金融实证分析模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇金融实证分析，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

二、基于PCA方法的专业评估得分与排名

主成分分析（PCA）是一种对评价对象绩效进行综合评价与监控的多元统计方法，其基本原理是利用降维的思想，在损失很少信息的前提下把多个指标转化为几个综合指标（即主成分），用它们代替原始变量绝大部分信息，并保证彼此之间互不相关、互不重叠。PCA在研究指标众多、关系复杂的问题时，既不需要量纲一致，也不需要对指标进行赋权或重要性排列，而是通过提取主成分这一关键方法来进行得分计算。我们通过运行IBMSPSS19.0，发现KMO=0.705，BartlettSig.=0.045，基本符合相关性和显著性检验标准。进一步的方差分解，得出累计方差贡献率超过80%，主成分个数m=4。在成分矩阵的基础上，我们得到了4个主成分的分值，通过计算表2给出了结果。从综合评分F来看，2011年正分院校5所、负分院校7所，2013年维持同样的格局，得分较差的学校比例偏高，意味着金融专业人才培养总体效果不乐观，没有随着改革进程的推进产生整体性水平提升。同时，排名最后的山西金融得分还处于下降状态，隐现了该校金融专业建设有继续恶化的风险。与之相反，浙江经济、邯郸职院和江苏财经则一直居前3名，专业发展状况良好而稳定。从排名变化来看，进步较快的学校有北京财贸和长春金融，分别上升4位和3位，退步明显的则是辽宁金融和成都职院，分别下降6位和3位，后者变化的幅度高于前者，既凸显了各院校间专业建设水平的不均衡，又警示我们需防范可能存在的“弱者羸弱”效应[7]。从院校类型来看，分布在东部省份的学校得分靠前，西部的居中，中部的则暂处于靠后位置，专业建设效果呈区域非均衡特点，并与前文所述的专业分布情况、地区金融发展水平相一致。通过对各院校2011年和2013年得分和排名求均值，排行前50%强的为国家示范（骨干）建设单位，其次为省级示范（骨干）建设单位，最后是非示范（骨干）院校。一些以金融专业为龙头的学校也没有显示出强大的竞争力，而是仍在追求生源规模的扩大，如山西金融2013年在校生已达1027人，在样本院校中排名第一，但F值却排在最后。院校性质类别方面，邯郸职院和成都职院虽非财经类院校，但F排名仍较靠前，表明现阶段院校性质对金融专业得分的影响有待提高。

三、基于DEA方法的专业评估改进分析

前文对专业建设现状进行了主成分分析，但缺乏深层次原因剖析和改进方法。数据包络分析（DEA）是一种基于线性规划的用于评价同类型组织（或项目）工作绩效相对有效性的工具手段，其实质是根据一组关于多输入、多输出的决策单元值来估计有效生产的前沿面，并据此进行多目标综合效果评价。用DEA模型进行分析前，要选择输入、输出指标，而根据以往的经验，选择指标个数之和不能超过样本量的1/2[8]，我们采用中介法，选择了具有代表性和一般性的3个输入指标（兼职教师年承担课时占比、生均校内实训室设备价值和专业教研项目人均经费）和2个输出指标（初次就业率、新生报到率）。设定DEA模型为投入导向型、规模报酬可变（VRS），运行DEAP2.1软件可得到各院校专业综合效率（也即技术效率）。综合效率只是一种相对效率，当它等于1，表明组织的生产是有效的，但实际效率并不一定非常高，有可能出现整体低效下的相对高效；当它小于1，则说明组织的生产是低效的，或者说组织消耗了太多的投入，却只获得了较少的产出。重庆财经、山西金融、邯郸职院和宁夏财经的综合效率为1，达到了DEA相对有效水平，其他8所院校均为非DEA有效（表3）。对非DEA有效院校进行投影分析，计算投入冗余率和产出不足率，投入冗余率是指优化后的输入指标可节省的投入比例，产出不足率则是优化后的输出指标可增加的产出比例。尽管成都职院、北京财贸、浙江经济3所院校非DEA有效，但并未出现投入冗余和产出不足现象，表明它们正努力趋向生产前沿面，综合效率接近DEA相对有效。但陕西财经、山西财专、辽宁金融、长春金融和江苏财经等5所院校，除“初次就业率”外，均存在投入冗余和产出不足现象，其中山西财专和陕西财经等综合效率得分仅0.427、0.518，明显低于样本院校的平均水平。从输入指标来看，山西财专和陕西财经的投入冗余率高达56.5%和47.6%，溢出效应明显，一方面应加大兼职教师、实训设备和教研经费的投入力度，另一方面切实提高它们的利用率，实行效率导向和目标考核制，优化专业建设的人力、物力和财力配置；江苏财经、长春金融和辽宁金融的投入冗余率有所下降，通过优化管理，将分别节省三个输入指标的20%、13.1%和12.4%投入比例。从输出指标来看，辽宁金融、长春金融、山西财专、陕西财经和江苏财经等5所院校的“新生报到率”产出不足，应加大招生宣传，注重特色凝练和品牌打造，提高专业社会满意度和美誉度；长春金融则要进一步重视学生的就业创业指导，建设孵化平台，通过一系列的措施改进，将可提升初次就业率10.7%的比例增长。

篇2

一、文献检讨

(一)文献回顾

许多学者已经从理论上对经济与金融的关系进行了探讨,并取得了丰硕的成果。总体来讲,从定性的角度看,国内学者基本认为区域经济系统发展拉动金融发展,金融发展推动经济系统整体的发展;从实证研究角度看,由于采用的研究方法、解释变量、样本范围和侧重点等不同,所以结论存在诸多分歧。笔者按照时间顺序对该方面的国内实证研究主要文献做了归纳。

周立、王子明等(2002)通过对中国东中西三地区1978-2000年金融发展与经济增长关系的实证研究,发现中国各地区金融发展与经济增长强相关,促进金融发展有利于经济的长期稳定增长。艾洪德、徐明圣、郭凯等(2004)采用格兰杰因果关系检验模型对我国各地区金融发展与经济增长关系进行了实证分析,认为金融发展与经济增长之间存在因果关系, 东部和全国的金融发展与经济增长之间存在正相关关系, 而中、西部二者之间则几乎是负相关的关系, 且存在明显的滞后效应。周好文、钟永红等(2004)运用VAR多变量系统的实证研究表明金融中介的规模指标和效率指标与经济增长在各地区间的因果关系不一致,中西部地区的金融中介机构能更好地促进本地区经济增长。沈坤荣、张成等(2004)认为改革开放以前,中国的经济增长无法得到金融发展的支持,1990年后中国市场状况的变化并没有在很大程度上对经济增长产生促进作用,内生金融转化为经济发展动力的机制尚存在障碍。王晋斌(2007)采用动态GMM方法对不同阶段的面板数据进行实证分析, 认为不同金融控制强度下金融发展与经济增长之间存在不同的关系,即在金融控制强的区域的金融发展对经济增长没有显著的促进作用,而在金融控制弱的区域,金融发展与经济增长之间可能表现出一种“中性”的作用。高宏霞、费和(2009)采用1994～2008年相关数据,运用格兰杰因果检验等方法对甘肃省的金融发展与经济发展的关系进行了实证检验,结果表明,甘肃省区域金融发展与经济发展之间存在负的相关关系。

(二)对现有研究文献的评述

国内学者对我国区域金融发展与经济增长关系的研究成果很好的诠释了我国经济发展过程中经济与金融发展二者之间的关系,是对该领域研究的一个巨大推动和创新。但是现有研究成果也存在着一些不足之处,主要表现为:现有研究基本上集中于分析金融发展对经济增长的影响,而分析区域经济对金融发展的反作用则少之又少;其次现有的研究主要是从全国或各省的视角出发,着眼于更小的区域范围尤其是基于县域视角的研究几乎是一片空白。

为了弥补现有研究的不足,本文以定西市安定区为考察对象,重点分析县域经济对金融发展产生的影响。

二、指标选取及研究方法

(一)指标选取

1.县域经济发展指标。理论界对县域经济发展指标的确定标准不一,本文根据研究需要和数据的可获得性,用以下三个指标来反映安定区经济发展情况。

(1)县域经济总量指标x1。一般衡量经济发展总量常用的有名义GDP、实际GDP、名义GDP增长率、实际GDP增长率、人均GDP及人均GDP增长率等指标。考虑到通货膨胀和人口变动等因素对计量过程的影响,本文选取实际人均GDP增长率作为衡量经济发展水平的总量指标。

(2)县域经济结构指标x2。考虑到定西市安定区产业结构的特点及数据的可获得性,本文采用区域农业总产值占GDP的比重来考察安定区经济结构的指标,其计算公式为x2=区域农业总产值区域GDP。

(3)城市化水平指标x3,其计算公式为x3=非农人口数总人口数。

2.金融发展指标。衡量金融发展的指标常用的是戈氏指标(FIR),然而戈氏指标受到众多质疑。正如国内学者普遍认为的那样,中国较高的FIR应该归因于投资渠道不畅、交易手段的落后以及支付体系的效率低下,而非金融发展水平的直接表现,同时银行又是中国农村金融体系的主体,所以本文选取金融机构存贷款余额作为衡量安定区金融发展水平的指标。

本文所用数据来源于定西市安定区统计局,样本容量为1994～2008,虽然时间跨度相对较短,但后续将继续加以关注和研究。需要加以说明的是,为了消除价格因素的干扰,所用原始数据都已转化为实际值,同时为了消除数据的异方差,对四个变量都已作对数化处理。

(二)研究方法

经济变量大都具有非平稳性,本文首先将利用Dickey和Fuller提出的考虑残差序列相关的ADF单位根检验法,检验变量的平稳性,对于非平稳的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是同阶单整的,那么我们将对相关变量进行协整检验以确定安定区经济与金融发展的长期均衡关系,并在协整的基础上,通过阿尔蒙变量回归确定变量关系,并通过格兰杰因果检验来验证其因果关系。

三、实证分析

(一)模型构建

根据上面描述的经济与金融变量分析,本文构建基本的回归实证模型如下:

y=c+αx1+βx2+yx3+ε

其中:y为实际存贷款余额之和,即被解释变量;x1为实际人均GDP增长率;x2为区域农业总产值占GDP的比重;x3为城市化水平;c为常数项; ε为误差项。

(二)实证检验

1.平稳性检验

对任何时间序列数据进行计量分析时,需要首先对时间序列数据进行平稳性检验,否则可能会造成一个随机游走变量对另一个随机游走变量的谬误回归(Spurious.Regression)。由于应用协整检验的时间序列数据必须为同阶差分平稳过程,因此我们需要对获得的时间序列数据进行单位根检验。本文采用增广迪基-富勒(Augmented Dickey- Fuller,ADF检验),ADF检验模型为:

Yt=β1+β2*t+δYt-1+αp*∑np=1Yt-p+εt

其中Y是时间序列,表示差分,p是滞后期,β1是常数,t是时间趋势项,βt和是参数,εt是白噪音。检验的零假设是δ=0,即包含单位根;备择假设是δ

表2:变量的单位根检验(ADF)结果

变量检验形式(C,T,L)P(ADF检验值

Dy(c,t,0)0.1037不平稳

Dx1(c,t,0)0.0841不平稳

Dx2(c,t,0)0.1505不平稳

Dx3(c,t,0)0.1570不平稳

Dy(c,t,0)0.0115平稳

Dx1(c,t,0)0.0007平稳

Dx2(c,t,0)0.0066平稳

Dx3(c,t,0)0.0299平稳

注:C,T,L分别表示模型中的常数项,时间趋势,滞后阶数。

如表2所示,Dy、Dx1、Dx2和Dx3在5%的显著性水平下均不显著。但是,通过对这四个时间序列作一阶差分后发现,这四个时间序列的一阶差分形式在5%的显著性水平下均是显著的,因此, Dy、Dx1、Dx2和Dx3均是一阶单整时间序列I～(1),因此可以对这个时间序列数据做协整检验。

2.协整检验

本文利用Johansen协整检验法进行协整检验,同时运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数,表3是相应的协整检验结果:

表3变量协整检验结果表

原假设协整方程数目迹统计量Trace-Statistic迹统计量临界值,5%的置信水平最大特征值Max-Eigen最大特征值临界值,5%的置信水平

没有50.4484935.1927532.1241022.29962

至多一个18.3243820.2618411.0346415.89210

至多二个7.2897459.1645467.2897459.164546

通过迹检验和最大特征值检验可以看出,Dy、Dx1、Dx2、Dx3在5%的显著性水平下存在且只存在1个协整关系,这说明他们之间存在稳定的均衡关系。

3.格兰杰因果关系检验

对于安定区经济发展与金融发展之间的因果关系,我们采用格兰杰因果检验法进行验证,检验结果如表4所示,箭头表示因果关系的方向。

表4 变量间格兰杰因果检验表

检验条件主要变量检验形式以及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%的显著水平上,安定区实际人均GDP(x1 )在滞后一阶和二阶时是存贷和y的格兰杰原因:安定产业结构指标(x2)与存贷和(y)之间不存在格兰杰因果关系。安定区存贷和指标(y)在滞后二阶时是城市化水平(x3)的格兰杰原因。

(三)变量回归

研究多变量之间关系时,最重要也是最难点就是确定滞后时期,即经济发展对金融发展的有效影响时期。我们利用EVIEWS6.0统计软件,依据AIC和SC信息准则以及LR、FPE、HQ等判断标准确定的最优滞后时期为滞后3期。在对变量关系进行方程估计时,为了避免多重共线性的存在,我们采用阿尔蒙多项式变换方法消除多重共线性影响因素。具体做法如下。

对于分布滞后模型 :

yt=a+b0t+b1xt-1+…+bkxt-k+ut

可以近似地用一个关于i的低阶多项式表示,同时也可以利用多项式来减少模型中的参数。

在以滞后期i为横轴、滞后系数取值为纵轴的坐标系中,如果这些滞后系数落在一条光滑的曲线上,或近似落在一条光滑的曲线上,则可以用一个关于i的次数较低的m次多项式逼近,即:

bi=α0+α1i+α2i2+k+amim(m

此式就是阿尔蒙多项式变换,也称为阿尔蒙滞后模型。将阿尔蒙多项式变化具体列出来就是:

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

依据上述分析,运用EVIEWS6.0对滞后变量进行方程估计,估计结果如下:

由上述方程可知,T统计量、F值统计量值显著,方程模拟度较高,故方程具有较高的可信度,可以在较大程度上解释安定区经济发展水平对金融的影响。

四、结论

通过对系统(y、X1、X2、X3)协整分析、格兰杰因果分析和阿尔蒙回归调整等实证研究,安定区经济对该区金融发展的影响较为显著,但影响效果不同。具体来说,安定区经济总量指标对该区金融发展起促进作用,而且随着滞后期的增加,其影响效果会更好;经济结构指标对该区金融发展起阻碍作用,即随着农业产值在总产值中的比重加大,对该区金融发展阻碍作用越明显;城市化水平指标对该区金融发展水平影响相对较小。

实证结果显示了重要的政策含义,从解决经济系统中结构优化的角度着手促进金融发展是有现实意义的。针对农业产值在总产值中的比重较高的现实,安定区政府必须加大力度推进农业产业产业化水平,大力发展现代农业,通过农业产业升级增强金融资源的配置能力,推动县域金融发展,实现产业升级,经济发展、金融发展的良性循环。

参考文献:

[1]周立、王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析:1978-2000[J].金融研究, 2002(10).

[2]艾洪德、徐明圣、郭凯.我国区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析[J].财经问题研究,2004(7).

[4]周好文、钟永红.中国金融中介发展与地区经济增长多变量系统分析[J].金融研究,2004(6).

[3]沈坤荣、张成.金融发展与中国经济增长――基于跨地区动态数据的实证研究[J].管理世界,2004(7).

[5]王晋斌.金融控制政策下的金融发展与经济增长[J].经济研究,2007(10).

篇3

关键词：重庆；金融生态环境；对策建议 

中图分类号：F8321 文献标志码：A 文章编号：1008-5831(2012)05-0042-07

一、金融生态界说

金融生态是个仿生概念。在国内，周小川博士最早将生态学概念系统地引申到金融领域，并强调用生态学的方法来考察金融发展问题。他指出：应注意通过完善法律制度等改进金融生态环境的途径支持和推动整个金融系统的改革和发展。参照生态学对生态系统的分析，根据自然生态系统的构造原理以及自然生态系统长期演化的结构特征和功能特征，我们可以把金融生态系统界定为由金融主体及其赖以存在和发展的金融生态环境构成，两者之间彼此依存、相互影响、共同发展的动态平衡系统。

在市场经济条件下，金融无疑是现代经济的核心，金融生态与经济发展之间的良性互动是地区经济可持续发展的关键所在，而优化地区的金融生态又是实现经济金融良性互动的必然要求。中国西部地区金融生态环境建设的相对滞后性又是中国西部地区经济发展长期落后的重要原因。重庆金融发展对西部地区的中心辐射作用日益显现，对重庆的金融生态现状进行剖析，并在此基础上提出金融生态的优化路径，对加强西部地区金融生态建设，促进西部经济、金融的良性互动，实现西部经济持续发展进而促进中国区域经济协调发展具有重要的现实意义。

二、重庆市金融生态环境建设的实证检验

1997年重庆直辖以来，地区经济得到快速发展，金融生态环境逐步优化。目前重庆市正在以总书记提出的314总体部署为契机，推动“加快”、“率先”发展，在全球化进程和中国现代化发展的新形势下，把重庆建设成为西部地区的重要增长极、长江上游地区的经济中心、城乡统筹发展的直辖市，在西部地区率先实现全面建设小康社会。在此背景下，重庆市构建长江上游地区的金融中心无疑具有重要的战略意义，它必将推进重庆市全国统筹城乡综合配套改革试验区的建设，加快“1小时经济圈”和“城乡统筹”试验区建设，促进生产要素积聚与经济布局要求，并促进重庆市和长江上游地区经济的进一步大发展。

笔者以重庆市2000年、2004年、2005年、2006年、2007年和2008年的相关数据指标为依据对重庆市金融生态环境作出了纵向的客观评价，为相关部门制定金融政策和改善金融生态环境提供一定的现实参考。

（一）指标体系说明

在多方征求意见的基础上，根据目前掌握的数据资料构建了重庆市金融生态环境评价指标体系，该体系由3个一级指标、13个二级指标、36个三级指标组成。每个指标从不同方面反映了重庆市金融生态环境在比较范围内的相对发展情况（表1）。

（二）指标权重说明

本部分所采用的评价指标体系根据各指标权重在一级指标中所占比例的大小重新计算各个指标在新指标评价体系中的权重。具体步骤如下。

一级指标的选取和权重分配：在分析影响金融生态环境具体指标的基础之上，将这些分散的指标重新进行分类和归纳，最终形成包括三方面的一级指标，即包括核心金融资源环境、实体金融资源环境、功能金融资源环境三方面。由于指标的选取数目和个体指标的具体内涵存在相互交叉等情况，在充分征求专家意见的基础上，对一级指标权重的分配情况依次如下：核心金融资源环境为0.3；实体金融资源环境为0.3；功能金融资源环境为0.4。

具体指标的权重分配：具体指标个数较多，在每级指标内，根据各指标权重所占比例的大小重新计算各个指标在新指标评价体系中的权重，然后再与其一级指标权重相乘得到该二级指标最终权重（表2）。

（三）指标评分说明

进步指数评分：进步指数评分以时间序列为依据，通过重庆市2000年、2004年、2005年、2006年、2007年和2008年的数据进行比较，描述重庆市金融生态环境建设取得的进步。

计算方法：进步指数(Ri)=第N年重庆市指标值/第N-1年重庆市指标值

根据上述公式计算得出各指标进步指数得分情况（表3）。

总体进步评价指数。

计算方法： I=36[]i=1Wi×Ri（i=1，2，…，36）

其中：I为总体进步评价指数；Wi为第i个指标的权重；Ri为第N年重庆市第i个进步指数得分。

根据上述公式计算情况见表4。

（四）实证分析结果说明

由表4可知，重庆市整体金融生态环境表现良好，而且整体进步趋势明显。具体而言，从2006年开始各年总体进步评价指数明显增加，2006年在2005年的基础上进步24.7个百分点；2007年在2006年基础之上进步57.8个百分点；2008年在2007年基础之上进步15.1个百分点。从各单项指标来看，笔者以进步率来反映金融生态环境的具体进步程度，计算公式如下：

进步率=（进步评价指数－指标权重）×100%

计算结果见表5。

由以上计算结果可得到以下具体结论。

篇4

关键词：金融发展；经济增长；多元线性回归模型

本文在认识、归纳和总结国外金融发展与经济增长理论与实际经验的基础上，对江苏省经济和金融的发展提供一个适度的实证，来关注其金融体系和经济增长两者之间的作用关系。通过经济数据，对二者进行实证分析，全面考察江苏省金融发展和经济增长的内在联系。

一、金融行业对经济增长的影响

本文以江苏省金融业发展与经济增长的多年历史数据为依据，对影响经济增长的各种金融因素进行实证分析，从而衡量其对经济增长的作用。以过去学者对经济增长的研究成果为依据，可以把促进经济增长的主要因素归纳为供给和结构。供给因素包括劳动力的增加、资本投入量的增加、国家注重教育所形成的劳动力素质的提高和投资于研发所形成的科学技术R（D资本的增加。结构因素指因为不同经济部门间边际生产率的差异或者需求结构变动所引起的人力、物力等所有资源的再配置效应，在本文选取金融业增加值作为分析指标，较为准确的反映出国民经济中金融行业的发展变化。金融业增加值，即衡量国民经济体系中金融业部门在一定时期内通过提供金融服务所创造的国民财富的价值总量。金融业增加值指标可反映出金融发展的绝对规模。[1]另一个与之相关的指标是金融业增加值比重，即金融业增加值与名义GDP的比重，该指标可以反映金融业发展的相对规模。

（一）散点图分析

图1 金融增加值与第三产业增加值散点图 图2 金融业增加值数与第三产业增加值散点图

由上图可知，金融业增加值与第三产业增加值之间存在近似直线的线性关系，随着第三产业规模与数量的扩大，金融业增加值也在不断上涨，而金融业增加值指数与第三产业增加值之间存在类似曲线的线性相关关系。

（二）回归分析

下面以江苏省1978年以来的经济发展的各项指标为基础所建立的经济金融发展实证分析模型，模型中U1表示资金融业增加值/第三产业增加值，U2表示金融业增加值指数/第三产业增加值指数，U3代表金融业从业人员所占第三产业比重，GTI表示第三产业增加值，I表示金融业增加指数，GF表示金融业增加值。分别以这几种变量对经济增长的贡献程度进行多元线性回归分析。

其中Y代表GDP中金融业增加值（%），弧β、η分别代表U1、U2以及U3的产出弹性，常数“C”可以用来反映经济增长中的技术进步程度。U1作为金融业增加值占第三产业增加值的比重，它能反映出金融行业发展在整个国民经济体系中的绝对变动情况，该数值越大，说明金融行业的发展速度就越快，金融业具有明显规模扩大的趋势。U2表示金融业增加指数占第三产业增加指数的比重，该指标可以反映出金融行业整体发展在整个社会经济体中的相对变动情况及其变化幅度与稳定情况。

利用上表所提供的数据可以对模型（1-1）进行多元线性回归估计，得到如下估计模型：

回归方程（1.3）中的偏相关系数1.09871表示GDP中金融业增加值对金融业增加值占第三产业增加值比重的弹性，0.09253表示GDP中金融业增加值对金融业增加指数占第三产业增加值比重的弹性。这两个系数可以说明在江苏省内的金融行业增加值对经济增长均具有比较大的贡献，0.84516表示GDP中金融业增加值对金融业从业人员占第三产从业人员比重的弹性。在该模型中，所有经济变量的T检验值均超过2，说明具有统计显著性。U1、U2和U3这三个解释变量偏相关系数的大小说明金融业增加值对经济增长的作用要强于劳动投入与增加指数。在回归方程（1.4）中金融业增加值指数呈现出对第三产业增加值负相关的关系，说明为金融业的发展在整个国民经济体系中存在结构不合理的情况。

二、金融发展对经济增长的影响

（一）指标选取

下文在对江苏金融发展与经济增长的各项指标进行选取时，鉴于目前能够收集得到的指标无法准确反映出江苏省在经济体制改革这一大背景之下的具体情况，另外江苏省有些统计数据例如存款货币银行总资产、央行国有资产总量等严重缺乏，统计标准不同时期口径也不同。所以下文在分析是会对一部分指标加以适当变化。实证研究分析所选取的指标有两大类分别为经济增长指标和金融发展指标。

1.经济增长指标

经济增长过程具体表现有总产出及人均产出的持续增加，实物资本积累率增加、经济结构优化、社会福利改善、投入产出效益提高等。

（1）国内生产总值GDP

在考察经济发展的实证研究中，国内生产总值GDP是代表一个国家或地区经济运行规模的比较具有代表性的指标，是颇为受关注的宏观经济统计数据。GDP增速越快表明经济发展越快，增速越慢表明经济发展越慢，GDP负增长表明经济陷入衰退。

（2）人均实际国内生产总值指标GRE

为了能够更加真实的反映出江苏省的经济发展水平并且考虑到江苏省人口稠密的实际情况，只研究该地区的生产总值而忽视人均的数值无法达到准确的认识，所以，可以将该省的人均实际GDP作为计量标准并采取自然对数的形式加以处理，从而得出对该地区经济增长的真实情况，即GRE=ln（人均实际GDP）。[2]

（3）实际国内生产总值年增长率指标GRG

鉴于江苏统计年鉴给出的国内生产总值数据大多是名义GDP，该指标没有考虑到物价水平和通货膨胀率这的对国内生产总值统计结果的影响，所以本文选用江苏在1990-2012年的实际国内生产总值值来衡量经济增长，实际GDP可以由名义国内生产总值除以其平减指数得到，但由于各国国内生产总值的平减指数统计数据缺乏，而居民价格消费指数CPI容易查阅，所以本文选用名义国内生产总值GDP与居民价格消费指数CPI的比值来作为反映江苏经济增长具体情况的指标，即实际GDP年增长率GRG=名义GDP/CPI。

（二）金融发展指标

1.贷款余额指标LAON

金融机构贷款余额是用来衡量江苏金融资产发展程度的指标，是指到某一节点时间为止，借款人尚未归还放款机构的贷款总额。贷款总额是指截止到某一日以前商业银行已经发放的贷款总和，表示企业向银行举债或融资的总额。所以贷款余额即指到企业会计期末尚未偿还的贷款额，其中，尚未偿还的贷款余额等于贷款总额扣除已偿还的银行贷款。近年来江苏省的金融资产在多元化水平上有很大提高，因此本文将贷款余额作为是衡量江苏省金融资产的一个重要方面。

2.金融相关率指标FIR

金融相关率（FIR）：是指在某一时间点上一国或地区所有金融资产价值与该地区经济活动总量之比。该指标可以说明某一个区域的经济货币化程度，麦金农在研究发展中国家的金融抑制与金融深化时提出了使用货币存量M2与GDP的比值作为衡量一国或地区的经济货币化程度，但是由于在目前的数据统计的发展程度上难以计算出精确的M2，所以本文选择把江苏省内所有金融机构存贷款总额之和作为所有金融资产的价值，再除以GDP，从而得出反映金融发展综合水平的金融相关率。FIR计算公式为（金融机构存款余额+金融机构贷款余额）/GDP。

3.金融效率指标SLR

金融体系的成熟与健全必须重视金融规模与金融效率的协调发展。效率在经济上主要表现为就是投入-产出关系。所以金融效率就是金融机构的投入-产出关系，用来测度金融部门对经济增长的贡献程度。鉴于江苏省乃至整个中国都长期处于计划经济体制之下而且国有经济在整个国民经济体系中占主导地位，所以本文以江苏省金融机构的各项存款与贷款之比[3]（SLR=金融机构存款余额/金融机构贷款余额）来反映金融机构的运行效率，考察其是否把所吸收的储蓄有效地从转化为投资投入到国民经济的生产中去。

4.证券市场发展程度指标DSM

近年来江苏省尤其是苏南地区在发展金融的过程中规模逐渐扩大，企业的筹资渠道与筹资方式也在不断地拓宽。大量企业选择在金融市场上购买资金需求单位所发行的有价证券（如商业票据、债券等）的直接融资的方式来筹措资金，因为这种筹资方式对投资者来说收益较高，成本相对较低，所以江苏省的有价证券市场发展迅猛，资产证券化程度对经济发展的影响作用越来越大。处于对江苏省债券融资规模较小的考虑，选择用股票筹资额占GDP的比重来反映江苏金融证券化的程度，即DSM=股票筹资总额/国内生产总值GDP。

三、多元线性回归分析

针对贷款余额LOAN、金融相关率FIR的单因素回归分析如下：

由上表可知，在滞后一期的情况下，贷款额LOAN拒绝原假设的概率为0.00776，小于0.1的临界值，所以贷款额LOAN是增加国内生产总值GDP的格兰杰原因，并且国内生产总值GDP不是贷款额LOAN格兰杰原因的概率为0.0024，也小于0.1的临界值，因此，经济发展与贷款额互为格兰杰成因。金融相关率也分别以0.00166、0.0034的概率拒绝原假设，但是无法拒绝金融相关率不是经济增长指标GRE、GRE的格兰杰原因，因此金融相关率与经济增长指标GRG、GRE存在单向因果关系。

根据以上所有选取的金融类指标的，可设计出如下的多元线性回归模型：

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

在上述模型中。GRG与GRE是以不同的计量方法而得出的经济增长指标，FIR为金融相关比率，SLR代表金融中介效率，这两个指标可以综合反映江苏省的金融发展情况，DSM是证券市场发展程度的指标，此模型中主要指股票市场的发展概况，ξ表示随机扰动项。

利用上表所提供的数据可以对模型（1-5）进行估计，得到如下估计模型：

四、实证分析结论

从单因素的回归分析可以看出贷款余额（LOAN）与GDP存在因果关系，金融相关率（FIR）与经济增长指标GRG、GRE均存在因果关系。这一实证分析的结果表明江苏金融发展与经济增长两者之间存在正向相互促进效应。

从多因素的回归分析可以看出经济增长与三种金融指标之间的内在关系，具体分析如下：

1.江苏省的金融相关率FIR与经济增长指标GRG、GRE之间存在正相关关系，说明江苏省金融行业发展程度越高，则经济增长速度就越快，从这个层面上来说江苏金融行业的发展加快了经济增长。分析其原因，一是因为江苏目前经济发展的结构单一，大量企业对以银行为代表金融机构的依赖性强烈，所以金融机构存贷款数量的增加对经济增长的作用非常显著；另一方面，如果区域性的金融机构有足够的经济实力为本地区经济的发展提供雄厚的资金支持，这就有利于区域经济的成长，进而产生规模递增效应。

2.江苏的金融中介效率与不同经济增长指标呈现出了不同的相关性，一方面说明金融中介效率是促进经济增长的有力因素，另一方面也说明江苏金融效率存在不足。金融中介效率即为金融机构的资金投放于运行的效率，金融机构的运行效率越高，对经济的促进作用就会越明显，因为金融中介效率在代表了金融机构将储蓄转化为投资的效率，转化率越高就意味着金融机构将会把更多的存款或者闲置资金投放到股票、债券、基金等证券市场上，以此来激活整个市场。

3.江苏省证券市场的运行对经济增长的贡献不明显，甚至呈现负相关，即证券市场对江苏经济增长促进作用十分有限。究其原因，主要是有价证券的价格受到多种非经济因素的干扰，如心理预期、股价操作等，再加上证券市场监管不力、透明度低，导致江苏证券市场发展不成熟。此外某些上市公司通过资本市场而筹集的资金并非用于生产性的项目，而是转为他用，制约了证券市场发展对经济增长促进作用的发挥，无法显现证券市场在协调配置金融资源方面的作用。因此，与发达国家相比，江苏证券市场发展较为滞后。

五、协调江苏金融发展与经济增长政策建议

（一）增加江苏金融体系内非国有金融机构的比例

江苏金融业总体规模的发展与增加值比重的提高对经济增长有着积极地推动作用，但是金融业增加值指数对地区经济增长出现了阻碍经济增长的不利影响，这一结果表明江苏金融结构的发展存在问题。国家或地区在发展经济、调整或改进产业结构的过程中除了要长期保持对金融行业增加值的投入与稳步增长，更应该加强对金融发展整体规模与结构的重视。虽然在近些年来江苏凭借优越的地理位置与国内金融中心上海的辐射，金融业整体发展迅速，但是在发展过程中也出现了地区差异显著、金融结构过于单一等问题。就省内发展来看，苏南和苏北金融发展程度就存在严重的不平衡：以苏州、无锡、常州为代表的苏南地区已经形成了以中国人民银行为领导，国有商业银行为主体，非银行、外资金融机构并存和分工协作的金融体系，而且具有期货、期权、保单等丰富的金融工具。而苏北地区却金融产品种类少，金融组织结构单一，除国有商业银行、城市商业银行和农村信用合作社外，其他非国有类型金融机构如信托投资公司、基金管理公司等则较少在苏北地区开设营业点。

江苏目前的政策性银行，国有商业银行，国有控股的保险、信托、证券等行业的非银行金融机构在整个金融业中占有非常高的比重，已经造成国有金融成分在金融体系中的垄断局面，只有打破这种垄断局面，降低国有金融成分的比重，提高股份制商业银行、信托投资公司等非国有金融机构的比重并且逐步放松金融管制，降低银行业进入壁垒以解决当下中小企业、民营经济与农村的金融需求困境，才能起到改善江苏金融结构，优化金融体系的效果。

（二）合理发展资本市场，提高直接融资的份额

由具体金融发展指标对经济增长指标影响的数据分析结果可知目前江苏省资本市场（如股票、债券交易市场）发展所产生的影响没有能够起到优化的效用，甚至还表现出阻碍经济发展的反作用。但是纵观多个发达国家金融市场的发展可知成熟、多层次资本市场与其他金融市场相比具有高效配置金融资源的绝对优势：首先企业可以通过资本市场筹集到足够的资金，保证企业在成长过程中获得所需的人力、物力资源；其次资本市场价格的波动性特点，也时刻激励着企业更加谨慎地经营，使得企业不但注重眼前的利益，还对企业的可持续发展进行科学合理的安排与规划；而且资本市场高效配置金融资源的优势可将大量资金流向发展前景广阔的优质企业，利于这些企业扩大规模和提高生产率，从而发展经济。所以资本市场可以作为江苏金融发展的潜在有利因素。

目前江苏地区整体金融资本市场普遍存在着资本证券化率较低，上市公司与资本市场没有做到资金流与信息流的有效整合，该省在国民经济体系中的经济地位与上市公司质量不相适应，企业直接融资比重偏低而股权融资比例偏高以及大型企业地区分布不均衡等问题，严重阻碍经济总量的增长速度。

针对以上问题，首先江苏各大上市企业应该突破经济体制和限制政策的阻碍，完善并发展资本市场的功能，建立起融通资金、分散风险、高效配置资源、加快产业结构转型等功能完善的长期资本市场体系，使得政府机构、工商企业、房地产经营商等资金的需求者都能够参与投融资活动，为长期金融市场的发展注入活力。其次应改善上市公司质量，建立完善的企业制度。对待品质优良或发展前景广阔的上市公司，政府要实行适度的优惠政策扶持，鼓励并提高其研究开发的投入力度，加快优势企业的创新步伐与跨越式发展，建立创新机制，实现研究成果与经济发展需求的相互配合并促进地区产业结构的改善。再次应建立层次分明的资本市场体系，提升企业（尤其是非国有企业）的直接融资比重，促进企业融资渠道的多元化进程，实现江苏省资本市场全面发展。最后，省内各地区还要加快培育上市公司后备军，推动更多具有发展潜力的企业上市，尤其是上市公司数量偏小，经济也较为落后的苏中、苏北地区。

（三）注重金融安全与金融中介运行效率

金融安全最主要考虑的问题是金融业的稳定，要求对一切可能危及金融发展安全的因素实习规避，但是金融效率更加重视各种金融资源配置优化，金融资源配置最优化表现为经济体创造的实际价值，金融安全与效率属于金融发展的两个不同方面，二者的目的均是通过优化配置金融资源，促进资金融通并且造福于整个社会。因此，只有同时兼顾金融发展过程中的安全与效率，江苏金融发展与经济增长才能面对金融全球化的挑战，实现金融业高速、稳健的发展。

对金融安全与效率的重视并不表示二者的平衡或对等。因为对金融的监管是伴随交易规模的扩张与速度的加快而不断变化的，对应各个发展阶段都有与之相对应的监督、管理理念。一般来说金融发展要经历三个时期，一是本地金融市场时期，二是国际金融市场取代本地金融市场时期，三是全球化国际金融交易市场取代国际金融市场时期。同时，对于金融监管的理念也因而发生变化，从一开始只立足于安全这一监管目标，到发展为以金融经济资源配置高效为追求的理念，再到以增强本国各大类金融机构综合实力为首要考虑因素的现代监管理念。金融机构综合实力的提高，应该在保证提高金融运行效率的同时，重视金融发展的安全。面对经济、金融全球化的激烈竞争，只有秉承效率优先、同时兼顾金融安全这一理念，江苏的金融发展才能在保持金融秩序安全稳定的基础上，提升其在国内外金融市场上的竞争力，实现江苏金融发展现代化。（作者单位：云南师范大学经济与管理学院）

参考文献：

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中图分类号：F83文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）10-0087-02

一、金融发展与县域经济增长的实证分析

（一）指标的选取和数据说明

由于金融机构和金融市场的变化可以通过与之相关的金融资产的变动来反映，本文重点研究的是县域金融发展和经济增长问题，所以在选取变量时，主要考虑县域金融体系中存在的并易于获取数据的变量。

1.金融发展指标。由Raymond.W.Goldsmith提出的金融相关比率（FIR），作为衡量县域金融发展水平的指标，即人们所称的“金融化”指标，它是金融资产价值与经济活动总量的比值，金融资产包括非金融部门发行的股票、债券等和金融部门发行的通货、存贷款、保险单等金融工具。同心县金融体系发展相对滞后，金融资产的结构相对单一，这里我们用县域金融机构的存、贷款总额与地区生产总值来衡量金融相关比率，定义存款为SAV，贷款为LOA。

FIR=■（SAVi+LOAi）/■GDPi

2.经济增长指标。我们采用最能充分反映县域经济综合发展能力的国内生产总值（GDP）作为县域经济发展的主要考察指标。根据本地数据的可取得性我们用全社会固定资产投资（FAI）和居民消费（RC）作为影响GDP的指标。在本文中，由于GDP、FAI、RC序列的数值很大，为了减弱序列的波动性误差对统计结果的影响，我们对原序列取自然对数（取自然对数不影响序列的变化趋势），即LGDP=LOG（GDP）。

3.数据来源。本文以宁夏同心县为主要研究对象，研究县域金融支持与经济增长的相关关系，采用1980―2009年《同心统计年鉴》和2007―2009年《宁夏同心经济要情手册》期间金融机构的存贷款、全社会固定资产投资、居民消费支出与国内生产总值的时间序列数据进行分析。

（二）统计方法和计量模型的建立

实证分析主要使用同心县地区生产总值、社会固定资产投资总额、居民消费水平以及金融相关比率等指标研究其相关关系。从计量分析方法而言，由于上述各指标均为时间序列数据，实证研究将依次进行平稳性检验、回归分析和Grange因果关系检验，然后在此基础上根据同心县金融发展和经济增长的实际情况对实证结论进行解释。本文应用Eviews6.0进行分析，建立计量经济模型如下：

LGDP=C+α×FIR+β×LFAI+λ×LRC+εt （模型1）

其中：C为常数项，εt 为随机扰动项。

（三）变量单位根平稳性检验

在进行具体的检验方程估计和相关检验之前，通常都需要进行单位根检验，以考察经济变量是否具有时间趋势，进而确定是否有必要采用协整分析方法。本文利用ADF（Augmented Dickey―Fuller）法检验变量LGDP、FIR、LFAI、LRC的平稳性，结果在对各统计变量原序列（LEVEL）进行单位根检验时，t统计值均大于t统计量的临界值，表明原序列是非平稳的。但在对其一阶差分ADF检验的t统计量值都比在1%、5%、10%显著性水平下t统计量的临界值小，因此可以拒绝原假设，即认为各变量的一阶差分没有单位根，也即各变量是一阶差分平稳的I（1），可以对其进行回归分析。

（四）回归分析

用最小二乘法OLS对模型1进行回归，结果如下：

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

从回归结果可以看出，t统计量都很显著，并且相应的概率值Prob

（五）Grange因果关系检验

通过对模型的回归分析可知，金融发展与县域经济增长确实存在一种相关关系，但是这种相关关系是否构成因果关系，还需进一步的研究。Grange因果关系检验可以用来确定经济变量之间是否存在因果关系以及其影响的方向。检验的原假设是：“FIR不是引起LGDP变化的Grange原因”或“LGDP不是引起FIR变化的Grange原因”。检验的基本过程是看FIR所估计出的系数与LGDP所估计出的系数在统计上是否整体显著地异于零。

根据Granger检验原理，可以知道Granger因果关系检验是通过有限制条件回归和无限制条件回归的残差平方和是否发生显著变化来实现的，因此检验统计量为F统计量，对于第一个原假设，其F统计量=10.4086，相应的概率值Prob=0.0006，小于1%的显著性水平，因此拒绝原假设，即可以认为“FIR是引起LGDP变化的Granger原因”。同理，“LGDP是引起FIR的Granger原因”。在Granger因果关系检验过程中滞后长度Lags是任意选择的，并且Granger检验结果依赖于检验回归模型的滞后长度，因此在进行因果关系检验时，通常对不同的滞后长度分别进行检验。

二、结论分析

上述检验结果表明，在二至四年的滞后期下，同心地区县域经济增长和金融发展是存在着双向因果关系，即县域经济的增长和金融发展之间是相互促进、互为因果的关系，但另外也应看到在同心县存在着金融抑制现象，这与同心县域金融体系不完善，金融市场机制不健全的现实吻合。一是县域经济的增长是农村金融发展的基础。农村的经济基础是农村金融机构存在和发展的物质载体，农村经济的规模、结构和效率决定了农村对于金融服务的有效需求和金融市场的活跃程度。农村产业结构的调整，经营规模的扩张所需要的投资会要求农村金融机构提供更多的信贷支持，它们发展所积累的剩余资金也为金融机构动员更多的资金提供了必要保证。二是农村金融不断发展和支持是农村经济发展的是催化剂。涉农金融机构为农业生产和农民生活长期提供着资金支持，虽然由于制度和银行经营体制方面的原因，使得农村资金不能得到最高效的利用，农村资金无法满足农村经济发展的需要，但这些金融机构的存在确确实实为农村经济的发展在持久地作着贡献，为农业的产业结构调整和农村乡镇企业的发展提供着资金支持。

三、政策建议

1.转变经济发展方式、调整经济结构，为金融支持营造良好的外部环境加大工业化进程，努力实现工业经济在国民经济中的主导地位，大力发展以服务业为主的第三产业，优化产业结构；改变农村生产经营方式，提高县域居民收入，改善农户信用状况，增强农村金融自身能力的内在动力。依托特色农牧产业和龙头企业，以规模化带动特色产业的市场化；发展新型能源产业，同心地区具有丰富的风能资源和太阳能资源，这应当成为发展新能源的基础。

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一、问题提出与文献综述

在众多经济学重要课题中，金融进步和经济发展存在的争议问题，受到经济学家的关注。在理论方面和实证层面上，都影响着对实体经济与虚拟经济的理解和处理。

从理论层面分析，早期的古典经济学家与新古典宏观学派认为金融发展与经济增长之间没有因果关系，货币金融变量对于实体经济而言只是一层面纱。金融发展处于“供给主导”地位。

在实证分析上，Goldsmith在《金融结构与金融发展》中对金融发展与经济增长的关系进行了跨国的比较分析，对这一领域进行了开创性的研究，结果表明金融进步和经济扩大化之间存在着密不可分的关系。

因此，从目前的情况而言，关注金融进步和经济增长之间的因果关系有着重要的政策意义，尤其是对于发展中国家。本文将基于国内专家的理论研究和实践研究，对国内目前金融行业发展与经济之间存在的辩证研究。

二、实证分析

（一）指标与数据

衡量金融发展，国际上通用的标准：麦氏指标（M2/GDP）和戈氏指标（全部金融资产/GDP）。戈氏指标别称是金融相关比率（FIR）。许多学者选择这两个指标进行实证分析，这两个指标局限性在于都仅仅测度的是金融规模，实际上并不能完全代表金融发展程度。马正兵（2008）据此应用第一组数据与经济增长向量开展典型相关分析，构建了一个金融发展指标=1.2015×M2/GDP―0.0465×PRIVATE―0.2248×SVT/GDP，应用路径分析方法探讨了我国金融发展作用经济增长的效应和路径。本文将应用马正兵（2008）所构建的金融发展指标对金融发展与经济增长进行协整分析与格兰杰因果检验。

对于经济增长指标的选取，回顾历年文献，之前的学者有选择GDP、GDP的增长率或者人均GDP的。本文选择人均实际GDP作为衡量经济增长的指标变量。

考虑到我国证券市场发展较晚及部分稻2009年之后缺失，我们采用数据样本区间为1992-2009年。数据来源于历年《中国统计年鉴》及《中国金融年鉴》。为了实现除去不稳定的时间序列的不同方差情况，同时实现变量间的弹性系数，对人均实际GDP和金融发展指标进行自然对数变换，分别用LnARGDP和LnFD来表示。应用Eviews软件对数据进行处理。

（二）单位根检验

如果变量之间的信息在产生中是不稳定的时候，我们需要对这两个不平衡的时间程序做回归分析，这样对导致虚假回归情况的存在。因此，在进行检测以前，对这些时间程序进行是否平稳进行检测。在这个过程中，我们采用ADF方法对lnARGDP与lnFD两组变量进行单位根检验。经检验，lnARGDP和lnFD均为I（1）过程，符合协整检验的条件。

（三）协整检验

本文在这里采用E-G两步法协整检验来分析人均实际GDP和金融发展之间是否存在着长期均衡的关系。

第一步，对同属I（1）过程的lnARGDP和lnFD两个变量的时间序列采取最小二乘估计（OLS），模型的估计结果为：lnARGDP=7.9594+0.8380lnFD

（87.9838）（4.0788）

R2=0.5097F=16.6362

第二步，对上述模型的残差e进行单位根检验，仍采用ADF检验，人均实际GDP和金融发展之间存在着长期均衡的关系。方程回归系数表明，金融发展对人均实际GDP的弹性为0.8380，即金融发展深化1个百分点，人均实际GDP可增长0.8380个百分点，这说明金融发展对经济增长的促进作用显著。

（四）格兰杰因果检验

1988年格兰杰提出的因果关系检验模型为：

[Yt=α+i=1mβiYt=i+j=1nγjXt-j+μt]

上式中：Xt，Yt分别代表两组变量Xt-j为Xt的滞后值，Yt-i为Yt的滞后值，α是常数，βi，γj为回归系数，μt为随机误差。

零假设检验为Ho：“X不是引起Y变化的原因”，如果系数γ1，γ2，…γn中至少有一个显著不为零，则拒绝零假设，接受“X是引起Y变化的原因”。

对两变量进行格兰杰因果检验，发现lnARGDP和lnFD存在着单向因果关系，即金融发展是经济增长的原因，但人均实际GDP的变化对金融发展的深化没有统计意义上的因果关系。当前情况是金融进步和经济发展之间相互联系，维持长时间的相互平衡。金融发展帮助经济发展，在另一方面经济进步没有给金融发展提供较为明显的推动作用。

三、结论与建议

本文通过采用协整分析与格兰杰因果检验研究了国内经济发展和金融进步之间联系，中国在上世纪末到本世纪初的近二十年期间存在从金融发展到经济增长的单一因果关系。我们的结论支持了“供给主导”的理念，就是金融的进步帮助了经济的发展，而不是经济发展对金融服务的被动体现。

通过以上分析，金融进步应该得到政府的足够重视，为了维持国内经济的不断进步，有必要进行金融行业的改革，保持金融行业规模的扩大，推动金融结构优化，改善金融效率，维护金融安全稳定，充分发挥金融发展促进经济增长的重要作用。

参考文献：

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区域经济增长取决于不同的经济条件，其中一个重要的共性条件就是金融与财政所带来的资本积累。金融发展和财政支出在经济发展过程中发挥着吸纳资金和配置资金的作用，能否充分吸纳社会闲置资金及有效配置资金是财政金融是否有效支持经济增长的关键。目前,国内对财政支出金融发展的研究主要是采用了实证研究,而其理论研究基本上是西方财政金融理论在我国的运用和演化。本文以广西经济环境为研究背景，通过实证分析验证广西财政金融对经济增长的影响。

一﹑研究设计

（1）样本的选取和数据来源

考虑到调查样本的代表性和可获得性，本文用国民生产总值GDP来表示经济的增长；从当前广西金融发展水平来看，金融支持经济的增长主要还是通过信贷途径，故用全区金融机构年末贷款总余额来表示；用财政支出总额来衡量财政支出对经济增长作用的指标。

各指标来源于1978—2010年《广西统计年鉴》和《广西金融统计年鉴》的年度数据作为样本。为了剔除价格的影响因素，所有的数据均除以了居民消费价格总指数而得到实际值。同时为了避免数据的剧烈波动，对GDP、金融机构年末贷款总余额（X1）、财政支出总额（FE）进行了对数化处理，得到相应的指标LGDP、LX1和LFE，相关数据的处理主要使用EViews6.0分析软件。

二、实证分析

（1）单位根检验。我们需要对时间序列数据的平稳性进行检验，在时间序列分析中为避免出现虚假回归而造成结论无效，常用的是扩展的Dickey-Fuller（ADF）单位根检验。本文采用ADF检验，检验式为：

yt=c+αt+ρyt-1+ +ut

其中，yt是待检验的时间序列，c是常数项，t为时间趋势，k是滞后期，ut是随机误差项。原假设是H0：ρ=0，备择假设是H1：ρ

在对实际生产总值（LGDP）, 实际金融机构年末贷款总余额(LX1)，实际财政支出总额(LFE)水平值进行检验时，发现结果并未拒绝原假设，由此可知这三个变量均存在着单位根。进而对三个变量进行一阶差分后，则ADF检验结果显示LX1，LFE,LGDP均拒绝原假设，是一阶单整，具体检验结果如表一所示。

（2）协整检验

协整检验的思路即:如果变量之间的某种线性组合是平稳的,则随机变量的非平稳的时间序列是同阶单整的,即变量之间的关系可能是协整关系,否则就不存在协整关系"我们一般用两种方法来检验变量之间的协整关系,分别是特征根迹检验和最大特征值检验"本文中采用的Johansen极大类似值估计法。

在实际生产总值（LGDP）, 实际金融机构年末贷款总余额(LX1)，实际财政支出总额(LFE)为一阶差分平稳的基础上，本文采用johansen协整检验，以检验在三个变量之间是否存在长期稳定的某种关系，检验结果见表2所示。

Johansen协整检验的经统计量和最大特征值统计量检验均显示，三个变量LGDP,LX1，LFE之间存在显著的协整关系，其协整方程为：

LGDP=3905.35+0.85872LX1+0.070924LFE

6.39600 16.43888 1.227709

R2 =0.996898 F= 482.8931 DW= 1.6531

由回归结果可知，在1978年期间，对经济增长相对具有较大正向作用的是金融机构，因为方程中系数是0.85，表明金融机构贷款每增加1%，GDP增加0.85%。财政支出对经济的增长起正向的作用但并不是非常显著。这一结果与当前金融业成为我区经济发展的重要支柱相符合。

（3）格兰杰因果检验

通过协整检验我们可以判断变量是否存在长期均衡关系,但我们还要进一步验证变量之间是否构成因果关系"这就需要用到格兰杰因果检验(GrangerCausalityTest)了"格兰杰因果检验(GrangerCausalityTest)的基本思想是/现在和过去可以影响未来,但未来是不能影响到过去的0,这也就是说时间发生的时序是十分重要的"即:只有变量X的变化发生在变量Y之前,变量X才是引起变量Y的原因,同样如果变量Y是引起变量X的原因,那它也要发生在变量X之前。具体方法是,对于回归方程:

原假设为Y不构成对X的因果性,即H":p:=pZ=,日k=0,则在原假设成立的情况下:

～ F(k,T-2k)

其中SSEr为施加约束时的残差平方和(也就是没有Y的情况下X自身做回归的残差平方和),SSEu为没有施加约束时的残差平方和,T为样本容量,k为最大滞后阶数，这个检验的思路是,如果考虑Y的情况下的残差平方和小于没有Y的情况下的残差平方和,就认为Y和X有因果性。

为研究经济增长与金融机构，财政支出之间的因果关系，我们利用格兰杰因果关系检验法，经一阶差分运算后得到结果如下表所示。

从格兰杰因果检验结果来看，GDP的增加是财政支出增加的原因，财政支出并同样是引起GDP值变化的原因。两者互为因果关系。同样金融机构贷款额LX1与GDP互为因果关系。

三、结论与对策建议

（1）结论

1.金融支持和财政支持对经济增长的带动作用都是显著的。其中，信贷投入的边际经济产出要高于财政支出的边际经济产出，即通过信贷途径所产生的经济效应比通过财政支出途径产生的经济效应要高。通过进一步加大信贷投入可能提高资金利用的总体效率。

2.金融信贷投入和财政支出的产出效率总体偏低。计算信贷投入和财政投入的单位经济产出发现，各投入的产出基本属于较低水平，单位产出都不到1.且随着时间的变化，信贷投入的单位产出有逐年降低的趋势。

（2）对策建议

1.完善区域金融结构，建立多元化金融机构体系，提高广西金融业的整体水平。有效的金融体系表现在其所提供的金融服务能满足复杂、多层次和多样的金融需求，而广西目前的金融体系过于单一，只有通过发展多元化的金融机构，才能满足和刺激各种金融需求和引致需求，促进金融业的竞争，提高金融服务效率。

2.规范财政支出规模，调整财政支出的结构。总的来说公共支出规模对当地经济的增长有积极的作用，改革公共支出规模应有效使用财政支出政策，并将其作为一个宏观调节经济的工具，保持财政支出的适当规模，促进地方经济的发展。虽然财政支出规模与经济增长呈正比例关系，但不能盲目地扩大财政支出的规模。其次财政投入的产出效率偏低，主要体现在财政投入的结构不合理。财政投向应结合广西经济发展的实际需要和具体情况，建立合理的财政支出框架，以规范财政支出预算体系，提高财政投入效率。

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[6]严成樑，龚六堂.财政支出、税收与长期经济增长[J].经济研究，2009（6）：4-14．

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一、问题的提出

__市位于__省东南部高寒山岳地带，全市平均海拔高度在__x米之间，全市农村人口__x万人，占全市人口的33.3％，全市农村总户数__x万户，农村劳动力__万人。全市耕地总面积____平方公里，农村人均占有耕地面积0.148公顷，仅为全省平均水平的1/6。20__年全市农业总产值实现__x亿元，占全市gdp的24.1％，是全省平均水平的21％；粮食总产量__x万吨，年均增长4.8％，比全省平均水平低4.1个百分点；农民现金收入为____元，年均增长6.2％，分别比全省平均水平少435元和低1.8个百分点。

目前，__市农村经济发展表现出了“经济发展乏力、农民增收困难、农民生活环境较差、受教育水平低”等诸多问题，其中也集中反映了金融服务能力不足、结构差异较大等深层次问题。虽然目前__市农村有农业银行、农业发展银行、农村信用社、邮政储蓄以及其他商业性金融机构，但是，随着金融体制改革的深入，商业性金融机构越来越注重效益，而由于农业经济发展滞后，支持农村经济无利可图，还可能带来金融风险，金融业因此对农业服务力度不足，已成为新农村建设、彻底解决“三农”问题的一大制约因素，这个问题不解决好，将影响社会主义新农村建设的进程。

二、影响金融支持新农村建设的因素分析

（一）农村金融服务的客户需求特征

随着农村经济结构调整以及农业和农村经济向规模化、多元化和产业化的不断发展，__市农户、种养大户和特色农业产品企业对信贷资金的需求量越来越大，各层次的农村客户的金融服务需求满足情况也存在差异。

1、以消费型为特征的小额资金需求满足度较高。主要表现为广大农民由于盖房、看病、婚丧、子女教育等需求向农村信用社借贷，这类消费型资金需求额度一般为几百元到几千元，农村信用社普遍能满足农户的需求。

2、以维持简单农业再生产而形成的资金需求基本可以满足。表现为农户因发展简单农业再生产而需要向信用社借贷资金购买农具、种籽、肥料、农药等等。这类贷款需求面广，需求的资金额度一般为几千元到上万元不等，__市农村信用社受支农再贷款带动，对此类需求支持力度也较强。

3、扩大农业再生产而形成的资金需求满足度较低。如各类种植、特色农产品产业化、养殖大户和其它农业企业组织在发展农业再生产过程中，由于自筹资金不足或流动资金紧缺而向农村信用社申请贷款扶持。这类客户需求资金较大，但农村信用社满足程度较小。

（二）农村金融服务供给结构及现状

1、农信社成为农村金融服务的主力军。截止20__年末，__市有农户____x户，有贷款需求的农户____x户，得到贷款的农户____x户，占贷款需求农户的66.5％。全市农村信用社农业贷款余额和年累计发生额分别为__x亿元和__x亿元，占全市农业贷款余额和年累计发生额的比例分别为79.2％和67.6％。

2、农村贷款执行利率上浮幅度较大。据了解，农信社由于考虑抗风险因素能力、经营效益、市场竞争等因素，目前对农业及农户贷款利率一般执行上浮80%-100%。较高的利率浮动一方面有利于弥补农村信用社贷款运行成本偏高的不足，另一方面加大了农民的实际负担。

3、农村贷款额小面广，种类单一。经了解，__市农信社发放的“三农”贷款种类较为单一，多为农户担保贷款，农户小额信用贷款、联保贷款等其他形式的贷款，数额较大的农业贷款发放较少，由于贷款额小面广，无法满足上规模的农业种养大户和其他农业生产组织的资金需要。

（三）影响农村金融服务支持新农村建设的因素

1、农村金融服务体系不完善，整体功能不强。表现在：一是政策性银行功能弱化，商业银行功能缺位，农村信用社等合作性金融机构整体实力不强。二是涉农金融机构运行机制尚不灵活。

2、防灾抗害保险体系尚未健全完善，抗自然灾害能力脆弱。自20__年以来，__市相继发生了长期干旱、霜冻、局部区域冻雹以及检疫性虫害，给农业生产造成巨大损失。20__年度全市耕地受灾面积约____公顷，年底农作物减产约在3成左右，直接经济损失约____万元，其中有农业保险补偿的仅为2％。

3、农村教育信贷投放空白，农民受教育的权益很不平等。目前，__市农民受教育程度还很低，教育信贷投放也处于空白阶段。一是农民教育资源低，且没有教育资源信贷支持。一方面，农民教育资源的数量明显偏低。另一方面，农民占有教育资源的质量明显偏低。农村学校的校舍、设施设备以及教学水平都难以与城镇相比，不少农村中小学的音乐、体育、美术、外语

、计算机教师严重缺乏，有的甚至无专业教师，无法开课，不少农村中小学的音、体、美以及计算机设备设施匮乏，图书少而陈旧。二是农民子女享受教育的成本高，且没有助学贷款支持，只能以农户贷款填补。4、农村社会资金“抽走”多、“反哺”少，农村信贷投放后劲乏力。首先是国有商业银行基层机构的撤并和职能调整，从1997年起对县级机构的贷款权限上收，使相当部分县级以下机构成了单纯吸收存款的机构，使本来就原始积累不足、缺乏资金的部分农村社会资金直接被抽走倒流投入城市，在不发达地区的农村尤为突出。其次是定位“只吸收存款不发放贷款”的邮政储蓄，以其邮政代办点遍布乡村和办理邮政汇款的优势，将农民出售农副产品的资金和外出打工人员汇回的资金，最大限度地吸收逐级上划转存人民银行。

5、农村信贷资金流向和结构不合理，无法切实促进农业产业结构调整。一是贷款种类单一，多为农户担保贷款、农户小额信用贷款、联保贷款；二是农户贷款利率偏高;三是贷款期限不尽合理，贷款期限时间最长不超过一年，没有中长期贷款，这与很多养殖业、种植行业的生产周期不匹配。贷款到期后，农民不得不借民间资金还贷，或因无法按时还贷而必须担负更高的利息费用，既影响农民的正常生产，又增加了贷款成本，也不利于农业生产和农民增收；四是贷款额小面广，覆盖率大，但对规模化农业大生产的资金需求相对不足。

6、农村组织贷款、消费信贷结构的缺陷，制约了农村就业形势改善和精神文明建设。

一方面,__市种养大户、产业化龙头企业和其他涉农企业扩大再生产贷款的投放力度较小，满足程度不高。因此，信贷投放总量不足、信贷结构的缺陷影响了农村企业的发展，继而影响了农民企业就业形势的改善。

另一方面，__市农业人口占全市人口的32.8％，但其消费信贷余额仅占全市消费信贷的2％，而农村精神文化产品信贷投放至今尚属空白。农民的精神权益则更为缺失。

7、金融服务落后，进一步制约了新农村建设。

农业经济发展的结算渠道不畅，农村异地汇款结算难。随着国有商业银行网点纷纷从乡镇撤离，在乡镇保留的邮政储蓄和农村信用社只具有同城、同地汇兑结算功能，而不具备跨市、县特别是跨省等异地汇兑结算功能，这就为农产品的大量外销，在资金结算上设置了障碍，影响了农产品的流通和销售。一些农民懊丧地说，现在农村水路通了、电路通了、公路通了、广播电视通了，而资金汇路却不通了。

三、加强金融支持力度促进新农村建设的措施和建议

（一）创新现代农业保险发展意识。一是现阶段开展农业保险应逐步建立多层次体系、多渠道支持、多主体经营的符合区域实际的农业保险制度；立足于政策扶持，商业运作的经营原则；实行农业保险经营模式多元化，因地制宜地选择确定经营模式。二是培育发展农业保险市场，积极探索现代农业保险发展实践。根据“先起步、后完善，先试点、后推广”的原则，在全市范围内逐步依靠政府支持，开展保险公司与政府联办、为政府代办以及保险公司自营等多种形式的农业保险试点工作。人民银行应牵头联合政府及保险部门，着手研究制定政策性农业保险鼓励支持政策，建立政策性农业保险保障的种植业和养殖业目录，共同组成农业保险试点工作小组，保证农业保险实践工作顺利开展。

（二）全面推进农村金融体制改革，加快健全多种金融机构分工协作、平等竞争的农村金融体系。

1、将完善邮政储蓄制度与建立有效的农村资金回流机制统筹协调起来。一是改变邮政储蓄的“大储蓄所”的经营机制，加强信贷投放的激励机制。二是扩大人民银行对农村正规金融机构的再贷款支持制度，增强再贷款带动效应，借此促进邮政储蓄存款回流农村。

2、适应粮食流通体制改革和农业结构调整的需要，重新整合政策性金融业务，调整其业务载体。健全农业发展银行的政策性金融功能，放宽其经营范围，将产业化龙头企业的收购资金纳入农发行的支持范围。

3、制定政策，鼓励并要求商业银行将在农村吸收的资金更多地用于农村。一是要求在农村设立网点的商业银行，包括邮政储蓄抽出一定比例资金支持当地农业经济发展。二是适当下放商业银行贷款审批、发放权限，在保证资金安全的基础上适度支持规模化、区域化、产业化的农业种养大户发展农业经济。三是商业银行应改变作风，增强为农村经济发展的意识，积极开发农村的信贷品种，拓宽新农村金融服务领域。

4、坚持农村金融立足于为新农村建设服务的经营方向，不断提高金融服务水平。不断增加助学贷款、消费信贷、异地汇兑等服务品种，改进贷款规程，简化贷款手续，对贷款期限的确定坚持宜长即长、宜短即短的原则，灵活掌握，合理确定，有意识加大弱势群体的贷款，帮助弱势群体致富。

5、研究制定有关财政贴息政策，切实减轻农民贷款利息高、负担重的问题。坚持扶持农业经济发展为主题，农民担负的农业贷款利息尽可能按人民银行基准利率执行，对支持新农村建设的农村信用社即可继续执行现行贷款利率的上浮政策，利息差额由财政部门来弥补。这样既可减轻农民贷款利息的负担，有利于支持农业生产发展，又可以支持农村信用社的可持续性发展。

6、建立和完善农村担保机制，规避农村金融风险。一是政府出资建立农业信用担保机构，积极拓展符合农村特点的担保业务，缓解农民贷款抵押、担保难问题。二是建立农业担保基金，由政府、农村企业、农户等方出资，切实解决农户和农村中小企业担保难的实际情况。二是鼓励现有商业性担保机构开展农村担保业务。三是发展农村互助担保组织。四是强化县乡信用的综合治理，切实改善社会信用，共同维护金融债权，提高农民信用意识，同时依法打击恶意逃废债务的行为。

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关键词 金融市场 协同波动溢出效益 分析研究

在金融市场的强有效的机制下，与其市场有关的任何信息都会在第一时间被市场所吸收，所以从理论上讲金融市场之间是不会存在任何波动溢出效应的。但是随着金融工作者的不断研究证实在实际情况下金融市场之间是存在溢出效应的。波动溢出效应是一种人们可以观察到金融市场之间的信息传导现象，是由一个市场的波动引起另个一市场波动。波动溢出效应只有大小之分，没有正分之分，通过对以往波动溢出分析的文章的研究发现对于两个市场之间的协同波动溢出现象的分析很少提及。本文着重对金融市场的协同波动溢出进行分析以及实证研究。

一、对波动溢出进行分析

在对金融市场的波动溢出进行分析时，通常会用GARCH模型来进行分析。金融市场得数据变化是随着时间的变化而变化的，那么方差也就会随之变化。在对波动溢出进行分析时要首先对数据的波动有一个大概描述，然会再用GARCH模型来进行数据的分析，最后通过分析结果来判断金融市场的波动情况。

一般GARCH公式可以表示为

GARCH公式只能对数据的波动正相关现象进行分析，而不能对数据的负相关现象进行分析，这是该模型的缺陷，但是对波动溢出的分析是没有影响的。

通过该公式对市场波动溢出效应分析的方法是通过对数据的方差变化的分析间接的对市场的波动进行分析，从实际情况来说方差的变化不一定就代表了市场之间存在溢出效应。其结果还会受到其他相关变量之间的影响。而且对于该种模型分析方法来说不能去直观的分析出波动溢出发生的概率。对于一个金融市场来说，在实际情况中进行金融决策中，不能值针对与市场之间发生的波动溢出情况，还要对波动溢出发生的概率进行实际结合。

二、对协同波动溢出进行分析

波动溢出是指一个市场的变化对另一个市场带来的影响，而协同波动溢出现象值得是有一个市场带来的波动变化对与多个市场同时带来的影响，由于市场影响因素复杂性是无法用对波动溢出分析的方法来对协同波动溢出现象进行分析，这也是目前金融市场分析手段的缺陷。由于对协同波动的分析设计到多组数据，所以GARCH模型的局限性限制了在波动溢出进行更深层次的分析。对于波动溢出分析我们通常用ICA方法进行相关分析。ICA是独立分析的简称，在以往对协同波动分析时尝试过用主成份分析的方法来对数据进行分析，该方法的核心是通过假设数据服从高斯分布，来找出数据的独立成分。而在实际情况中数据往往是不符合高斯分布的，所以这种方法就不能去对所有波动情况来进行分析了。下面我们将主要来讲述基于ICA模式下的SV模型的分析方法。

SV模型

基本的随机波动模型

离散时间SV模型

在对协同波动进行数据分析时，先对SV进行估计分析。对于SV的分析方法有很多，在这里我们选用WINBUGS计算机软件进行分析，这是一种非常简便的分析方法，不需要太复杂的变成就可以实现对SV模型的参数估计。在得到参数估计之后我们需要对协同波动溢出进行判断。我们要首先计算出市场日收益率t期波动Xt

通过对收益率的计算结果然后进行对SV模型的参数b的标准差进行计算，进而来判断单个日收益率对整个金融市场的日收益存不存在溢出影响。

三、对金融市场波动溢出实证方法的研究

对于对上述的波动溢出分析方法的实证研究，我们可以以股市市场为例。我们可以去选取一段时间内的几个股市指数来作为分析对象。在这里我们以上海综合指数，深证成分指数，香港恒生指数，韩国综合指数为分析研究对象。首先我们将各个股市的日收益率建模进行参数估计，我们可以用GARCH模型来建模分析，通过计算来得出股市各时期的日收益率参数。然后将这些日收益率参数带入模型中的均值方程中进行均值分析。然后对这些均值我们进行比较分析，以均值参数是不是显著为零来判断各股市之间是否受到波动溢出影响。

四、结语

目前对金融市场的波动溢出的分析预测，对于从事金融行业的人来说是非常重要，因为它关联着未来金融市场的动态变化，所以关乎着每一个金融决策。就目前来说，对于波动溢出的分析手段相对单一，而且每种方法都有缺陷存在。目前金融市场相对稳定，但是由于其影响因素较复杂，金融市场在未来的趋势还是有一定的不确定性的。所以对与市场波动溢出的分析研究还需要我们进行下去，在现有分析模型的基础上来进行更加深入的研究，填补现有的分析缺陷，增加对市场波动分析的精准性，把握金融市场的变化动态，做出高水平的金融决策减少投资带来的风险。

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随着信息业的发展，资本的流动加大，金融产业得到空前发展，金融产业集聚效应已经得到越来越凸显。在西安建设国际化大都市的背景下，研究西安金融产业集聚与经济增长之间的关系，成为一项重要课题。但是，目前研究西安金融产业集聚与经济增长的关系文章较少。本文通过西安2000年至2012年的金融经济数据检验金融产业集聚与经济增长的关系。

一、实证分析

在国外关于产业集聚的研究文献中，产业集聚计算主要分为四种方法：空间基尼系数、产业集群指数、哈莱-克依指数、区位熵指数。本文主要采用区位熵指数方法，衡量金融产业的区域集聚程度。计算方法如下：

（一）单位根检验

首先在进行协整检验之前，进行检验单位根检验，确定单整阶数，通过EVIEWS检验结果可以看出，经过一阶差分后都是平稳序列，都是一阶单整序列。结果见下表：

注：Δ表示一阶差分。

（二）协整检验

从上面得到金融产业集聚指数和人均地区生产总值都是滞后一期是平稳的，可以进行OLS回归，得到协整方程：

LGDP=980.45+7904.4LQ

（70.52）（39.87）

R2=0.943 DW=1.47

并对残差序列进行单位根检验，通过平稳检验，是平稳序列。所以金融产业集聚与经济增长长期保持着平衡关系。

（三）格兰杰因果检验

对LGDP和LQ进行格兰杰因果检验，得到两者具有长期稳定的互为因果关系。在滞后2期，经济增长才是金融产业集聚的因果关系，说明，经济增长到一定程度，才会对金融产业集聚有一定拉动作用。

二、结论

从本文实证结果来看，西安金融产业集聚和经济增长两者存在长期稳定关系，并且金融产业集聚对经济增长的拉动更为主动，当经济发展到一定时期，对金融产业集聚会产生促进作用。所以，加大金融产业集聚效应是提高西安经济增长的一个有效途径。本文结合西安目前金融发展现状，认为可以从以下几个方面着手：

（1）西安市政府应当加大对金融产业集聚发展的支持。西安市政府可以建立有关金融产业集聚的相关政策，促进金融区的发展，协助金融企业之间的交流合作。采取简化审批手续，降低税收等政策吸引金融企业入驻金融园区。并且可以吸引跨国金融公司来西安设立办事处或者将总部建在西安，提升西安的知名度，发挥网络辐射作用。政府还应当积极推动金融信息技术的建设。信息技术建设不但可以克服时间及空间的延迟，还可以节约交易费用，提高效率。

（2）推进人才建设。金融竞争的核心是金融人才。目前，金融业缺乏高级管理人才，所以应当加大高校和业界的教育以及后期培训。也可以通过人才政策吸引一批具有丰富经验的海外人才落户西安，提高金融机构效率，进一步壮大金融产业发展。

（3）建立和健全金融监管体系

金融行业是一个风险集中的行业，所以要想金融业健康发展必须要有健全的监管体系。主要做到两点：保证公平竞争环境和市场稳定。防范金融风险，为市场发展提供安全环境。政府必须出台相应的法律和法规规范金融市场，为市场交易的正常及顺利进行创造良好环境。金融产品不断创新、金融服务方式也不断在改变，监管不能够落后在这些创新之后。监管机构应当及时更新监管理念，改进监管手段和工具，适应不断快速发展的金融环境。

（4）加快金融创新，提高金融服务效率。西安金融机构应当加大金融产品、服务的创新，实现金融业的快速发展，满足顾客不断变化的金融要求，完善金融工具。积极开拓服务领域，扩大服务范围，创新服务方式，整合金融资源，为社会不同群体提供全方位和个性化的金融服务，进一步发挥金融产业集聚效应。（作者单位：西安工业大学北方信息工程学院）

本文系西安工业大学北方信息工程学院院长科研基金Y1215研究成果

参考文献：

[1] 陈文锋，平瑛.上海金融产业集聚与经济增长的关系[J].统计与决策，2008（20）.

[2] 丁艺，李靖霞，李林.金融集聚与区域经济增长—基于省际数据的实证分析[J].宏观经济，2010（2）.