金融實證分析模板(10篇)

導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇金融實證分析，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

二、基于PCA方法的專業評估得分與排名

主成分分析（PCA）是一種對評價對象績效進行綜合評價與監控的多元統計方法，其基本原理是利用降維的思想，在損失很少信息的前提下把多個指標轉化為幾個綜合指標（即主成分），用它們代替原始變量絕大部分信息，并保證彼此之間互不相關、互不重疊。PCA在研究指標眾多、關系復雜的問題時，既不需要量綱一致，也不需要對指標進行賦權或重要性排列，而是通過提取主成分這一關鍵方法來進行得分計算。我們通過運行IBMSPSS19.0，發現KMO=0.705，BartlettSig.=0.045，基本符合相關性和顯著性檢驗標準。進一步的方差分解，得出累計方差貢獻率超過80%，主成分個數m=4。在成分矩陣的基礎上，我們得到了4個主成分的分值，通過計算表2給出了結果。從綜合評分F來看，2011年正分院校5所、負分院校7所，2013年維持同樣的格局，得分較差的學校比例偏高，意味著金融專業人才培養總體效果不樂觀，沒有隨著改革進程的推進產生整體性水平提升。同時，排名最后的山西金融得分還處于下降狀態，隱現了該校金融專業建設有繼續惡化的風險。與之相反，浙江經濟、邯鄲職院和江蘇財經則一直居前3名，專業發展狀況良好而穩定。從排名變化來看，進步較快的學校有北京財貿和長春金融，分別上升4位和3位，退步明顯的則是遼寧金融和成都職院，分別下降6位和3位，后者變化的幅度高于前者，既凸顯了各院校間專業建設水平的不均衡，又警示我們需防范可能存在的“弱者羸弱”效應[7]。從院校類型來看，分布在東部省份的學校得分靠前，西部的居中，中部的則暫處于靠后位置，專業建設效果呈區域非均衡特點，并與前文所述的專業分布情況、地區金融發展水平相一致。通過對各院校2011年和2013年得分和排名求均值，排行前50%強的為國家示范（骨干）建設單位，其次為省級示范（骨干）建設單位，最后是非示范（骨干）院校。一些以金融專業為龍頭的學校也沒有顯示出強大的競爭力，而是仍在追求生源規模的擴大，如山西金融2013年在校生已達1027人，在樣本院校中排名第一，但F值卻排在最后。院校性質類別方面，邯鄲職院和成都職院雖非財經類院校，但F排名仍較靠前，表明現階段院校性質對金融專業得分的影響有待提高。

三、基于DEA方法的專業評估改進分析

前文對專業建設現狀進行了主成分分析，但缺乏深層次原因剖析和改進方法。數據包絡分析（DEA）是一種基于線性規劃的用于評價同類型組織（或項目）工作績效相對有效性的工具手段，其實質是根據一組關于多輸入、多輸出的決策單元值來估計有效生產的前沿面，并據此進行多目標綜合效果評價。用DEA模型進行分析前，要選擇輸入、輸出指標，而根據以往的經驗，選擇指標個數之和不能超過樣本量的1/2[8]，我們采用中介法，選擇了具有代表性和一般性的3個輸入指標（兼職教師年承擔課時占比、生均校內實訓室設備價值和專業教研項目人均經費）和2個輸出指標（初次就業率、新生報到率）。設定DEA模型為投入導向型、規模報酬可變（VRS），運行DEAP2.1軟件可得到各院校專業綜合效率（也即技術效率）。綜合效率只是一種相對效率，當它等于1，表明組織的生產是有效的，但實際效率并不一定非常高，有可能出現整體低效下的相對高效；當它小于1，則說明組織的生產是低效的，或者說組織消耗了太多的投入，卻只獲得了較少的產出。重慶財經、山西金融、邯鄲職院和寧夏財經的綜合效率為1，達到了DEA相對有效水平，其他8所院校均為非DEA有效（表3）。對非DEA有效院校進行投影分析，計算投入冗余率和產出不足率，投入冗余率是指優化后的輸入指標可節省的投入比例，產出不足率則是優化后的輸出指標可增加的產出比例。盡管成都職院、北京財貿、浙江經濟3所院校非DEA有效，但并未出現投入冗余和產出不足現象，表明它們正努力趨向生產前沿面，綜合效率接近DEA相對有效。但陜西財經、山西財專、遼寧金融、長春金融和江蘇財經等5所院校，除“初次就業率”外，均存在投入冗余和產出不足現象，其中山西財專和陜西財經等綜合效率得分僅0.427、0.518，明顯低于樣本院校的平均水平。從輸入指標來看，山西財專和陜西財經的投入冗余率高達56.5%和47.6%，溢出效應明顯，一方面應加大兼職教師、實訓設備和教研經費的投入力度，另一方面切實提高它們的利用率，實行效率導向和目標考核制，優化專業建設的人力、物力和財力配置；江蘇財經、長春金融和遼寧金融的投入冗余率有所下降，通過優化管理，將分別節省三個輸入指標的20%、13.1%和12.4%投入比例。從輸出指標來看，遼寧金融、長春金融、山西財專、陜西財經和江蘇財經等5所院校的“新生報到率”產出不足，應加大招生宣傳，注重特色凝練和品牌打造，提高專業社會滿意度和美譽度；長春金融則要進一步重視學生的就業創業指導，建設孵化平臺，通過一系列的措施改進，將可提升初次就業率10.7%的比例增長。

篇2

一、文獻檢討

(一)文獻回顧

許多學者已經從理論上對經濟與金融的關系進行了探討,并取得了豐碩的成果。總體來講,從定性的角度看,國內學者基本認為區域經濟系統發展拉動金融發展,金融發展推動經濟系統整體的發展;從實證研究角度看,由于采用的研究方法、解釋變量、樣本范圍和側重點等不同,所以結論存在諸多分歧。筆者按照時間順序對該方面的國內實證研究主要文獻做了歸納。

周立、王子明等(2002)通過對中國東中西三地區1978-2000年金融發展與經濟增長關系的實證研究,發現中國各地區金融發展與經濟增長強相關,促進金融發展有利于經濟的長期穩定增長。艾洪德、徐明圣、郭凱等(2004)采用格蘭杰因果關系檢驗模型對我國各地區金融發展與經濟增長關系進行了實證分析,認為金融發展與經濟增長之間存在因果關系, 東部和全國的金融發展與經濟增長之間存在正相關關系, 而中、西部二者之間則幾乎是負相關的關系, 且存在明顯的滯后效應。周好文、鐘永紅等(2004)運用VAR多變量系統的實證研究表明金融中介的規模指標和效率指標與經濟增長在各地區間的因果關系不一致,中西部地區的金融中介機構能更好地促進本地區經濟增長。沈坤榮、張成等(2004)認為改革開放以前,中國的經濟增長無法得到金融發展的支持,1990年后中國市場狀況的變化并沒有在很大程度上對經濟增長產生促進作用,內生金融轉化為經濟發展動力的機制尚存在障礙。王晉斌(2007)采用動態GMM方法對不同階段的面板數據進行實證分析, 認為不同金融控制強度下金融發展與經濟增長之間存在不同的關系,即在金融控制強的區域的金融發展對經濟增長沒有顯著的促進作用,而在金融控制弱的區域,金融發展與經濟增長之間可能表現出一種“中性”的作用。高宏霞、費和(2009)采用1994～2008年相關數據,運用格蘭杰因果檢驗等方法對甘肅省的金融發展與經濟發展的關系進行了實證檢驗,結果表明,甘肅省區域金融發展與經濟發展之間存在負的相關關系。

(二)對現有研究文獻的評述

國內學者對我國區域金融發展與經濟增長關系的研究成果很好的詮釋了我國經濟發展過程中經濟與金融發展二者之間的關系,是對該領域研究的一個巨大推動和創新。但是現有研究成果也存在著一些不足之處,主要表現為:現有研究基本上集中于分析金融發展對經濟增長的影響,而分析區域經濟對金融發展的反作用則少之又少;其次現有的研究主要是從全國或各省的視角出發,著眼于更小的區域范圍尤其是基于縣域視角的研究幾乎是一片空白。

為了彌補現有研究的不足,本文以定西市安定區為考察對象,重點分析縣域經濟對金融發展產生的影響。

二、指標選取及研究方法

(一)指標選取

1.縣域經濟發展指標。理論界對縣域經濟發展指標的確定標準不一,本文根據研究需要和數據的可獲得性,用以下三個指標來反映安定區經濟發展情況。

(1)縣域經濟總量指標x1。一般衡量經濟發展總量常用的有名義GDP、實際GDP、名義GDP增長率、實際GDP增長率、人均GDP及人均GDP增長率等指標。考慮到通貨膨脹和人口變動等因素對計量過程的影響,本文選取實際人均GDP增長率作為衡量經濟發展水平的總量指標。

(2)縣域經濟結構指標x2。考慮到定西市安定區產業結構的特點及數據的可獲得性,本文采用區域農業總產值占GDP的比重來考察安定區經濟結構的指標,其計算公式為x2=區域農業總產值區域GDP。

(3)城市化水平指標x3,其計算公式為x3=非農人口數總人口數。

2.金融發展指標。衡量金融發展的指標常用的是戈氏指標(FIR),然而戈氏指標受到眾多質疑。正如國內學者普遍認為的那樣,中國較高的FIR應該歸因于投資渠道不暢、交易手段的落后以及支付體系的效率低下,而非金融發展水平的直接表現,同時銀行又是中國農村金融體系的主體,所以本文選取金融機構存貸款余額作為衡量安定區金融發展水平的指標。

本文所用數據來源于定西市安定區統計局,樣本容量為1994～2008,雖然時間跨度相對較短,但后續將繼續加以關注和研究。需要加以說明的是,為了消除價格因素的干擾,所用原始數據都已轉化為實際值,同時為了消除數據的異方差,對四個變量都已作對數化處理。

(二)研究方法

經濟變量大都具有非平穩性,本文首先將利用Dickey和Fuller提出的考慮殘差序列相關的ADF單位根檢驗法,檢驗變量的平穩性,對于非平穩的變量進行處理使之成為平穩時間序列。如果變量是同階單整的,那么我們將對相關變量進行協整檢驗以確定安定區經濟與金融發展的長期均衡關系,并在協整的基礎上,通過阿爾蒙變量回歸確定變量關系,并通過格蘭杰因果檢驗來驗證其因果關系。

三、實證分析

(一)模型構建

根據上面描述的經濟與金融變量分析,本文構建基本的回歸實證模型如下:

y=c+αx1+βx2+yx3+ε

其中:y為實際存貸款余額之和,即被解釋變量;x1為實際人均GDP增長率;x2為區域農業總產值占GDP的比重;x3為城市化水平;c為常數項; ε為誤差項。

(二)實證檢驗

1.平穩性檢驗

對任何時間序列數據進行計量分析時,需要首先對時間序列數據進行平穩性檢驗,否則可能會造成一個隨機游走變量對另一個隨機游走變量的謬誤回歸(Spurious.Regression)。由于應用協整檢驗的時間序列數據必須為同階差分平穩過程,因此我們需要對獲得的時間序列數據進行單位根檢驗。本文采用增廣迪基-富勒(Augmented Dickey- Fuller,ADF檢驗),ADF檢驗模型為:

Yt=β1+β2*t+δYt-1+αp*∑np=1Yt-p+εt

其中Y是時間序列,表示差分,p是滯后期,β1是常數,t是時間趨勢項,βt和是參數,εt是白噪音。檢驗的零假設是δ=0,即包含單位根;備擇假設是δ

表2:變量的單位根檢驗(ADF)結果

變量檢驗形式(C,T,L)P(ADF檢驗值

Dy(c,t,0)0.1037不平穩

Dx1(c,t,0)0.0841不平穩

Dx2(c,t,0)0.1505不平穩

Dx3(c,t,0)0.1570不平穩

Dy(c,t,0)0.0115平穩

Dx1(c,t,0)0.0007平穩

Dx2(c,t,0)0.0066平穩

Dx3(c,t,0)0.0299平穩

注:C,T,L分別表示模型中的常數項,時間趨勢,滯后階數。

如表2所示,Dy、Dx1、Dx2和Dx3在5%的顯著性水平下均不顯著。但是,通過對這四個時間序列作一階差分后發現,這四個時間序列的一階差分形式在5%的顯著性水平下均是顯著的,因此, Dy、Dx1、Dx2和Dx3均是一階單整時間序列I～(1),因此可以對這個時間序列數據做協整檢驗。

2.協整檢驗

本文利用Johansen協整檢驗法進行協整檢驗,同時運用赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)選擇滯后階數,表3是相應的協整檢驗結果:

表3變量協整檢驗結果表

原假設協整方程數目跡統計量Trace-Statistic跡統計量臨界值,5%的置信水平最大特征值Max-Eigen最大特征值臨界值,5%的置信水平

沒有50.4484935.1927532.1241022.29962

至多一個18.3243820.2618411.0346415.89210

至多二個7.2897459.1645467.2897459.164546

通過跡檢驗和最大特征值檢驗可以看出,Dy、Dx1、Dx2、Dx3在5%的顯著性水平下存在且只存在1個協整關系,這說明他們之間存在穩定的均衡關系。

3.格蘭杰因果關系檢驗

對于安定區經濟發展與金融發展之間的因果關系,我們采用格蘭杰因果檢驗法進行驗證,檢驗結果如表4所示,箭頭表示因果關系的方向。

表4 變量間格蘭杰因果檢驗表

檢驗條件主要變量檢驗形式以及P值

LAGSyx1 x1y yx2x2yyx3 x3y

10.550400.002230.186340.515050.642020.32117

20.204090.001290.141170.095790.047010.27547

30.339480.349170.300380.168040.058390.39583

可以看出,在5%的顯著水平上,安定區實際人均GDP(x1 )在滯后一階和二階時是存貸和y的格蘭杰原因:安定產業結構指標(x2)與存貸和(y)之間不存在格蘭杰因果關系。安定區存貸和指標(y)在滯后二階時是城市化水平(x3)的格蘭杰原因。

(三)變量回歸

研究多變量之間關系時,最重要也是最難點就是確定滯后時期,即經濟發展對金融發展的有效影響時期。我們利用EVIEWS6.0統計軟件,依據AIC和SC信息準則以及LR、FPE、HQ等判斷標準確定的最優滯后時期為滯后3期。在對變量關系進行方程估計時,為了避免多重共線性的存在,我們采用阿爾蒙多項式變換方法消除多重共線性影響因素。具體做法如下。

對于分布滯后模型 :

yt=a+b0t+b1xt-1+…+bkxt-k+ut

可以近似地用一個關于i的低階多項式表示,同時也可以利用多項式來減少模型中的參數。

在以滯后期i為橫軸、滯后系數取值為縱軸的坐標系中,如果這些滯后系數落在一條光滑的曲線上,或近似落在一條光滑的曲線上,則可以用一個關于i的次數較低的m次多項式逼近,即:

bi=α0+α1i+α2i2+k+amim(m

此式就是阿爾蒙多項式變換,也稱為阿爾蒙滯后模型。將阿爾蒙多項式變化具體列出來就是:

b0=α0+α10+α202+…+αm0m

b1=α0+α11+α212+…+αm1m

b2=α0+α12+α222+…+αm2m

…

bk=α0+α1k+α2k2+…+αmkm

代入bi=α0+α1i+α2i2+…+αmim(m

yt=α0z0t+α1z1t+…+αmzmt+ut其中:

z0t=xt+xt-1+xt-2+…+xt-k

z1t=xt-1+2xt-1+3xt-3+…+kxt-k

zmt=xt-1+2mxt-2+3mxt-3+…+kmxt-k

依據上述分析,運用EVIEWS6.0對滯后變量進行方程估計,估計結果如下:

由上述方程可知,T統計量、F值統計量值顯著,方程模擬度較高,故方程具有較高的可信度,可以在較大程度上解釋安定區經濟發展水平對金融的影響。

四、結論

通過對系統(y、X1、X2、X3)協整分析、格蘭杰因果分析和阿爾蒙回歸調整等實證研究,安定區經濟對該區金融發展的影響較為顯著,但影響效果不同。具體來說,安定區經濟總量指標對該區金融發展起促進作用,而且隨著滯后期的增加,其影響效果會更好;經濟結構指標對該區金融發展起阻礙作用,即隨著農業產值在總產值中的比重加大,對該區金融發展阻礙作用越明顯;城市化水平指標對該區金融發展水平影響相對較小。

實證結果顯示了重要的政策含義,從解決經濟系統中結構優化的角度著手促進金融發展是有現實意義的。針對農業產值在總產值中的比重較高的現實,安定區政府必須加大力度推進農業產業產業化水平,大力發展現代農業,通過農業產業升級增強金融資源的配置能力,推動縣域金融發展,實現產業升級,經濟發展、金融發展的良性循環。

參考文獻:

[1]周立、王子明.中國各地區金融發展與經濟增長實證分析:1978-2000[J].金融研究, 2002(10).

[2]艾洪德、徐明圣、郭凱.我國區域金融發展與區域經濟增長關系的實證分析[J].財經問題研究,2004(7).

[4]周好文、鐘永紅.中國金融中介發展與地區經濟增長多變量系統分析[J].金融研究,2004(6).

[3]沈坤榮、張成.金融發展與中國經濟增長――基于跨地區動態數據的實證研究[J].管理世界,2004(7).

[5]王晉斌.金融控制政策下的金融發展與經濟增長[J].經濟研究,2007(10).

篇3

關鍵詞：重慶；金融生態環境；對策建議 

中圖分類號：F8321 文獻標志碼：A 文章編號：1008-5831(2012)05-0042-07

一、金融生態界說

金融生態是個仿生概念。在國內，周小川博士最早將生態學概念系統地引申到金融領域，并強調用生態學的方法來考察金融發展問題。他指出：應注意通過完善法律制度等改進金融生態環境的途徑支持和推動整個金融系統的改革和發展。參照生態學對生態系統的分析，根據自然生態系統的構造原理以及自然生態系統長期演化的結構特征和功能特征，我們可以把金融生態系統界定為由金融主體及其賴以存在和發展的金融生態環境構成，兩者之間彼此依存、相互影響、共同發展的動態平衡系統。

在市場經濟條件下，金融無疑是現代經濟的核心，金融生態與經濟發展之間的良性互動是地區經濟可持續發展的關鍵所在，而優化地區的金融生態又是實現經濟金融良性互動的必然要求。中國西部地區金融生態環境建設的相對滯后性又是中國西部地區經濟發展長期落后的重要原因。重慶金融發展對西部地區的中心輻射作用日益顯現，對重慶的金融生態現狀進行剖析，并在此基礎上提出金融生態的優化路徑，對加強西部地區金融生態建設，促進西部經濟、金融的良性互動，實現西部經濟持續發展進而促進中國區域經濟協調發展具有重要的現實意義。

二、重慶市金融生態環境建設的實證檢驗

1997年重慶直轄以來，地區經濟得到快速發展，金融生態環境逐步優化。目前重慶市正在以總書記提出的314總體部署為契機，推動“加快”、“率先”發展，在全球化進程和中國現代化發展的新形勢下，把重慶建設成為西部地區的重要增長極、長江上游地區的經濟中心、城鄉統籌發展的直轄市，在西部地區率先實現全面建設小康社會。在此背景下，重慶市構建長江上游地區的金融中心無疑具有重要的戰略意義，它必將推進重慶市全國統籌城鄉綜合配套改革試驗區的建設，加快“1小時經濟圈”和“城鄉統籌”試驗區建設，促進生產要素積聚與經濟布局要求，并促進重慶市和長江上游地區經濟的進一步大發展。

筆者以重慶市2000年、2004年、2005年、2006年、2007年和2008年的相關數據指標為依據對重慶市金融生態環境作出了縱向的客觀評價，為相關部門制定金融政策和改善金融生態環境提供一定的現實參考。

（一）指標體系說明

在多方征求意見的基礎上，根據目前掌握的數據資料構建了重慶市金融生態環境評價指標體系，該體系由3個一級指標、13個二級指標、36個三級指標組成。每個指標從不同方面反映了重慶市金融生態環境在比較范圍內的相對發展情況（表1）。

（二）指標權重說明

本部分所采用的評價指標體系根據各指標權重在一級指標中所占比例的大小重新計算各個指標在新指標評價體系中的權重。具體步驟如下。

一級指標的選取和權重分配：在分析影響金融生態環境具體指標的基礎之上，將這些分散的指標重新進行分類和歸納，最終形成包括三方面的一級指標，即包括核心金融資源環境、實體金融資源環境、功能金融資源環境三方面。由于指標的選取數目和個體指標的具體內涵存在相互交叉等情況，在充分征求專家意見的基礎上，對一級指標權重的分配情況依次如下：核心金融資源環境為0.3；實體金融資源環境為0.3；功能金融資源環境為0.4。

具體指標的權重分配：具體指標個數較多，在每級指標內，根據各指標權重所占比例的大小重新計算各個指標在新指標評價體系中的權重，然后再與其一級指標權重相乘得到該二級指標最終權重（表2）。

（三）指標評分說明

進步指數評分：進步指數評分以時間序列為依據，通過重慶市2000年、2004年、2005年、2006年、2007年和2008年的數據進行比較，描述重慶市金融生態環境建設取得的進步。

計算方法：進步指數(Ri)=第N年重慶市指標值/第N-1年重慶市指標值

根據上述公式計算得出各指標進步指數得分情況（表3）。

總體進步評價指數。

計算方法： I=36[]i=1Wi×Ri（i=1，2，…，36）

其中：I為總體進步評價指數；Wi為第i個指標的權重；Ri為第N年重慶市第i個進步指數得分。

根據上述公式計算情況見表4。

（四）實證分析結果說明

由表4可知，重慶市整體金融生態環境表現良好，而且整體進步趨勢明顯。具體而言，從2006年開始各年總體進步評價指數明顯增加，2006年在2005年的基礎上進步24.7個百分點；2007年在2006年基礎之上進步57.8個百分點；2008年在2007年基礎之上進步15.1個百分點。從各單項指標來看，筆者以進步率來反映金融生態環境的具體進步程度，計算公式如下：

進步率=（進步評價指數－指標權重）×100%

計算結果見表5。

由以上計算結果可得到以下具體結論。

篇4

關鍵詞：金融發展；經濟增長；多元線性回歸模型

本文在認識、歸納和總結國外金融發展與經濟增長理論與實際經驗的基礎上，對江蘇省經濟和金融的發展提供一個適度的實證，來關注其金融體系和經濟增長兩者之間的作用關系。通過經濟數據，對二者進行實證分析，全面考察江蘇省金融發展和經濟增長的內在聯系。

一、金融行業對經濟增長的影響

本文以江蘇省金融業發展與經濟增長的多年歷史數據為依據，對影響經濟增長的各種金融因素進行實證分析，從而衡量其對經濟增長的作用。以過去學者對經濟增長的研究成果為依據，可以把促進經濟增長的主要因素歸納為供給和結構。供給因素包括勞動力的增加、資本投入量的增加、國家注重教育所形成的勞動力素質的提高和投資于研發所形成的科學技術R（D資本的增加。結構因素指因為不同經濟部門間邊際生產率的差異或者需求結構變動所引起的人力、物力等所有資源的再配置效應，在本文選取金融業增加值作為分析指標，較為準確的反映出國民經濟中金融行業的發展變化。金融業增加值，即衡量國民經濟體系中金融業部門在一定時期內通過提供金融服務所創造的國民財富的價值總量。金融業增加值指標可反映出金融發展的絕對規模。[1]另一個與之相關的指標是金融業增加值比重，即金融業增加值與名義GDP的比重，該指標可以反映金融業發展的相對規模。

（一）散點圖分析

圖1 金融增加值與第三產業增加值散點圖 圖2 金融業增加值數與第三產業增加值散點圖

由上圖可知，金融業增加值與第三產業增加值之間存在近似直線的線性關系，隨著第三產業規模與數量的擴大，金融業增加值也在不斷上漲，而金融業增加值指數與第三產業增加值之間存在類似曲線的線性相關關系。

（二）回歸分析

下面以江蘇省1978年以來的經濟發展的各項指標為基礎所建立的經濟金融發展實證分析模型，模型中U1表示資金融業增加值/第三產業增加值，U2表示金融業增加值指數/第三產業增加值指數，U3代表金融業從業人員所占第三產業比重，GTI表示第三產業增加值，I表示金融業增加指數，GF表示金融業增加值。分別以這幾種變量對經濟增長的貢獻程度進行多元線性回歸分析。

其中Y代表GDP中金融業增加值（%），弧β、η分別代表U1、U2以及U3的產出彈性，常數“C”可以用來反映經濟增長中的技術進步程度。U1作為金融業增加值占第三產業增加值的比重，它能反映出金融行業發展在整個國民經濟體系中的絕對變動情況，該數值越大，說明金融行業的發展速度就越快，金融業具有明顯規模擴大的趨勢。U2表示金融業增加指數占第三產業增加指數的比重，該指標可以反映出金融行業整體發展在整個社會經濟體中的相對變動情況及其變化幅度與穩定情況。

利用上表所提供的數據可以對模型（1-1）進行多元線性回歸估計，得到如下估計模型：

回歸方程（1.3）中的偏相關系數1.09871表示GDP中金融業增加值對金融業增加值占第三產業增加值比重的彈性，0.09253表示GDP中金融業增加值對金融業增加指數占第三產業增加值比重的彈性。這兩個系數可以說明在江蘇省內的金融行業增加值對經濟增長均具有比較大的貢獻，0.84516表示GDP中金融業增加值對金融業從業人員占第三產從業人員比重的彈性。在該模型中，所有經濟變量的T檢驗值均超過2，說明具有統計顯著性。U1、U2和U3這三個解釋變量偏相關系數的大小說明金融業增加值對經濟增長的作用要強于勞動投入與增加指數。在回歸方程（1.4）中金融業增加值指數呈現出對第三產業增加值負相關的關系，說明為金融業的發展在整個國民經濟體系中存在結構不合理的情況。

二、金融發展對經濟增長的影響

（一）指標選取

下文在對江蘇金融發展與經濟增長的各項指標進行選取時，鑒于目前能夠收集得到的指標無法準確反映出江蘇省在經濟體制改革這一大背景之下的具體情況，另外江蘇省有些統計數據例如存款貨幣銀行總資產、央行國有資產總量等嚴重缺乏，統計標準不同時期口徑也不同。所以下文在分析是會對一部分指標加以適當變化。實證研究分析所選取的指標有兩大類分別為經濟增長指標和金融發展指標。

1.經濟增長指標

經濟增長過程具體表現有總產出及人均產出的持續增加，實物資本積累率增加、經濟結構優化、社會福利改善、投入產出效益提高等。

（1）國內生產總值GDP

在考察經濟發展的實證研究中，國內生產總值GDP是代表一個國家或地區經濟運行規模的比較具有代表性的指標，是頗為受關注的宏觀經濟統計數據。GDP增速越快表明經濟發展越快，增速越慢表明經濟發展越慢，GDP負增長表明經濟陷入衰退。

（2）人均實際國內生產總值指標GRE

為了能夠更加真實的反映出江蘇省的經濟發展水平并且考慮到江蘇省人口稠密的實際情況，只研究該地區的生產總值而忽視人均的數值無法達到準確的認識，所以，可以將該省的人均實際GDP作為計量標準并采取自然對數的形式加以處理，從而得出對該地區經濟增長的真實情況，即GRE=ln（人均實際GDP）。[2]

（3）實際國內生產總值年增長率指標GRG

鑒于江蘇統計年鑒給出的國內生產總值數據大多是名義GDP，該指標沒有考慮到物價水平和通貨膨脹率這的對國內生產總值統計結果的影響，所以本文選用江蘇在1990-2012年的實際國內生產總值值來衡量經濟增長，實際GDP可以由名義國內生產總值除以其平減指數得到，但由于各國國內生產總值的平減指數統計數據缺乏，而居民價格消費指數CPI容易查閱，所以本文選用名義國內生產總值GDP與居民價格消費指數CPI的比值來作為反映江蘇經濟增長具體情況的指標，即實際GDP年增長率GRG=名義GDP/CPI。

（二）金融發展指標

1.貸款余額指標LAON

金融機構貸款余額是用來衡量江蘇金融資產發展程度的指標，是指到某一節點時間為止，借款人尚未歸還放款機構的貸款總額。貸款總額是指截止到某一日以前商業銀行已經發放的貸款總和，表示企業向銀行舉債或融資的總額。所以貸款余額即指到企業會計期末尚未償還的貸款額，其中，尚未償還的貸款余額等于貸款總額扣除已償還的銀行貸款。近年來江蘇省的金融資產在多元化水平上有很大提高，因此本文將貸款余額作為是衡量江蘇省金融資產的一個重要方面。

2.金融相關率指標FIR

金融相關率（FIR）：是指在某一時間點上一國或地區所有金融資產價值與該地區經濟活動總量之比。該指標可以說明某一個區域的經濟貨幣化程度，麥金農在研究發展中國家的金融抑制與金融深化時提出了使用貨幣存量M2與GDP的比值作為衡量一國或地區的經濟貨幣化程度，但是由于在目前的數據統計的發展程度上難以計算出精確的M2，所以本文選擇把江蘇省內所有金融機構存貸款總額之和作為所有金融資產的價值，再除以GDP，從而得出反映金融發展綜合水平的金融相關率。FIR計算公式為（金融機構存款余額+金融機構貸款余額）/GDP。

3.金融效率指標SLR

金融體系的成熟與健全必須重視金融規模與金融效率的協調發展。效率在經濟上主要表現為就是投入-產出關系。所以金融效率就是金融機構的投入-產出關系，用來測度金融部門對經濟增長的貢獻程度。鑒于江蘇省乃至整個中國都長期處于計劃經濟體制之下而且國有經濟在整個國民經濟體系中占主導地位，所以本文以江蘇省金融機構的各項存款與貸款之比[3]（SLR=金融機構存款余額/金融機構貸款余額）來反映金融機構的運行效率，考察其是否把所吸收的儲蓄有效地從轉化為投資投入到國民經濟的生產中去。

4.證券市場發展程度指標DSM

近年來江蘇省尤其是蘇南地區在發展金融的過程中規模逐漸擴大，企業的籌資渠道與籌資方式也在不斷地拓寬。大量企業選擇在金融市場上購買資金需求單位所發行的有價證券（如商業票據、債券等）的直接融資的方式來籌措資金，因為這種籌資方式對投資者來說收益較高，成本相對較低，所以江蘇省的有價證券市場發展迅猛，資產證券化程度對經濟發展的影響作用越來越大。處于對江蘇省債券融資規模較小的考慮，選擇用股票籌資額占GDP的比重來反映江蘇金融證券化的程度，即DSM=股票籌資總額/國內生產總值GDP。

三、多元線性回歸分析

針對貸款余額LOAN、金融相關率FIR的單因素回歸分析如下：

由上表可知，在滯后一期的情況下，貸款額LOAN拒絕原假設的概率為0.00776，小于0.1的臨界值，所以貸款額LOAN是增加國內生產總值GDP的格蘭杰原因，并且國內生產總值GDP不是貸款額LOAN格蘭杰原因的概率為0.0024，也小于0.1的臨界值，因此，經濟發展與貸款額互為格蘭杰成因。金融相關率也分別以0.00166、0.0034的概率拒絕原假設，但是無法拒絕金融相關率不是經濟增長指標GRE、GRE的格蘭杰原因，因此金融相關率與經濟增長指標GRG、GRE存在單向因果關系。

根據以上所有選取的金融類指標的，可設計出如下的多元線性回歸模型：

GRG/GRE=a0+a1FIRt+a2SLRt+a3DSMt+ξt（1-5）

在上述模型中。GRG與GRE是以不同的計量方法而得出的經濟增長指標，FIR為金融相關比率，SLR代表金融中介效率，這兩個指標可以綜合反映江蘇省的金融發展情況，DSM是證券市場發展程度的指標，此模型中主要指股票市場的發展概況，ξ表示隨機擾動項。

利用上表所提供的數據可以對模型（1-5）進行估計，得到如下估計模型：

四、實證分析結論

從單因素的回歸分析可以看出貸款余額（LOAN）與GDP存在因果關系，金融相關率（FIR）與經濟增長指標GRG、GRE均存在因果關系。這一實證分析的結果表明江蘇金融發展與經濟增長兩者之間存在正向相互促進效應。

從多因素的回歸分析可以看出經濟增長與三種金融指標之間的內在關系，具體分析如下：

1.江蘇省的金融相關率FIR與經濟增長指標GRG、GRE之間存在正相關關系，說明江蘇省金融行業發展程度越高，則經濟增長速度就越快，從這個層面上來說江蘇金融行業的發展加快了經濟增長。分析其原因，一是因為江蘇目前經濟發展的結構單一，大量企業對以銀行為代表金融機構的依賴性強烈，所以金融機構存貸款數量的增加對經濟增長的作用非常顯著；另一方面，如果區域性的金融機構有足夠的經濟實力為本地區經濟的發展提供雄厚的資金支持，這就有利于區域經濟的成長，進而產生規模遞增效應。

2.江蘇的金融中介效率與不同經濟增長指標呈現出了不同的相關性，一方面說明金融中介效率是促進經濟增長的有力因素，另一方面也說明江蘇金融效率存在不足。金融中介效率即為金融機構的資金投放于運行的效率，金融機構的運行效率越高，對經濟的促進作用就會越明顯，因為金融中介效率在代表了金融機構將儲蓄轉化為投資的效率，轉化率越高就意味著金融機構將會把更多的存款或者閑置資金投放到股票、債券、基金等證券市場上，以此來激活整個市場。

3.江蘇省證券市場的運行對經濟增長的貢獻不明顯，甚至呈現負相關，即證券市場對江蘇經濟增長促進作用十分有限。究其原因，主要是有價證券的價格受到多種非經濟因素的干擾，如心理預期、股價操作等，再加上證券市場監管不力、透明度低，導致江蘇證券市場發展不成熟。此外某些上市公司通過資本市場而籌集的資金并非用于生產性的項目，而是轉為他用，制約了證券市場發展對經濟增長促進作用的發揮，無法顯現證券市場在協調配置金融資源方面的作用。因此，與發達國家相比，江蘇證券市場發展較為滯后。

五、協調江蘇金融發展與經濟增長政策建議

（一）增加江蘇金融體系內非國有金融機構的比例

江蘇金融業總體規模的發展與增加值比重的提高對經濟增長有著積極地推動作用，但是金融業增加值指數對地區經濟增長出現了阻礙經濟增長的不利影響，這一結果表明江蘇金融結構的發展存在問題。國家或地區在發展經濟、調整或改進產業結構的過程中除了要長期保持對金融行業增加值的投入與穩步增長，更應該加強對金融發展整體規模與結構的重視。雖然在近些年來江蘇憑借優越的地理位置與國內金融中心上海的輻射，金融業整體發展迅速，但是在發展過程中也出現了地區差異顯著、金融結構過于單一等問題。就省內發展來看，蘇南和蘇北金融發展程度就存在嚴重的不平衡：以蘇州、無錫、常州為代表的蘇南地區已經形成了以中國人民銀行為領導，國有商業銀行為主體，非銀行、外資金融機構并存和分工協作的金融體系，而且具有期貨、期權、保單等豐富的金融工具。而蘇北地區卻金融產品種類少，金融組織結構單一，除國有商業銀行、城市商業銀行和農村信用合作社外，其他非國有類型金融機構如信托投資公司、基金管理公司等則較少在蘇北地區開設營業點。

江蘇目前的政策性銀行，國有商業銀行，國有控股的保險、信托、證券等行業的非銀行金融機構在整個金融業中占有非常高的比重，已經造成國有金融成分在金融體系中的壟斷局面，只有打破這種壟斷局面，降低國有金融成分的比重，提高股份制商業銀行、信托投資公司等非國有金融機構的比重并且逐步放松金融管制，降低銀行業進入壁壘以解決當下中小企業、民營經濟與農村的金融需求困境，才能起到改善江蘇金融結構，優化金融體系的效果。

（二）合理發展資本市場，提高直接融資的份額

由具體金融發展指標對經濟增長指標影響的數據分析結果可知目前江蘇省資本市場（如股票、債券交易市場）發展所產生的影響沒有能夠起到優化的效用，甚至還表現出阻礙經濟發展的反作用。但是縱觀多個發達國家金融市場的發展可知成熟、多層次資本市場與其他金融市場相比具有高效配置金融資源的絕對優勢：首先企業可以通過資本市場籌集到足夠的資金，保證企業在成長過程中獲得所需的人力、物力資源；其次資本市場價格的波動性特點，也時刻激勵著企業更加謹慎地經營，使得企業不但注重眼前的利益，還對企業的可持續發展進行科學合理的安排與規劃；而且資本市場高效配置金融資源的優勢可將大量資金流向發展前景廣闊的優質企業，利于這些企業擴大規模和提高生產率，從而發展經濟。所以資本市場可以作為江蘇金融發展的潛在有利因素。

目前江蘇地區整體金融資本市場普遍存在著資本證券化率較低，上市公司與資本市場沒有做到資金流與信息流的有效整合，該省在國民經濟體系中的經濟地位與上市公司質量不相適應，企業直接融資比重偏低而股權融資比例偏高以及大型企業地區分布不均衡等問題，嚴重阻礙經濟總量的增長速度。

針對以上問題，首先江蘇各大上市企業應該突破經濟體制和限制政策的阻礙，完善并發展資本市場的功能，建立起融通資金、分散風險、高效配置資源、加快產業結構轉型等功能完善的長期資本市場體系，使得政府機構、工商企業、房地產經營商等資金的需求者都能夠參與投融資活動，為長期金融市場的發展注入活力。其次應改善上市公司質量，建立完善的企業制度。對待品質優良或發展前景廣闊的上市公司，政府要實行適度的優惠政策扶持，鼓勵并提高其研究開發的投入力度，加快優勢企業的創新步伐與跨越式發展，建立創新機制，實現研究成果與經濟發展需求的相互配合并促進地區產業結構的改善。再次應建立層次分明的資本市場體系，提升企業（尤其是非國有企業）的直接融資比重，促進企業融資渠道的多元化進程，實現江蘇省資本市場全面發展。最后，省內各地區還要加快培育上市公司后備軍，推動更多具有發展潛力的企業上市，尤其是上市公司數量偏小，經濟也較為落后的蘇中、蘇北地區。

（三）注重金融安全與金融中介運行效率

金融安全最主要考慮的問題是金融業的穩定，要求對一切可能危及金融發展安全的因素實習規避，但是金融效率更加重視各種金融資源配置優化，金融資源配置最優化表現為經濟體創造的實際價值，金融安全與效率屬于金融發展的兩個不同方面，二者的目的均是通過優化配置金融資源，促進資金融通并且造福于整個社會。因此，只有同時兼顧金融發展過程中的安全與效率，江蘇金融發展與經濟增長才能面對金融全球化的挑戰，實現金融業高速、穩健的發展。

對金融安全與效率的重視并不表示二者的平衡或對等。因為對金融的監管是伴隨交易規模的擴張與速度的加快而不斷變化的，對應各個發展階段都有與之相對應的監督、管理理念。一般來說金融發展要經歷三個時期，一是本地金融市場時期，二是國際金融市場取代本地金融市場時期，三是全球化國際金融交易市場取代國際金融市場時期。同時，對于金融監管的理念也因而發生變化，從一開始只立足于安全這一監管目標，到發展為以金融經濟資源配置高效為追求的理念，再到以增強本國各大類金融機構綜合實力為首要考慮因素的現代監管理念。金融機構綜合實力的提高，應該在保證提高金融運行效率的同時，重視金融發展的安全。面對經濟、金融全球化的激烈競爭，只有秉承效率優先、同時兼顧金融安全這一理念，江蘇的金融發展才能在保持金融秩序安全穩定的基礎上，提升其在國內外金融市場上的競爭力，實現江蘇金融發展現代化。（作者單位：云南師范大學經濟與管理學院）

參考文獻：

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中圖分類號：F83文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）10-0087-02

一、金融發展與縣域經濟增長的實證分析

（一）指標的選取和數據說明

由于金融機構和金融市場的變化可以通過與之相關的金融資產的變動來反映，本文重點研究的是縣域金融發展和經濟增長問題，所以在選取變量時，主要考慮縣域金融體系中存在的并易于獲取數據的變量。

1.金融發展指標。由Raymond.W.Goldsmith提出的金融相關比率（FIR），作為衡量縣域金融發展水平的指標，即人們所稱的“金融化”指標，它是金融資產價值與經濟活動總量的比值，金融資產包括非金融部門發行的股票、債券等和金融部門發行的通貨、存貸款、保險單等金融工具。同心縣金融體系發展相對滯后，金融資產的結構相對單一，這里我們用縣域金融機構的存、貸款總額與地區生產總值來衡量金融相關比率，定義存款為SAV，貸款為LOA。

FIR=■（SAVi+LOAi）/■GDPi

2.經濟增長指標。我們采用最能充分反映縣域經濟綜合發展能力的國內生產總值（GDP）作為縣域經濟發展的主要考察指標。根據本地數據的可取得性我們用全社會固定資產投資（FAI）和居民消費（RC）作為影響GDP的指標。在本文中，由于GDP、FAI、RC序列的數值很大，為了減弱序列的波動性誤差對統計結果的影響，我們對原序列取自然對數（取自然對數不影響序列的變化趨勢），即LGDP=LOG（GDP）。

3.數據來源。本文以寧夏同心縣為主要研究對象，研究縣域金融支持與經濟增長的相關關系，采用1980―2009年《同心統計年鑒》和2007―2009年《寧夏同心經濟要情手冊》期間金融機構的存貸款、全社會固定資產投資、居民消費支出與國內生產總值的時間序列數據進行分析。

（二）統計方法和計量模型的建立

實證分析主要使用同心縣地區生產總值、社會固定資產投資總額、居民消費水平以及金融相關比率等指標研究其相關關系。從計量分析方法而言，由于上述各指標均為時間序列數據，實證研究將依次進行平穩性檢驗、回歸分析和Grange因果關系檢驗，然后在此基礎上根據同心縣金融發展和經濟增長的實際情況對實證結論進行解釋。本文應用Eviews6.0進行分析，建立計量經濟模型如下：

LGDP=C+α×FIR+β×LFAI+λ×LRC+εt （模型1）

其中：C為常數項，εt 為隨機擾動項。

（三）變量單位根平穩性檢驗

在進行具體的檢驗方程估計和相關檢驗之前，通常都需要進行單位根檢驗，以考察經濟變量是否具有時間趨勢，進而確定是否有必要采用協整分析方法。本文利用ADF（Augmented Dickey―Fuller）法檢驗變量LGDP、FIR、LFAI、LRC的平穩性，結果在對各統計變量原序列（LEVEL）進行單位根檢驗時，t統計值均大于t統計量的臨界值，表明原序列是非平穩的。但在對其一階差分ADF檢驗的t統計量值都比在1%、5%、10%顯著性水平下t統計量的臨界值小，因此可以拒絕原假設，即認為各變量的一階差分沒有單位根，也即各變量是一階差分平穩的I（1），可以對其進行回歸分析。

（四）回歸分析

用最小二乘法OLS對模型1進行回歸，結果如下：

LGDP=0.636182-0.003295×FIR+0.1590×LFAI+0.818569×LRC

（0.129898）（0.068771）（0.022934） （0.030878）

R2=0.9967，R2=0.9963D.W.值=1.979948

從回歸結果可以看出，t統計量都很顯著，并且相應的概率值Prob

（五）Grange因果關系檢驗

通過對模型的回歸分析可知，金融發展與縣域經濟增長確實存在一種相關關系，但是這種相關關系是否構成因果關系，還需進一步的研究。Grange因果關系檢驗可以用來確定經濟變量之間是否存在因果關系以及其影響的方向。檢驗的原假設是：“FIR不是引起LGDP變化的Grange原因”或“LGDP不是引起FIR變化的Grange原因”。檢驗的基本過程是看FIR所估計出的系數與LGDP所估計出的系數在統計上是否整體顯著地異于零。

根據Granger檢驗原理，可以知道Granger因果關系檢驗是通過有限制條件回歸和無限制條件回歸的殘差平方和是否發生顯著變化來實現的，因此檢驗統計量為F統計量，對于第一個原假設，其F統計量=10.4086，相應的概率值Prob=0.0006，小于1%的顯著性水平，因此拒絕原假設，即可以認為“FIR是引起LGDP變化的Granger原因”。同理，“LGDP是引起FIR的Granger原因”。在Granger因果關系檢驗過程中滯后長度Lags是任意選擇的，并且Granger檢驗結果依賴于檢驗回歸模型的滯后長度，因此在進行因果關系檢驗時，通常對不同的滯后長度分別進行檢驗。

二、結論分析

上述檢驗結果表明，在二至四年的滯后期下，同心地區縣域經濟增長和金融發展是存在著雙向因果關系，即縣域經濟的增長和金融發展之間是相互促進、互為因果的關系，但另外也應看到在同心縣存在著金融抑制現象，這與同心縣域金融體系不完善，金融市場機制不健全的現實吻合。一是縣域經濟的增長是農村金融發展的基礎。農村的經濟基礎是農村金融機構存在和發展的物質載體，農村經濟的規模、結構和效率決定了農村對于金融服務的有效需求和金融市場的活躍程度。農村產業結構的調整，經營規模的擴張所需要的投資會要求農村金融機構提供更多的信貸支持，它們發展所積累的剩余資金也為金融機構動員更多的資金提供了必要保證。二是農村金融不斷發展和支持是農村經濟發展的是催化劑。涉農金融機構為農業生產和農民生活長期提供著資金支持，雖然由于制度和銀行經營體制方面的原因，使得農村資金不能得到最高效的利用，農村資金無法滿足農村經濟發展的需要，但這些金融機構的存在確確實實為農村經濟的發展在持久地作著貢獻，為農業的產業結構調整和農村鄉鎮企業的發展提供著資金支持。

三、政策建議

1.轉變經濟發展方式、調整經濟結構，為金融支持營造良好的外部環境加大工業化進程，努力實現工業經濟在國民經濟中的主導地位，大力發展以服務業為主的第三產業，優化產業結構；改變農村生產經營方式，提高縣域居民收入，改善農戶信用狀況，增強農村金融自身能力的內在動力。依托特色農牧產業和龍頭企業，以規模化帶動特色產業的市場化；發展新型能源產業，同心地區具有豐富的風能資源和太陽能資源，這應當成為發展新能源的基礎。

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一、問題提出與文獻綜述

在眾多經濟學重要課題中，金融進步和經濟發展存在的爭議問題，受到經濟學家的關注。在理論方面和實證層面上，都影響著對實體經濟與虛擬經濟的理解和處理。

從理論層面分析，早期的古典經濟學家與新古典宏觀學派認為金融發展與經濟增長之間沒有因果關系，貨幣金融變量對于實體經濟而言只是一層面紗。金融發展處于“供給主導”地位。

在實證分析上，Goldsmith在《金融結構與金融發展》中對金融發展與經濟增長的關系進行了跨國的比較分析，對這一領域進行了開創性的研究，結果表明金融進步和經濟擴大化之間存在著密不可分的關系。

因此，從目前的情況而言，關注金融進步和經濟增長之間的因果關系有著重要的政策意義，尤其是對于發展中國家。本文將基于國內專家的理論研究和實踐研究，對國內目前金融行業發展與經濟之間存在的辯證研究。

二、實證分析

（一）指標與數據

衡量金融發展，國際上通用的標準：麥氏指標（M2/GDP）和戈氏指標（全部金融資產/GDP）。戈氏指標別稱是金融相關比率（FIR）。許多學者選擇這兩個指標進行實證分析，這兩個指標局限性在于都僅僅測度的是金融規模，實際上并不能完全代表金融發展程度。馬正兵（2008）據此應用第一組數據與經濟增長向量開展典型相關分析，構建了一個金融發展指標=1.2015×M2/GDP―0.0465×PRIVATE―0.2248×SVT/GDP，應用路徑分析方法探討了我國金融發展作用經濟增長的效應和路徑。本文將應用馬正兵（2008）所構建的金融發展指標對金融發展與經濟增長進行協整分析與格蘭杰因果檢驗。

對于經濟增長指標的選取，回顧歷年文獻，之前的學者有選擇GDP、GDP的增長率或者人均GDP的。本文選擇人均實際GDP作為衡量經濟增長的指標變量。

考慮到我國證券市場發展較晚及部分稻2009年之后缺失，我們采用數據樣本區間為1992-2009年。數據來源于歷年《中國統計年鑒》及《中國金融年鑒》。為了實現除去不穩定的時間序列的不同方差情況，同時實現變量間的彈性系數，對人均實際GDP和金融發展指標進行自然對數變換，分別用LnARGDP和LnFD來表示。應用Eviews軟件對數據進行處理。

（二）單位根檢驗

如果變量之間的信息在產生中是不穩定的時候，我們需要對這兩個不平衡的時間程序做回歸分析，這樣對導致虛假回歸情況的存在。因此，在進行檢測以前，對這些時間程序進行是否平穩進行檢測。在這個過程中，我們采用ADF方法對lnARGDP與lnFD兩組變量進行單位根檢驗。經檢驗，lnARGDP和lnFD均為I（1）過程，符合協整檢驗的條件。

（三）協整檢驗

本文在這里采用E-G兩步法協整檢驗來分析人均實際GDP和金融發展之間是否存在著長期均衡的關系。

第一步，對同屬I（1）過程的lnARGDP和lnFD兩個變量的時間序列采取最小二乘估計（OLS），模型的估計結果為：lnARGDP=7.9594+0.8380lnFD

（87.9838）（4.0788）

R2=0.5097F=16.6362

第二步，對上述模型的殘差e進行單位根檢驗，仍采用ADF檢驗，人均實際GDP和金融發展之間存在著長期均衡的關系。方程回歸系數表明，金融發展對人均實際GDP的彈性為0.8380，即金融發展深化1個百分點，人均實際GDP可增長0.8380個百分點，這說明金融發展對經濟增長的促進作用顯著。

（四）格蘭杰因果檢驗

1988年格蘭杰提出的因果關系檢驗模型為：

[Yt=α+i=1mβiYt=i+j=1nγjXt-j+μt]

上式中：Xt，Yt分別代表兩組變量Xt-j為Xt的滯后值，Yt-i為Yt的滯后值，α是常數，βi，γj為回歸系數，μt為隨機誤差。

零假設檢驗為Ho：“X不是引起Y變化的原因”，如果系數γ1，γ2，…γn中至少有一個顯著不為零，則拒絕零假設，接受“X是引起Y變化的原因”。

對兩變量進行格蘭杰因果檢驗，發現lnARGDP和lnFD存在著單向因果關系，即金融發展是經濟增長的原因，但人均實際GDP的變化對金融發展的深化沒有統計意義上的因果關系。當前情況是金融進步和經濟發展之間相互聯系，維持長時間的相互平衡。金融發展幫助經濟發展，在另一方面經濟進步沒有給金融發展提供較為明顯的推動作用。

三、結論與建議

本文通過采用協整分析與格蘭杰因果檢驗研究了國內經濟發展和金融進步之間聯系，中國在上世紀末到本世紀初的近二十年期間存在從金融發展到經濟增長的單一因果關系。我們的結論支持了“供給主導”的理念，就是金融的進步幫助了經濟的發展，而不是經濟發展對金融服務的被動體現。

通過以上分析，金融進步應該得到政府的足夠重視，為了維持國內經濟的不斷進步，有必要進行金融行業的改革，保持金融行業規模的擴大，推動金融結構優化，改善金融效率，維護金融安全穩定，充分發揮金融發展促進經濟增長的重要作用。

參考文獻：

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區域經濟增長取決于不同的經濟條件，其中一個重要的共性條件就是金融與財政所帶來的資本積累。金融發展和財政支出在經濟發展過程中發揮著吸納資金和配置資金的作用，能否充分吸納社會閑置資金及有效配置資金是財政金融是否有效支持經濟增長的關鍵。目前,國內對財政支出金融發展的研究主要是采用了實證研究,而其理論研究基本上是西方財政金融理論在我國的運用和演化。本文以廣西經濟環境為研究背景，通過實證分析驗證廣西財政金融對經濟增長的影響。

一﹑研究設計

（1）樣本的選取和數據來源

考慮到調查樣本的代表性和可獲得性，本文用國民生產總值GDP來表示經濟的增長；從當前廣西金融發展水平來看，金融支持經濟的增長主要還是通過信貸途徑，故用全區金融機構年末貸款總余額來表示；用財政支出總額來衡量財政支出對經濟增長作用的指標。

各指標來源于1978—2010年《廣西統計年鑒》和《廣西金融統計年鑒》的年度數據作為樣本。為了剔除價格的影響因素，所有的數據均除以了居民消費價格總指數而得到實際值。同時為了避免數據的劇烈波動，對GDP、金融機構年末貸款總余額（X1）、財政支出總額（FE）進行了對數化處理，得到相應的指標LGDP、LX1和LFE，相關數據的處理主要使用EViews6.0分析軟件。

二、實證分析

（1）單位根檢驗。我們需要對時間序列數據的平穩性進行檢驗，在時間序列分析中為避免出現虛假回歸而造成結論無效，常用的是擴展的Dickey-Fuller（ADF）單位根檢驗。本文采用ADF檢驗，檢驗式為：

yt=c+αt+ρyt-1+ +ut

其中，yt是待檢驗的時間序列，c是常數項，t為時間趨勢，k是滯后期，ut是隨機誤差項。原假設是H0：ρ=0，備擇假設是H1：ρ

在對實際生產總值（LGDP）, 實際金融機構年末貸款總余額(LX1)，實際財政支出總額(LFE)水平值進行檢驗時，發現結果并未拒絕原假設，由此可知這三個變量均存在著單位根。進而對三個變量進行一階差分后，則ADF檢驗結果顯示LX1，LFE,LGDP均拒絕原假設，是一階單整，具體檢驗結果如表一所示。

（2）協整檢驗

協整檢驗的思路即:如果變量之間的某種線性組合是平穩的,則隨機變量的非平穩的時間序列是同階單整的,即變量之間的關系可能是協整關系,否則就不存在協整關系"我們一般用兩種方法來檢驗變量之間的協整關系,分別是特征根跡檢驗和最大特征值檢驗"本文中采用的Johansen極大類似值估計法。

在實際生產總值（LGDP）, 實際金融機構年末貸款總余額(LX1)，實際財政支出總額(LFE)為一階差分平穩的基礎上，本文采用johansen協整檢驗，以檢驗在三個變量之間是否存在長期穩定的某種關系，檢驗結果見表2所示。

Johansen協整檢驗的經統計量和最大特征值統計量檢驗均顯示，三個變量LGDP,LX1，LFE之間存在顯著的協整關系，其協整方程為：

LGDP=3905.35+0.85872LX1+0.070924LFE

6.39600 16.43888 1.227709

R2 =0.996898 F= 482.8931 DW= 1.6531

由回歸結果可知，在1978年期間，對經濟增長相對具有較大正向作用的是金融機構，因為方程中系數是0.85，表明金融機構貸款每增加1%，GDP增加0.85%。財政支出對經濟的增長起正向的作用但并不是非常顯著。這一結果與當前金融業成為我區經濟發展的重要支柱相符合。

（3）格蘭杰因果檢驗

通過協整檢驗我們可以判斷變量是否存在長期均衡關系,但我們還要進一步驗證變量之間是否構成因果關系"這就需要用到格蘭杰因果檢驗(GrangerCausalityTest)了"格蘭杰因果檢驗(GrangerCausalityTest)的基本思想是/現在和過去可以影響未來,但未來是不能影響到過去的0,這也就是說時間發生的時序是十分重要的"即:只有變量X的變化發生在變量Y之前,變量X才是引起變量Y的原因,同樣如果變量Y是引起變量X的原因,那它也要發生在變量X之前。具體方法是,對于回歸方程:

原假設為Y不構成對X的因果性,即H":p:=pZ=,日k=0,則在原假設成立的情況下:

～ F(k,T-2k)

其中SSEr為施加約束時的殘差平方和(也就是沒有Y的情況下X自身做回歸的殘差平方和),SSEu為沒有施加約束時的殘差平方和,T為樣本容量,k為最大滯后階數，這個檢驗的思路是,如果考慮Y的情況下的殘差平方和小于沒有Y的情況下的殘差平方和,就認為Y和X有因果性。

為研究經濟增長與金融機構，財政支出之間的因果關系，我們利用格蘭杰因果關系檢驗法，經一階差分運算后得到結果如下表所示。

從格蘭杰因果檢驗結果來看，GDP的增加是財政支出增加的原因，財政支出并同樣是引起GDP值變化的原因。兩者互為因果關系。同樣金融機構貸款額LX1與GDP互為因果關系。

三、結論與對策建議

（1）結論

1.金融支持和財政支持對經濟增長的帶動作用都是顯著的。其中，信貸投入的邊際經濟產出要高于財政支出的邊際經濟產出，即通過信貸途徑所產生的經濟效應比通過財政支出途徑產生的經濟效應要高。通過進一步加大信貸投入可能提高資金利用的總體效率。

2.金融信貸投入和財政支出的產出效率總體偏低。計算信貸投入和財政投入的單位經濟產出發現，各投入的產出基本屬于較低水平，單位產出都不到1.且隨著時間的變化，信貸投入的單位產出有逐年降低的趨勢。

（2）對策建議

1.完善區域金融結構，建立多元化金融機構體系，提高廣西金融業的整體水平。有效的金融體系表現在其所提供的金融服務能滿足復雜、多層次和多樣的金融需求，而廣西目前的金融體系過于單一，只有通過發展多元化的金融機構，才能滿足和刺激各種金融需求和引致需求，促進金融業的競爭，提高金融服務效率。

2.規范財政支出規模，調整財政支出的結構。總的來說公共支出規模對當地經濟的增長有積極的作用，改革公共支出規模應有效使用財政支出政策，并將其作為一個宏觀調節經濟的工具，保持財政支出的適當規模，促進地方經濟的發展。雖然財政支出規模與經濟增長呈正比例關系，但不能盲目地擴大財政支出的規模。其次財政投入的產出效率偏低，主要體現在財政投入的結構不合理。財政投向應結合廣西經濟發展的實際需要和具體情況，建立合理的財政支出框架，以規范財政支出預算體系，提高財政投入效率。

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篇8

一、問題的提出

__市位于__省東南部高寒山岳地帶，全市平均海拔高度在__x米之間，全市農村人口__x萬人，占全市人口的33.3％，全市農村總戶數__x萬戶，農村勞動力__萬人。全市耕地總面積____平方公里，農村人均占有耕地面積0.148公頃，僅為全省平均水平的1/6。20__年全市農業總產值實現__x億元，占全市gdp的24.1％，是全省平均水平的21％；糧食總產量__x萬噸，年均增長4.8％，比全省平均水平低4.1個百分點；農民現金收入為____元，年均增長6.2％，分別比全省平均水平少435元和低1.8個百分點。

目前，__市農村經濟發展表現出了“經濟發展乏力、農民增收困難、農民生活環境較差、受教育水平低”等諸多問題，其中也集中反映了金融服務能力不足、結構差異較大等深層次問題。雖然目前__市農村有農業銀行、農業發展銀行、農村信用社、郵政儲蓄以及其他商業性金融機構，但是，隨著金融體制改革的深入，商業性金融機構越來越注重效益，而由于農業經濟發展滯后，支持農村經濟無利可圖，還可能帶來金融風險，金融業因此對農業服務力度不足，已成為新農村建設、徹底解決“三農”問題的一大制約因素，這個問題不解決好，將影響社會主義新農村建設的進程。

二、影響金融支持新農村建設的因素分析

（一）農村金融服務的客戶需求特征

隨著農村經濟結構調整以及農業和農村經濟向規模化、多元化和產業化的不斷發展，__市農戶、種養大戶和特色農業產品企業對信貸資金的需求量越來越大，各層次的農村客戶的金融服務需求滿足情況也存在差異。

1、以消費型為特征的小額資金需求滿足度較高。主要表現為廣大農民由于蓋房、看病、婚喪、子女教育等需求向農村信用社借貸，這類消費型資金需求額度一般為幾百元到幾千元，農村信用社普遍能滿足農戶的需求。

2、以維持簡單農業再生產而形成的資金需求基本可以滿足。表現為農戶因發展簡單農業再生產而需要向信用社借貸資金購買農具、種籽、肥料、農藥等等。這類貸款需求面廣，需求的資金額度一般為幾千元到上萬元不等，__市農村信用社受支農再貸款帶動，對此類需求支持力度也較強。

3、擴大農業再生產而形成的資金需求滿足度較低。如各類種植、特色農產品產業化、養殖大戶和其它農業企業組織在發展農業再生產過程中，由于自籌資金不足或流動資金緊缺而向農村信用社申請貸款扶持。這類客戶需求資金較大，但農村信用社滿足程度較小。

（二）農村金融服務供給結構及現狀

1、農信社成為農村金融服務的主力軍。截止20__年末，__市有農戶____x戶，有貸款需求的農戶____x戶，得到貸款的農戶____x戶，占貸款需求農戶的66.5％。全市農村信用社農業貸款余額和年累計發生額分別為__x億元和__x億元，占全市農業貸款余額和年累計發生額的比例分別為79.2％和67.6％。

2、農村貸款執行利率上浮幅度較大。據了解，農信社由于考慮抗風險因素能力、經營效益、市場競爭等因素，目前對農業及農戶貸款利率一般執行上浮80%-100%。較高的利率浮動一方面有利于彌補農村信用社貸款運行成本偏高的不足，另一方面加大了農民的實際負擔。

3、農村貸款額小面廣，種類單一。經了解，__市農信社發放的“三農”貸款種類較為單一，多為農戶擔保貸款，農戶小額信用貸款、聯保貸款等其他形式的貸款，數額較大的農業貸款發放較少，由于貸款額小面廣，無法滿足上規模的農業種養大戶和其他農業生產組織的資金需要。

（三）影響農村金融服務支持新農村建設的因素

1、農村金融服務體系不完善，整體功能不強。表現在：一是政策性銀行功能弱化，商業銀行功能缺位，農村信用社等合作性金融機構整體實力不強。二是涉農金融機構運行機制尚不靈活。

2、防災抗害保險體系尚未健全完善，抗自然災害能力脆弱。自20__年以來，__市相繼發生了長期干旱、霜凍、局部區域凍雹以及檢疫性蟲害，給農業生產造成巨大損失。20__年度全市耕地受災面積約____公頃，年底農作物減產約在3成左右，直接經濟損失約____萬元，其中有農業保險補償的僅為2％。

3、農村教育信貸投放空白，農民受教育的權益很不平等。目前，__市農民受教育程度還很低，教育信貸投放也處于空白階段。一是農民教育資源低，且沒有教育資源信貸支持。一方面，農民教育資源的數量明顯偏低。另一方面，農民占有教育資源的質量明顯偏低。農村學校的校舍、設施設備以及教學水平都難以與城鎮相比，不少農村中小學的音樂、體育、美術、外語

、計算機教師嚴重缺乏，有的甚至無專業教師，無法開課，不少農村中小學的音、體、美以及計算機設備設施匱乏，圖書少而陳舊。二是農民子女享受教育的成本高，且沒有助學貸款支持，只能以農戶貸款填補。4、農村社會資金“抽走”多、“反哺”少，農村信貸投放后勁乏力。首先是國有商業銀行基層機構的撤并和職能調整，從1997年起對縣級機構的貸款權限上收，使相當部分縣級以下機構成了單純吸收存款的機構，使本來就原始積累不足、缺乏資金的部分農村社會資金直接被抽走倒流投入城市，在不發達地區的農村尤為突出。其次是定位“只吸收存款不發放貸款”的郵政儲蓄，以其郵政代辦點遍布鄉村和辦理郵政匯款的優勢，將農民出售農副產品的資金和外出打工人員匯回的資金，最大限度地吸收逐級上劃轉存人民銀行。

5、農村信貸資金流向和結構不合理，無法切實促進農業產業結構調整。一是貸款種類單一，多為農戶擔保貸款、農戶小額信用貸款、聯保貸款；二是農戶貸款利率偏高;三是貸款期限不盡合理，貸款期限時間最長不超過一年，沒有中長期貸款，這與很多養殖業、種植行業的生產周期不匹配。貸款到期后，農民不得不借民間資金還貸，或因無法按時還貸而必須擔負更高的利息費用，既影響農民的正常生產，又增加了貸款成本，也不利于農業生產和農民增收；四是貸款額小面廣，覆蓋率大，但對規模化農業大生產的資金需求相對不足。

6、農村組織貸款、消費信貸結構的缺陷，制約了農村就業形勢改善和精神文明建設。

一方面,__市種養大戶、產業化龍頭企業和其他涉農企業擴大再生產貸款的投放力度較小，滿足程度不高。因此，信貸投放總量不足、信貸結構的缺陷影響了農村企業的發展，繼而影響了農民企業就業形勢的改善。

另一方面，__市農業人口占全市人口的32.8％，但其消費信貸余額僅占全市消費信貸的2％，而農村精神文化產品信貸投放至今尚屬空白。農民的精神權益則更為缺失。

7、金融服務落后，進一步制約了新農村建設。

農業經濟發展的結算渠道不暢，農村異地匯款結算難。隨著國有商業銀行網點紛紛從鄉鎮撤離，在鄉鎮保留的郵政儲蓄和農村信用社只具有同城、同地匯兌結算功能，而不具備跨市、縣特別是跨省等異地匯兌結算功能，這就為農產品的大量外銷，在資金結算上設置了障礙，影響了農產品的流通和銷售。一些農民懊喪地說，現在農村水路通了、電路通了、公路通了、廣播電視通了，而資金匯路卻不通了。

三、加強金融支持力度促進新農村建設的措施和建議

（一）創新現代農業保險發展意識。一是現階段開展農業保險應逐步建立多層次體系、多渠道支持、多主體經營的符合區域實際的農業保險制度；立足于政策扶持，商業運作的經營原則；實行農業保險經營模式多元化，因地制宜地選擇確定經營模式。二是培育發展農業保險市場，積極探索現代農業保險發展實踐。根據“先起步、后完善，先試點、后推廣”的原則，在全市范圍內逐步依靠政府支持，開展保險公司與政府聯辦、為政府代辦以及保險公司自營等多種形式的農業保險試點工作。人民銀行應牽頭聯合政府及保險部門，著手研究制定政策性農業保險鼓勵支持政策，建立政策性農業保險保障的種植業和養殖業目錄，共同組成農業保險試點工作小組，保證農業保險實踐工作順利開展。

（二）全面推進農村金融體制改革，加快健全多種金融機構分工協作、平等競爭的農村金融體系。

1、將完善郵政儲蓄制度與建立有效的農村資金回流機制統籌協調起來。一是改變郵政儲蓄的“大儲蓄所”的經營機制，加強信貸投放的激勵機制。二是擴大人民銀行對農村正規金融機構的再貸款支持制度，增強再貸款帶動效應，借此促進郵政儲蓄存款回流農村。

2、適應糧食流通體制改革和農業結構調整的需要，重新整合政策性金融業務，調整其業務載體。健全農業發展銀行的政策性金融功能，放寬其經營范圍，將產業化龍頭企業的收購資金納入農發行的支持范圍。

3、制定政策，鼓勵并要求商業銀行將在農村吸收的資金更多地用于農村。一是要求在農村設立網點的商業銀行，包括郵政儲蓄抽出一定比例資金支持當地農業經濟發展。二是適當下放商業銀行貸款審批、發放權限，在保證資金安全的基礎上適度支持規模化、區域化、產業化的農業種養大戶發展農業經濟。三是商業銀行應改變作風，增強為農村經濟發展的意識，積極開發農村的信貸品種，拓寬新農村金融服務領域。

4、堅持農村金融立足于為新農村建設服務的經營方向，不斷提高金融服務水平。不斷增加助學貸款、消費信貸、異地匯兌等服務品種，改進貸款規程，簡化貸款手續，對貸款期限的確定堅持宜長即長、宜短即短的原則，靈活掌握，合理確定，有意識加大弱勢群體的貸款，幫助弱勢群體致富。

5、研究制定有關財政貼息政策，切實減輕農民貸款利息高、負擔重的問題。堅持扶持農業經濟發展為主題，農民擔負的農業貸款利息盡可能按人民銀行基準利率執行，對支持新農村建設的農村信用社即可繼續執行現行貸款利率的上浮政策，利息差額由財政部門來彌補。這樣既可減輕農民貸款利息的負擔，有利于支持農業生產發展，又可以支持農村信用社的可持續性發展。

6、建立和完善農村擔保機制，規避農村金融風險。一是政府出資建立農業信用擔保機構，積極拓展符合農村特點的擔保業務，緩解農民貸款抵押、擔保難問題。二是建立農業擔保基金，由政府、農村企業、農戶等方出資，切實解決農戶和農村中小企業擔保難的實際情況。二是鼓勵現有商業性擔保機構開展農村擔保業務。三是發展農村互助擔保組織。四是強化縣鄉信用的綜合治理，切實改善社會信用，共同維護金融債權，提高農民信用意識，同時依法打擊惡意逃廢債務的行為。

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關鍵詞 金融市場 協同波動溢出效益 分析研究

在金融市場的強有效的機制下，與其市場有關的任何信息都會在第一時間被市場所吸收，所以從理論上講金融市場之間是不會存在任何波動溢出效應的。但是隨著金融工作者的不斷研究證實在實際情況下金融市場之間是存在溢出效應的。波動溢出效應是一種人們可以觀察到金融市場之間的信息傳導現象，是由一個市場的波動引起另個一市場波動。波動溢出效應只有大小之分，沒有正分之分，通過對以往波動溢出分析的文章的研究發現對于兩個市場之間的協同波動溢出現象的分析很少提及。本文著重對金融市場的協同波動溢出進行分析以及實證研究。

一、對波動溢出進行分析

在對金融市場的波動溢出進行分析時，通常會用GARCH模型來進行分析。金融市場得數據變化是隨著時間的變化而變化的，那么方差也就會隨之變化。在對波動溢出進行分析時要首先對數據的波動有一個大概描述，然會再用GARCH模型來進行數據的分析，最后通過分析結果來判斷金融市場的波動情況。

一般GARCH公式可以表示為

GARCH公式只能對數據的波動正相關現象進行分析，而不能對數據的負相關現象進行分析，這是該模型的缺陷，但是對波動溢出的分析是沒有影響的。

通過該公式對市場波動溢出效應分析的方法是通過對數據的方差變化的分析間接的對市場的波動進行分析，從實際情況來說方差的變化不一定就代表了市場之間存在溢出效應。其結果還會受到其他相關變量之間的影響。而且對于該種模型分析方法來說不能去直觀的分析出波動溢出發生的概率。對于一個金融市場來說，在實際情況中進行金融決策中，不能值針對與市場之間發生的波動溢出情況，還要對波動溢出發生的概率進行實際結合。

二、對協同波動溢出進行分析

波動溢出是指一個市場的變化對另一個市場帶來的影響，而協同波動溢出現象值得是有一個市場帶來的波動變化對與多個市場同時帶來的影響，由于市場影響因素復雜性是無法用對波動溢出分析的方法來對協同波動溢出現象進行分析，這也是目前金融市場分析手段的缺陷。由于對協同波動的分析設計到多組數據，所以GARCH模型的局限性限制了在波動溢出進行更深層次的分析。對于波動溢出分析我們通常用ICA方法進行相關分析。ICA是獨立分析的簡稱，在以往對協同波動分析時嘗試過用主成份分析的方法來對數據進行分析，該方法的核心是通過假設數據服從高斯分布，來找出數據的獨立成分。而在實際情況中數據往往是不符合高斯分布的，所以這種方法就不能去對所有波動情況來進行分析了。下面我們將主要來講述基于ICA模式下的SV模型的分析方法。

SV模型

基本的隨機波動模型

離散時間SV模型

在對協同波動進行數據分析時，先對SV進行估計分析。對于SV的分析方法有很多，在這里我們選用WINBUGS計算機軟件進行分析，這是一種非常簡便的分析方法，不需要太復雜的變成就可以實現對SV模型的參數估計。在得到參數估計之后我們需要對協同波動溢出進行判斷。我們要首先計算出市場日收益率t期波動Xt

通過對收益率的計算結果然后進行對SV模型的參數b的標準差進行計算，進而來判斷單個日收益率對整個金融市場的日收益存不存在溢出影響。

三、對金融市場波動溢出實證方法的研究

對于對上述的波動溢出分析方法的實證研究，我們可以以股市市場為例。我們可以去選取一段時間內的幾個股市指數來作為分析對象。在這里我們以上海綜合指數，深證成分指數，香港恒生指數，韓國綜合指數為分析研究對象。首先我們將各個股市的日收益率建模進行參數估計，我們可以用GARCH模型來建模分析，通過計算來得出股市各時期的日收益率參數。然后將這些日收益率參數帶入模型中的均值方程中進行均值分析。然后對這些均值我們進行比較分析，以均值參數是不是顯著為零來判斷各股市之間是否受到波動溢出影響。

四、結語

目前對金融市場的波動溢出的分析預測，對于從事金融行業的人來說是非常重要，因為它關聯著未來金融市場的動態變化，所以關乎著每一個金融決策。就目前來說，對于波動溢出的分析手段相對單一，而且每種方法都有缺陷存在。目前金融市場相對穩定，但是由于其影響因素較復雜，金融市場在未來的趨勢還是有一定的不確定性的。所以對與市場波動溢出的分析研究還需要我們進行下去，在現有分析模型的基礎上來進行更加深入的研究，填補現有的分析缺陷，增加對市場波動分析的精準性，把握金融市場的變化動態，做出高水平的金融決策減少投資帶來的風險。

篇10

隨著信息業的發展，資本的流動加大，金融產業得到空前發展，金融產業集聚效應已經得到越來越凸顯。在西安建設國際化大都市的背景下，研究西安金融產業集聚與經濟增長之間的關系，成為一項重要課題。但是，目前研究西安金融產業集聚與經濟增長的關系文章較少。本文通過西安2000年至2012年的金融經濟數據檢驗金融產業集聚與經濟增長的關系。

一、實證分析

在國外關于產業集聚的研究文獻中，產業集聚計算主要分為四種方法：空間基尼系數、產業集群指數、哈萊-克依指數、區位熵指數。本文主要采用區位熵指數方法，衡量金融產業的區域集聚程度。計算方法如下：

（一）單位根檢驗

首先在進行協整檢驗之前，進行檢驗單位根檢驗，確定單整階數，通過EVIEWS檢驗結果可以看出，經過一階差分后都是平穩序列，都是一階單整序列。結果見下表：

注：Δ表示一階差分。

（二）協整檢驗

從上面得到金融產業集聚指數和人均地區生產總值都是滯后一期是平穩的，可以進行OLS回歸，得到協整方程：

LGDP=980.45+7904.4LQ

（70.52）（39.87）

R2=0.943 DW=1.47

并對殘差序列進行單位根檢驗，通過平穩檢驗，是平穩序列。所以金融產業集聚與經濟增長長期保持著平衡關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

對LGDP和LQ進行格蘭杰因果檢驗，得到兩者具有長期穩定的互為因果關系。在滯后2期，經濟增長才是金融產業集聚的因果關系，說明，經濟增長到一定程度，才會對金融產業集聚有一定拉動作用。

二、結論

從本文實證結果來看，西安金融產業集聚和經濟增長兩者存在長期穩定關系，并且金融產業集聚對經濟增長的拉動更為主動，當經濟發展到一定時期，對金融產業集聚會產生促進作用。所以，加大金融產業集聚效應是提高西安經濟增長的一個有效途徑。本文結合西安目前金融發展現狀，認為可以從以下幾個方面著手：

（1）西安市政府應當加大對金融產業集聚發展的支持。西安市政府可以建立有關金融產業集聚的相關政策，促進金融區的發展，協助金融企業之間的交流合作。采取簡化審批手續，降低稅收等政策吸引金融企業入駐金融園區。并且可以吸引跨國金融公司來西安設立辦事處或者將總部建在西安，提升西安的知名度，發揮網絡輻射作用。政府還應當積極推動金融信息技術的建設。信息技術建設不但可以克服時間及空間的延遲，還可以節約交易費用，提高效率。

（2）推進人才建設。金融競爭的核心是金融人才。目前，金融業缺乏高級管理人才，所以應當加大高校和業界的教育以及后期培訓。也可以通過人才政策吸引一批具有豐富經驗的海外人才落戶西安，提高金融機構效率，進一步壯大金融產業發展。

（3）建立和健全金融監管體系

金融行業是一個風險集中的行業，所以要想金融業健康發展必須要有健全的監管體系。主要做到兩點：保證公平競爭環境和市場穩定。防范金融風險，為市場發展提供安全環境。政府必須出臺相應的法律和法規規范金融市場，為市場交易的正常及順利進行創造良好環境。金融產品不斷創新、金融服務方式也不斷在改變，監管不能夠落后在這些創新之后。監管機構應當及時更新監管理念，改進監管手段和工具，適應不斷快速發展的金融環境。

（4）加快金融創新，提高金融服務效率。西安金融機構應當加大金融產品、服務的創新，實現金融業的快速發展，滿足顧客不斷變化的金融要求，完善金融工具。積極開拓服務領域，擴大服務范圍，創新服務方式，整合金融資源，為社會不同群體提供全方位和個性化的金融服務，進一步發揮金融產業集聚效應。（作者單位：西安工業大學北方信息工程學院）

本文系西安工業大學北方信息工程學院院長科研基金Y1215研究成果

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