可能成功。

（三）區域金融業發展差異程度

從京津冀三地金融業差異來看，北京市的金融業增加值為三地之間最高，與此同時還可以發現的是，其數值還呈逐年遞增的形式。所以北京市的金融資源在三地中最為豐富，其金融業實力較強。北京不僅具有金融資源豐富而且還配備有相對完整和發達的金融監督機制。考慮到三地發展不平衡的情況，加之北京發展水平領先的優勢，北京處于區域金融合作的中心的位置毋庸置疑。同時金融中心的確立也有利于協調分配好三地的金融資源，防止三地惡性競爭等問題的出現。

（四）京津冀各自優勢顯著

北京擁有豐富的金融資源，擁有我國的金融監管和宏觀調控部門，對于區域間的金融合作提供了堅實的基礎。天津成為金融革新的又一實踐地區，天津也應該發揮其政策優勢，利用有利于自身的資源和政策優勢，更好地配合區域金融合作的良好開展。天津的港口優勢對于發展離岸金融的作用也十分明顯，其地理提供的自然優勢式發展離岸金融的優良條件。河北省是天津和北京兩地的腹地，將成為天津北京的金融服務平臺。

二、京津冀區域金融合作發展的劣勢

（一）北京、天津、河北金融業發展不平衡

由三地的金融成長的現實狀況分析可知，北京市的金融資源擁有著得天獨厚的優勢，其金融資源極其豐富，在三地間處于領先地位。京津冀地區的銀行業發展較之于保險業證券業處于領先地位，換句話說，京津冀三地對于保持銀行業的領先發展地位與提升保險業證券業發展地位也應該并存。

（二）信息不完善，行政壁壘阻擋以及各區域利己心態

京津冀區域金融合作協調機制還沒有設立，考慮到區域間的政府之間的溝通交流合作的意識和意愿不強，對于可能出現的金融資源的競爭和搶占大于合作，重復建設問題，各地區交流溝通障礙的存在，信息共享平臺不完善等問題都會影響地區之間金融協作。

（三）京津冀區域金融合作亟待政府政策和監管指引

眾所周知，京津冀三地的區域金融合作開展的時間不長，仍然處于初期，合作的廣度和深度不夠，所以需要政府進一步的政策指引，加大對區域金融合作的監管，避免出現地方搶占資源，重復建設等弊端。

（四）京津冀區域金融合作若產生風險有擴散可能

隨著京津冀之間的金融合作的不斷深化，跨區域的金融合作會使各地區的經濟活動聯系變得更為密切，從而風險不會再是控制在一定范圍內的地方性風險，很有可能會向金融合作的區域進行擴散，所以要加強政府的監管，審視行業使其規范化、信息化。

三、京津冀區域金融合作的機會分析

（一）京津冀國家戰略的實施

對于京津冀區域合作進程的國家戰略層面的上升，有利于增進各地區之間一起發展的主動性，創造性和自覺性。對于國家戰略的指導也為三地的協作配合指明了前進的方向。而三地國家戰略的實施也為整體區域內的金融協作提供了必要的政策指導，并為區域間金融協作保駕護航。

（二）天津自貿區成立為京津冀區域合作注入新活力

2015年3月1日，天津自貿區得以正式成立，服務貿易的側重和進一步金融開放是自貿區的重點，這必然會加快三地間區域金融協作的進程，進而實現京津冀一體化。

（三）政府監管部門的高度重視

隨著三地的區域金融合作程度的加深，政府開始將目光越來越多地投向三地的區域金融合作的實質層面問題。得到政府的重視，那么阻隔在京津冀之間的壁壘也就有望打破。

四、京津冀區域金融合作的挑戰分析

（一）金融危機的挑戰

由美國次貸危機帶來的全球性的金融危機，影響范圍廣，程度深，起初，金融危機在范圍內發生在發達國家，接著金融危機擴散到了新興國家。因此對于金融危機的爆發的可能不得不防范，對于合作過程中極為可能出現的金融風險的發生也不得不預警。

（二）北京聚集效應強于輻射效應的挑戰

北京作為首都，金融設施更為完善等優點使得北京對于人才，資源的吸引力較大，人才，資源向北京聚集，而天津與河北周邊的人才和資源不足，北京非但沒有對資源實現合理分配，對周邊地區實現輻射和帶動作用，反而阻礙了天津和河北的發展。因此解決北京聚集效應大于輻射效應的問題仍然需要重視，從而促進三地的協同發展。

參考文獻：

[1]游桂云.我國區域合作中的金融支持體系研究[J].江蘇商論，2007.

篇10

關鍵詞：金融發展 經濟增長 面板數據 單位根檢驗 協整檢驗

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2010）12-021-03

一、引言

金融作為經濟發展的重要推動力，不僅要直接反映經濟的區域性特點，而且經濟發展的區域性很大程度上要借助于金融的區域化運行得以實現。因此，探求金融發展與經濟增長之間的作用機理，及時總結東部地區的金融發展經驗進而指導中西部地區，制定適合區域金融發展的戰略和政策，對于促進我國區域經濟協調發展具有重要的意義。金融發展與經濟增長之間的關系已得到學術界的認可，國內外已有許多學者就金融發展對經濟增長的作用進行了研究。其中具有代表性的有：美國的經濟學家雷蒙德?W?戈德?史密斯，在他的著作《金融結構與金融發展》（1969）中指出：在經濟發展與金融發展之間存在著大致平行的關系，經濟飛速增長的時期也是金融發展速度較高的時期；反之，經濟發展趨于緩慢甚至處于停滯時期，金融發展的成效也是微乎其微的。談儒勇（1999）模仿King和Levine使用OLS回歸方法，首次對中國金融發展與經濟增長之間的關系進行了實證研究。王志強、孫剛（2002）采用帶有控制變量的VECM和格蘭杰因果檢驗方法，驗證了20世紀90年代以來中國金融發展與經濟增長之間存在顯著的雙向因果關系。丁曉松（2005）通過單位根檢驗和協整檢驗探討了1986年―2002年中國金融發展和經濟增長之間的關系。除了時間序列數據結構的實證研究以外，很多學者利用截面數據對我國金融發展和經濟增長之間的關系進行了實證研究。如周立和王子明（2002）利用1978年―2000年的數據對中國各地區金融發展與經濟增長的關系進行了實證研究，得出了區域金融發展與區域經濟增長之間存在高度相關性，促進金融發展有利于經濟的長期增長。筆者采用2000年―2007年的數據，借鑒其他學者的方法，運用面板數據的單位根檢驗、協整檢驗以及面板模型的建立對我國31個省份經濟增長與金融發展的關系進行實證研究，試圖找出金融發展對經濟增長作用的區域和時點差異以及差異程度。

二、金融發展和經濟增長關系的實證研究

（一）指標和數據的選取說明

1.實際人均GDP。為了真實反映我國各省份經濟增長水平，我們拿31個省份實際人均GDP作為衡量經濟增長的指標，選取的是2000年―2007年經過GDP指數折算過的實際人均GDP數據，數據均來自統計年鑒和金融年鑒及相關測算。

2.金融相關率。金融相關率（FIR）是衡量一國或地區金融發展水平的指標，筆者將金融相關率定義為全部金融機構存貸款之和與名義GDP之比，即：FIR=(DT+LT)/GDP，DT和LT分別代表全部金融機構存款和貸款額。本文選取的是2000年―2007年的數據，數據均來自統計年鑒和金融年鑒及相關測算。

（二）面板數據的單位根檢驗

1.單位根檢驗的方法。主要運用縱剖面時間序列獨立的面板單位根檢驗和縱剖面時間序列相關的面板單位根檢驗中常用的LLC檢驗和IPS檢驗。

LLC檢驗的主要思路是首先分別對每個縱剖面時間序列進行ADF回歸，其次構造兩組正交的殘差序列，最后利用正交殘差序列的合并回歸系數的t統計量得到修正的t統計量，此統計量檢驗面板數據是否存在單位根。具體做法是先從和中剔出和確定項的影響，并使其標準化，成為變量。再用變量做ADF回歸yit*=pyit-1*+vit。t（p）。漸近服從N(0,1)分布。如果統計量大于臨界值，則接受原假設，結論是存在單位根，如果統計量t（p）小于臨界值，則拒絕原假設，結論是不存在單位根。

2.單位根檢驗的結果。筆者采用LLC和IPS的檢驗方法，對實際人均GDP和FIR分別進行LLC和IPS單位根檢驗。具體檢驗結果見表1。

從表1可看出，實際人均GDP和金融相關率FIR在一階差分的情況下二者均不存在單位根，故這兩個變量均是一階平穩的。

（三）面板數據的協整檢驗

1.協整檢驗的方法。面板數據的協整檢驗分為兩類：一類是基于面板數據協整回歸檢驗式殘差數據單位根檢驗的面板協整檢驗，稱為第一代面板協整檢驗；另一類是從推廣Johansen Trace檢驗方法的方向發展的檢驗，稱為第二代面板協整檢驗。

2.協整檢驗的結果。本文運用第一代面板協整檢驗法對我國金融發展和經濟增長的關系進行協整檢驗。從表2可看出，LLC和IPS檢驗均在5%的水平下拒絕原假設，通過第一代面板協整檢驗可知：我國31個省份金融發展和經濟增長之間存在協整關系。

（四）模型的選擇及說明

1.混合估計模型。假設建立的混合估計模型為：

GDP=β0+β1FIR+μ(1)

利用OLS估計模型(1)得到

GD＾P=-51.71+4720.85FIR

(-0.0338)(8.6023)

R2=0.23RSS=1.75E+10

2.個體固定效應模型。假設建立的個體固定效應模型為：

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

引入虛擬變量D1，D2，…D31，其定義是：

i表示我國31個省份。當i=1時，D1=1，D2=D3=…=D31=0，當i=2時，D2=1，D1=D3=…=D31=0，…，當i=31時，D31=1，D1=D2=…=D30=0。

利用OLS估計模型(2)得到

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

-2337.68FIR

(-2.29)

R2=0.8 RSS=4.58E+09

個體固定效應模型是否優于混合估計模型要進行F檢驗：H0：不同個體的模型截距項相同（建立混合估計模型）；H1：不同個體的模型截距項不同（建立個體固定效應模型）。F統計量定義為：

F1=2.1421>F0.05(30，216)=1.48，所以拒絕原假設，接受備擇假設，故建立個體固定效應模型更合理。

3.時點固定效應模型。假設建立的時點固定效應模型為：

GDP=β0+β1D1+β2D2+…+β8D8+β9FIR+μt (3)

引入虛擬變量W1，W2 ，…，W8 ，其定義是：

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

利用OLS估計模型(3)得到

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

+5037.25FIR

(10.1711)

R2=0.41RSS=1.35E+10

時點固定效應模型是否優于混合估計模型要進行F檢驗：H0：不同橫截面模型截距項相同（建立混合估計模型）；H1：不同橫截面模型的截距項不同（建立時刻固定效應模型）。F統計量定義為：

F2=10.12>F0.05(7,89)=3.25，所以拒絕原假設，接受備擇假設，結論是應該建立時點固定效應模型。

4.時點個體固定效應模型。假設建立的時點個體固定效應模型為：

引入虛擬變量D1，D2，…，D31，其定義是：

引入虛擬變量W1，W2 ，…，W8 ，其定義是：

i表示我國31個省份，t表示8年的年份。當i=1時，D1=1，D2=D3=…=D31=0，當i=2時，D2=1，D1=D3=…=D31=0，…，當i=31時，D31=1，D1=D2=…=D30=0；當=1時，W1=1，W2=W3=…=W8=0，當t=2時，W2=1，W1=W3=…=W8=0，…，當t=8時，W8=1，W1=W2=…=W7=0。

利用OLS估計模型(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

時刻個體固定效應模型是否優于混合估計模型要進行F檢驗：H0：不同橫截面不同序列模型截距項都相同（建立混合估計模型）；H1：不同橫截面不同序列模型截距項各不相同（建立時刻個體固定效應模型）。

F統計量定義為：

F3=70.7277>F0.05(37，209)=1.21，所以拒絕原假設，接受備擇假設。因此建立時點個體固定效應模型是合理的。

5.隨機效應模型。假設建立的個體隨機效應模型為：

引入虛擬變量D1，D2，…D31，其定義是：

i表示我國31個省份。當i=1時，D1=1，D2=D3=…=D31=0，當i=2時，D2=1，D1=D3=…=D31=0，…，當i=31時，D31=1，D1=D2=…= D30=0。

利用OLS估計模型(5)得到

GD＾P=11212.34+406.63FIR

（4.5037） （0.4971）

R2=0.94RSS=1.30E+09

個體隨機效應模型是否由于混合估計模型要進行進一步的檢驗：H0：σu2=0。（混合估計模型）；H1：σu2≠0。（個體隨機效應模型）

統計量LM定義為：

所以拒絕原假設，接受備擇假設。故個體隨機模型優于混合估計模型。固定效應模型是否由于隨機效應模型要進行進一步的檢驗：H0：個體效應與回歸變量無關；H1：個體效應與回歸變量相關。統計量H=187.1719>?字20.05(2)=5.99，所以拒絕原假設，接受備擇假設。故固定效應模型優于隨機效應模型。

三、研究結論

綜合上述檢驗發現，固定效應模型和隨機效應模型均優于混合估計模型，且固定效應模型更優于隨機效應模型，故在文中我們采用固定效應模型。但是在具體的實證分析中，時點個體固定效應模型克服了時點效應模型和個體固定效應模型的弱點和缺陷，因此筆者選取時點個體固定效應模型。通過協整檢驗對金融發展和經濟增長的長期關系的可靠性進行分析后，發現全國各地區金融發展對經濟增長的作用具有明顯的差異。同時，在不同的年份這種差異也是明顯的。這種地區差異表現在：中西部地區金融發展對經濟增長的促進作用相對不顯著，而在東部地區，金融對經濟促進的作用較明顯。時間上的這種差異表現在：2004年之前，金融發展對經濟增長的促進作用較顯著，而在2004年之后這種促進作用有所下降。因此，在采取金融政策的時候不僅要考慮區域自身因素的影響，對不同的地區采取有差異的金融政策，還要考慮這種年份的差異，在不同的年份采取相應的金融政策，做到政策實施的因地制宜和因時制宜，適時調整政策。通過政策的實施和調整，大力推動金融發展對經濟增長的促進作用，使金融在最大程度上促進全國各地區的經濟發展。

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