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篇1
Key Words:financial depth,financial width,financial development
中圖分類號:F830 文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)10-0030-04
一、導言
2008年山東省GDP突破3萬億元,居全國第二位,經濟的快速健康發展為金融業發展提供了堅實基礎。但山東省的金融發展水平與經濟發展水平并不適配,與廣東、江蘇等省份相比,無論是金融深度還是金融寬度,都還存在一定差距。本文根據金融發展理論,對山東省的金融深度和金融寬度及其影響因素進行了實證分析,認為山東省亟需大力推動金融業發展,為經濟發展提供足夠的金融支持。
金融發展一般包括兩個維度:金融深度和金融寬度。金融深度是指金融資產的數量增加,通常是以M2/GDP作為刻畫社會經濟金融化程度的指標,它反映著一個地區經濟發展進程中金融不斷深化的過程。金融寬度是指金融服務的可得性,即一國金融產品的豐富程度、金融工具的創新力度等。例如一個國家全部金融資產的結構指標,一國居民財產的結構指標等均可用于衡量金融寬度。Goldsmith (1969)在《金融結構與金融發展》中提出了金融發展理論的基本分析框架,構造了衡量金融發展的金融相關比率,即FIR=金融資產總值/GDP。在此基礎上,McKinnon(1973)提出了衡量一國金融深化的數量指標――M2/GDP,它反映了一國金融發展的深度和經濟貨幣化的程度。King和Levine(1993)提出了PRIVATE和PRIVY指標,更加全面地反映了金融體系的功能。由于金融深度這一指標并不能完全準確衡量一個國家或地區的金融發展水平,對金融寬度的研究越來越受到經濟學家的重視。Demirguc-Kunt 和Peria(2005)第一次從實證的角度研究了金融寬度的影響因素和金融深度與企業融資約束之間的關系,提出在控制了金融深度后,金融寬度越大的國家,企業的融資約束越小。
國內的研究中,談儒勇(1999)、王志強和孫剛 (2003)等認為金融發展對經濟增長有顯著的正向作用。韓延春(2001)、譚艷芝和彭文平(2003)等認為金融發展對經濟增長的作用有限或作用不顯著。一些學者也就區域金融發展與經濟增長之間的關系進行了初步探討,如周立和王子明(2002)通過分地區檢驗得出地區金融發展與經濟增長強相關的結論;張兵、胡俊偉對江蘇金融發展與經濟增長的關系進行檢驗,得出了江蘇省的貨幣化程度與經濟增長呈負相關、證券化程度與經濟增長呈正相關的結論;孫涌實證分析了貴州省金融深化對經濟增長的作用等等。
目前大多數學者的研究集中在金融發展與經濟增長的關系上,缺乏對金融發展影響因素尤其是對區域金融發展影響因素的研究。由于我國各地經濟發展和金融發展狀況差異很大,研究區域金融發展與經濟增長的關系具有重要意義?；诖?本文擬對山東省金融發展水平及其影響因素進行實證研究。在指標上,選取代表金融發展的金融深度和金融寬度指標,分別以(M2-M0)/GDP和以金融機構對私營部門的信貸額/總信貸額來計算,并將其作為被解釋變量,以國民收入、利差及通貨膨脹率等為解釋變量,運用普通最小二乘法(OLS)進行線性回歸。由于線性相關并不說明因果關系的方向,為此,本實證研究僅限于為上述變量間因果關系存在的可能性提供經驗證據。
二、山東省金融發展現狀
本文選擇江蘇省和廣東省作為與山東省進行橫向比較的對象,主要是基于這兩個省份的GDP和山東大體相當,同時,山東、江蘇和廣東分屬中國的三大經濟區,通過這三省的比較,可以反映出三大經濟區的金融業特點和發展程度。
(一)金融深度比較
從表1 可以看出,伴隨著GDP的增長,山東省(M2-M0)保持了增長的趨勢,但絕對值始終低于GDP。從表2可以看出,山東的金融深度一直低于1,近年來還有下降趨勢。近年來江蘇省金融深度有了較大幅的增長,已經超越了山東。廣東省金融深度基本保持在2左右,金融深化程度較高。此外,從金融機構的數量上看,2007年江蘇省股份制銀行數量共計615家,資產7609.3億元,而山東省股份制銀行只有272家,資產總額4111億元,銀行數量和資產規模上存在明顯差距。在企業存款上,山東省企業存款額比江蘇少近4000億元,比廣東少近6000億元。從上述分析可以看出,在經濟總量不斷增長的情況下,山東省金融業的發展速度落后于經濟的增長步伐,金融深化的幅度落后于江蘇省和廣東省,金融深度相對不足。
(二)金融寬度比較
從圖1來看,山東、江蘇的金融寬度大致相當,并都呈現逐年上升趨勢,廣東省的金融寬度雖然呈現持續下降的趨勢,但在數值上遠遠超過山東和江蘇二省。造成如此巨大差異的一個主要原因,是山東省中小企業一直沒有得到較好的發展。由于山東省的產業結構和客戶結構與江蘇、廣東差別較大,大型企業居多,加之山東省中小企業融資渠道較為單一,融資難問題沒有得到根本解決,發展相對緩慢。另一個原因是山東省商業銀行的總體效率水平不高,資源配置的合理性不足,金融工具單一。根據對商業銀行資產/總資產指標的分析,山東省2008年這一指標為65.82%,江蘇省為72.56%,全國的平均水平大約為72%,相比之下山東省銀行業的資產利用效率仍有很大提升潛力。
三、回歸分析
(一)數據來源
一國或地區的金融發展水平是由社會的各項因素綜合決定的,其中,國民收入、利差、通貨膨脹率等宏觀經濟指標和量化的法律指標及債權人權利指數等環境指標是回歸分析的常用指標。根據世界銀行的統計,中國近幾年的債權人權利指數一直是5.0,不能作為解釋變量,因此本文舍棄此指標。考慮到包括山東省在內的中國經濟從1997年至2007年保持了十年的穩定增長,因此所有回歸數據都選自此時間段。同時在檢驗時發現人均GDP對人均可支配收入(I)回歸,非常顯著異于0,為防止多重共線性,剔除人均GDP指標。
建立對金融深度的回歸方程:
(D為金融深度,I為人均可支配收入,R為貸款利率,a0=c)
建立對金融寬度的回歸方程:
(B為金融寬度,I為人均可支配收入,R為貸款利率,b0=c)
(二)回歸結果如下
D=-0.565+0.017CPI-0.047I-0.000R
t = (-0.418)(1.175)(-2.322)(-1.806)
調整R2=0.297 DW統計量=1.657
B=-0.063+0.001CPI-0.002I+0.000R
t = (-2.426) (2.684)(-5.587)(6.687)
調整R2=0.941DW統計量=2.521
從總體上看,通過對兩個方程進行t檢驗,得出在5%的顯著水平上,對金融深度的回歸不顯著,而對金融寬度的回歸比較顯著。
結果一:通過對金融深度的回歸,CPI和人居民可支配收入對金融深度的影響并不顯著,利率與金融深度之間雖然存在較顯著的正相關,但是整體上看方程并不顯著,說明這三個變量不能充分解釋金融深度的變化。從實際情況分析,因為選取M2-M0指標來計算金融深度,特別是企業存款與利率有著直接的關系,所以利率與金融深度的正相關比較容易解釋。由于CPI容易受到政府政策的影響,而政策的實施通常是逆經濟發展趨勢的,因此可能存在滯后性。如果以通貨膨脹率代替CPI來進行回歸,得出的結論和前面的結果基本一致。
結果二:根據對金融寬度的回歸,人均可支配收入、通貨膨脹率和利率與金融寬度之間存在較強的相關性,調整R2為0.941,DW值為2.521,在合理的范圍內,方程整體的回歸結果較為顯著。人均可支配收入每增加1000元,金融寬度增加0.000117;CPI 上升1%,金融寬度增加0.031;利率上浮1%會導致金融寬度減少0.001。
人均國民收入與金融寬度顯著正相關,但與金融深度負相關,這與金融發展和經濟增長呈正相關關系(Levine,2005)的結論相左。原因在于人均國民年收入更高的地區,居民具有更強的投資意愿,對于金融產品及投資渠道的需求推動了這一地區的金融發展,從而增加了金融寬度;另一方面,由于基本需求已經得到滿足,并且對于回報率的要求較高,居民已不滿足于銀行利率的回報,而是將更多的資產投入到高回報的產業,因此金融深度并沒有得到提高,反而在比例上有所下降。利率上升則會導致存款的增加,減少投資數量,因此利率的上升對金融寬度存在負向影響。
根據一些學者的研究,通貨膨脹率較高的國家,金融寬度和金融深度都比較差。本文的回歸結果顯示,CPI與金融寬度存在正相關關系,通貨膨脹率與金融寬度同樣存在正相關性。理論研究表明,溫和的通貨膨脹可以刺激經濟增長。由于我們的數據源于山東,因此我們可以認為,在近10年山東的經濟發展中并不存在較大的經濟泡沫。
從回歸中看,銀行貸款利率與金融寬度存在正相關性,但是對金融深度沒有顯著的相關性。通過進一步的實證研究發現,銀行利差與金融寬度之間同樣存在正相關性,這可以說明銀行業的整體效益與利率是相關的,金融業的繁榮必然會表現在銀行收益的提高,利差的增加是導致利潤增加的重要因素。同時,貸款利率的提高也促使企業尋找更加實惠的融資方式,IPO或發行公司債券等都是直接而且更加節約成本的融資方式,因此,貸款利率的提高也在另一面推動了融資渠道的多樣性。
四、結論及建議
根據以上分析,可以發現:隨著經濟的發展,山東省的金融深度和金融寬度都呈現不同速度的增長;但山東省的金融深度和金融寬度都落后于廣東和江蘇兩省,企業存款的差異、經濟結構的差異和銀行體系效率不高是造成落后的主要原因,山東省金融行業對GDP的貢獻率還有待進一步提高。
通過回歸,得出人均收入、通貨膨脹率與金融寬度正相關,與金融深度不相關的結論。說明一個地區的收入水平越高,對金融水平的要求就越高,因此會促使金融寬度的增加,但人們收入越高對投資渠道和金融服務的要求就越高,會尋求更多的投資方式。同時,信貸部門在擴大信貸服務時顯然對通貨膨脹率的調整存在一定滯后性,因此通貨膨脹率對金融寬度的影響為正,而對金融深度沒有影響。
為提升山東金融發展水平,特提出以下建議:
一是加快對現有金融業在結構布局、產品開發、服務等方面的調整和完善。重點是促進大型國有銀行加快理念、機制、產品、渠道、服務等金融創新,不斷增強銀行業的服務效率和水平。推動商業銀行,尤其是股份制商業銀行在中小城市的發展,盡快建立起覆蓋全省的機構網絡。加快建立并完善多層次的金融市場,促進資本市場、貨幣市場和保險市場的有效結合,建立起與產業結構相適應的金融體系。
二是整合地方法人金融機構,打造金融大部門。山東作為一個經濟大省,應盡快對現有地方金融資源進行整合,選擇一個較為有實力的法人為控股母公司,建立起大型的金融控股集團,解決股權分散、優勢不集中的問題,并發揮好金融控股集團在多元化金融服務、分散和防范風險、平衡現金流、金融創新等方面的作用。
三是多元化發展縣域金融,解決縣域經濟發展中的金融抑制問題。目前,多數縣域只有農村信用合作聯社,金融的供給不適應以小企業、農戶為主體的縣域經濟主體需求。應盡快建立村鎮銀行、小額貸款擔保公司等一批適合縣域經濟的金融企業。
四是健全法律規范,加強司法保障。在現行的法律框架和司法環境下,必須切實加強對金融機構擔保債權、物權的全面、有效的保護,確保抵押權的實效性。
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篇2
資產證券化作為一種重要的金融創新工具，對全球經濟發展和金融活動產生了巨大的影響。如Frank J Fabozzi和Franco Modigliani（1998）曾指出，自20世紀60年代開始的資產證券化的浪潮徹底改變了傳統的金融中介方式，極大的促進了融資活動的發展。伴隨著金融自由化的趨勢，資產證券化在全球范圍內迅速發展，其在提高金融市場流動性、轉移和分散風險、促進宏觀經濟發展等方面發揮了日益重要的作用。但是，美國于2007年爆發的次貸危機，使人們深刻的意識到資產證券化所隱含的巨大風險，慘痛的教訓使人們清醒的認識到資產證券化只是把風險在不同的投資者之間進行轉移，并沒有消除這些風險。相反，當經濟活動中出現過度的資產證券化行為時，資產證券化還會放大金融系統中的風險，甚至產生新的風險，并加速信用風險由金融系統向實體經濟的轉移。因此，許多人開始擔心：如果資產證券化的趨勢沒有被遏制，那我們的金融系統將變得更加脆弱。
關于2007年金融危機爆發的原因，學者進行了深入的探討。其中，John Kiff和Paul Mills（2007）[1]認為在向低信用借款人發放的長期貸款的中，中介機構沒有充分對次級貸款質量進行有效的監督，是本次金融危機爆發的重要原因之一，因為這些次級貸款被廣泛用于資產證券化的資產池，造成了資產證券化產品的信用風險被市場嚴重低估。他們也指出信用評級機構在危機發生后表現遲緩亦加劇了金融危機對全球經濟的影響。陳志武（2007）[2]指出，現有的制度結構所能支撐的資本化容量遠遠低于金融化、資本化的需求，最終導致了此次金融危機的爆發。雖然資產證券化在此次金融危機中扮演著不容忽視的角色，但毋庸置疑的是：金融危機爆發的主要原因是由于信用風險管理的不到位和資產過度證券化，而不是資產證券化本身。因此，我們有必要準確的分析資產證券化和金融穩定之間的作用機制，從而對資產證券化有一個正確的認識。
2相關研究
此次金融危機之前，人們普遍接受這樣一個觀點：資產證券化可以分散信用風險，因此，其可以促進金融系統的穩定。Donahoo和Shaffer（1991）[3]指出資產證券化可以顯著地降低銀行的金融成本，其作用機制由Fabozzi 和Kothari（2007）[4]進行了充分的闡述。Hill（1996）認為資產證券化是解決公司金融中信息不對稱問題的一個重要手段。Schwartz（2002）指出資產證券化可以使發起人在資產市場上以更低的成本進行融資，從而降低了金融系統的風險。Katz（1997）[5]指出抵押貸款市場中資產證券化的程度與抵押利率的截面分布呈現負相關的關系，這表明資產證券化促進了抵押貸款市場的發展。Kothari（2003）指出隨著資產證券化的發展，金融市場的融資雙方之間的聯系將更加緊密，這一進程將推動商業銀行的傳統主導地位逐漸被投資銀行所取代。
但是，資產證券化并非是一個沒有任何風險的金融工具。Instefjord（2005）[6]指出結構化金融產品可以導致發行人在經營活動中愿意承擔更高的風險，即資產證券化可能導致道德風險。Rajan等（2005）[7]也指出，資產證券化程度的加深和風險轉移鏈條的延長導致貸款人降低了保障最終投資者利益的動機，并且增加了金融機構在此次金融危機中的道德風險。Shin（2009）[8]指出有關資產證券化的傳統觀點忽視了信用供給的內生性，如果增加資產供給的前提之一是降低借貸標準，那么資產證券化將不會增加金融穩定。Allen和Gale（2005）[8]指出如果一國金融市場不完全，同時監管缺乏效率時，資產證券化的風險轉移機制可能成為監管投機的工具，則此種情形下的資產證券化將增加金融系統的風險。Dionne和Montréal（2003）[10]通過加拿大的銀行數據實證檢驗銀行資本、資產證券化和風險之間的關系，發現資產證券化和銀行風險之間具有顯著的正相關聯系，同時，資產證券化和銀行的總風險資本充足率之間呈現負相關關系。因此，當資產證券化手段使用不當或者政府監管缺位時，資產證券化可能導致金融系統的不穩定。
3資產證券化與金融穩定之間關系的實證檢驗
31 指標選擇和樣本數據來源
資產證券化程度包含實體資產證券化、信貸資產證券化和無形資產證券化等內容，但是考慮到市場數據的可得性以及足夠的樣本區間，我們僅采用美國證券市場的市值規模和GDP的比值衡量其證券化程度（SGDP），計算方法如下：
SGDP=股票市場總市值/GDP
金融穩定反映在金融體系的穩定上，金融穩定狀態就是構成金融體系的主要要素平穩運行。Nout Wellink1（2002）認為，一個穩定的金融體系應該能夠有效地分配資源和吸收沖擊，阻止這些沖擊對實體經濟和其它金融體系造成破壞性影響。Foot（2003）提出了資產價格可以通過改變消費、國內信貸和資本流動來影響實體經濟和金融穩定。我們可以使用多個指標來度量金融體系是否穩定，比如宏觀經濟的增速，金融體系的信貸資源分配，金融體系的金融深化程度，金融體系資源配置效率等。
本文構建以下四個指標來度量金融穩定：
a宏觀經濟的穩定程度：DGDP=（GDP-GDP（-1））/GDP（-1），DGDP表示實際GDP增長速度；b金融體系的信貸資源分配：TCGDP= TC/GDP，其中，TC是國內信貸的總量；c金融體系的金融深化程度：M2GDP=M2/GDP；d金融體系資源配置效率：RI，RI代表美國的實際利率。
根據公開數據的可得性，本文選擇從1988年到2010年的美國相關變量數據作為樣本，每個時間序列共23個樣本，原始數據來源于世界銀行統計數據庫、IMF 數據統計資料和美國財政部，各個初始變量經整理后得到上文描述的五個指標。
32 格蘭杰因果檢驗
通過對資產證券化與金融穩定的相關指標進行格蘭杰因果關系檢驗，我們可以初步檢驗各個變量之間的作用機制――資產證券化能否影響金融穩定，金融穩定能否影響資產證券化的進程，或者兩種機制同時存在。
從Granger因果關系檢驗的結果來看，在5%的置信水平，我們可以拒絕資產證券化程度（SGDP）不是經濟增長（DGDP）和貨幣供給增長（M2GDP）的格蘭杰原因的原假設，在10%的置信水平，我們可以拒絕資產證券化程度（SGDP）不是RI的格蘭杰原因的原假設。即從某種程度上，資產證券化可以影響美國宏觀經濟穩定、金融體系的深化和金融體系內資源配置效率，雖然他們之間的作用方式尚不能確定。但是資產證券化程度（SGDP）和美國信貸規模（TCGDP）之間互相不是彼此的格蘭杰因果原因，即資產證券化和信貸規模之間的關系尚不能確定。此外，即使在10%的置信水平下，我們不能拒絕DGDP、M2GDP和RI是資產證券化格蘭杰原因的原假設，這可能意味著美國的資產證券化進程可以對金融穩定產生作用，但這種作用機制是單向的，金融穩定并沒有對資產證券化程度產生反向的推動作用。這些結論的準確性還需要通過建立VAR模型進一步討論。
Granger因果關系檢驗結果如表1所示。
33 脈沖響應函數和方差分解
在格蘭杰因果關系檢驗的基礎上，我們構建VAR模型以研究各個變量之間的作用機制。VAR模型在描述多變量系統內的相互關系上具有先天的優勢，利用脈沖響應函數，我們可以分析各個變量的外在沖擊對其他變量的系統反應過程，如外在沖擊影響的持續時間長度和過程的收斂發散。根據ASC和SCI準則，本文選取滯后2階的VAR（2）模型來描述各個變量之間的關系。由于本文主要考察各個變量之間的相互作用機制，所以并不給出VAR模型的各個參數。
我們討論變量SGDP在產生一個單位的正向外部沖擊時對其他變量的影響，其中，該沖擊在第一期會對SGDP產生正向的影響，然后沖擊對DGDP的影響程度開始震蕩下降至趨近于0，這說明資產證券化是宏觀經濟的領先指標，并且能夠促進宏觀經濟增長，但是SGDP并不是預測經濟長期增長趨勢的一個有效指標；SGDP的單位沖擊會對TCGDP產生一個長期持續的、顯著正向的影響，這表明資產證券化程度的提高可以提高金融市場參與者的融資能力，促進信貸擴張；SGDP的單位沖擊在期初的兩期內會對RI產生一個正向的影響，但在2期后會產生一個負向的長期影響，這表明在資產證券化加速的過程中資產價格一般會快速增長，宏觀經濟亦會伴隨著加息周期，利率的提高可以防止資產價格出現泡沫，但在長期內，資產證券化的提高會降低金融市場的融資成本，從而帶動真實利率的下降；該沖擊亦會對M2GDP在長期內造成持續的正向影響。
在圖1b中，我們可以發現DGDP的一個單位正向沖擊在期初會對SGDP產生一個負向的影響，這可能是因為資產證券化是宏觀經濟的領先指標并能夠反映市場對宏觀經濟發展的預期，當宏觀經濟的實際沖擊與市場預期相同，由于該沖擊已在資產證券化中有所反映，而宏觀經濟更可能在下一期出現一個負向沖擊使宏觀經濟回歸均衡增長路徑，所以DGDP沖擊對SGDP的影響是負向的；相反，M2GDP的單位沖擊在期初對SGDP會造成顯著的正向影響，因為寬松的貨幣政策有利于資產價格上漲和資產證券化的擴張；當實際利率增高時，投資者會對風險資產索要一個更高的預期回報率，這將降低人們對風險資產的需求，所以RI的單位沖擊將對SGDP產生一個長期的負向影響。
4結論
在美國次貸危機之后，我們應該清醒地認識到資產證券化給金融市場帶來的好處和風險，而不是僅把資產證券化當作金融危機的罪魁禍首而停止金融創新。資產證券化作為現代金融市場中重要的金融創新工具之一，它在迎合市場中投資者的多樣化投資需求和提高金融機構競爭力等方面發揮著不容忽視的作用。我們的實證檢驗也表明資產證券化可以對經濟增長、信用擴張和真實利率等領域施加顯著的影響，合理的資產證券化可以促進金融穩定，同時，金融穩定亦會反過來促進資產證券化的進程。但是，非理性的資產證券化也會產生額外的信用風險，造成金融系統更容易受到外在沖擊的影響。因此，政策決策者應該充分理解資產證券化和金融穩定之間的相互作用機制，從而能夠在不同的經濟條件下制定不同的資產證券化政策以保持金融穩定，如，當實體經濟存在衰退風險時，政府應該鼓勵資產證券化，從而促進信用擴張和降低市場利率，反之亦然。同時，為了維持金融穩定，政府應該采取更加積極的金融監管措施，禁止金融欺詐和非法投機活動，并且抑制金融市場中可能出現的資產過度證券化現象。
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篇3
中圖分類號：F8321 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(Ri)=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=1Wi×Ri（i=1，2，…，36）
其中：I為總體進步評價指數；Wi為第i個指標的權重；Ri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
一、模型與方法
在結構主義的經濟增長模型中,通常包括一些輔解釋變量,如經濟制度、對外開放、金融發展等。本文將金融發展作為一個獨立影響因素引入,根據總量生產函數構造模型如下:
其中,y為國內生產總值的增長率,k為國內資本存量的增長率, I為勞動力的增長率,h為人力資本,finance為金融發展： t表示各年。α為模型中遺漏的體現個體差異的變量的影響,假定其不隨時間變化:ε是誤差項。由于模型既包括了時序數據和截面數據,直接用普通最小二乘法估計模型,可能會存在自相關性和異方差性,所以本文將檢驗其自相關性，異方差性及多重共線性，并采用廣義最小二乘法(GLS)解決問題。
二、指標與數據
最能充分反應一國或地區的經濟增長能力的指標就是國內生產總值的增長率。本文采用實際人均GDP增長率作為衡量經濟增長的指標,取值為扣除價格影響因素的實際人均國內生產總值的環比增長率。國際上通常采用戈氏利麥氏兩種指標來衡量金融發展水平。戈氏和麥氏兩種指標都是從總體上去衡量一國的金融發展程度的。在此引用之,將貨幣存量(M2)與國民生產總值的比作為衡量中國各地區金融發展程度的指標。本文模型中用到的其他指標包括資本存量、勞動力的增長率、人力資本。勞動力的增長率用從業人數的年增長率來表示。人力資本是人們花費在教育、健康、訓練、移民和信息等方面的開支所形成的資本。在本文的實證分析中,出于數據的可靠性和方便性,以中央財政支出中文教衛體事業費占總財政支出的比重來表示。在經濟增長模型中,還有一個不可忽視的因素是技術水平,而初始的技術水平是一個難以度量的變量。事實上無論技術開發與推廣是否花費較高的成本,從較長的一段時間來看,技術進步率是大致相同的。而對技術進步的種種假設或限制在PanelData模型中只是表現為不同地區的回歸方程的截距項或斜率的差異。在本文中分解為截距項和誤差項。本文所使用的數據來源于國家統計局統計數據（1990年～2005）及2006年統計公報。
三、實證分析
用最小二乘法作回歸，并分別檢驗異方差性，自相關性及多重共線性
1.直接OLS
yt=-49.86377+0.134999kt+43.92106It+190.3635ht+
14.37911financet
t=(-2.843168)(0.745759)(1.417603)(2.296129)(3.870960)
R2=0.593394R2=0.457859DW=1.490262F=4.378152
F檢驗。F=4.378152，樣本容量n=17,解釋變量k=4,n-k-1=12。F值與臨界值Fα（k,n-k-1）比較。給定顯著性水平α=0.05，
F＞F0.05（4，12）,說明模型總體是顯著的。
t檢驗。給定顯著性水平α=0.05，查自由度為12的t分布表，得臨界值tα/2(12)=2.1788.解釋變量K、I、H、FINANCE的t值分別為0.745759、1.417603、2.296129、3.870960，與臨界值比較說明人力資本H和金融發展FINANCE對國內生產總值Y的影響顯著。
2.異方差性檢驗
懷特檢驗：
nR2=15.61452,nR2漸進地服從自由度為14的χ2分布。給定顯著性水平α=0.05，χ0.052（14）=23.685。nR2＜χ2α（14），故隨機誤差項不存在異方差。
ARCH檢驗。
R2=0.172852，n=17,p=2,(n-p)R2=2.59278.(n-p)R2服從自由度為2的χ2分布。給定顯著性水平α=0.05，(n-p)R2＜χ0.052（2），表明模型中不存在異方差性。
3.自相關性檢驗
D-W檢驗。由OLS的輸出結果得DW=1.490262，給定顯著性水平α=0.05，查D-W統計表，n=17,k=4,得下限臨界值dL=0.90和上限臨界值dU=1.71，得dL＜DW＜dU，表明不能確定存在自相關。
4.多重共線性檢驗
相關系數檢驗法。相關系數矩陣如下：由相關系數矩陣得，K與H之間的相關系數為0.840490， K與FINANCE的相關系數為-0.797082，H與FINANCE的相關系數為-0.827708，表明這幾個解釋變量之間的相關性較高。
修正。由直接最小二乘的結果看出，K的參數t值并不顯著，又與H,FINANCE存在多重共線性，故考慮刪除解釋變量K。刪除解釋變量后的回歸結果為：
yt= -53.84270+ 56.12190It+ 228.8488ht+ 13.70346financet
t=( -3.279260) (2.170400) (3.588675)(3.870595)
R2=0.574549R2=0.476369 DW=1.43071134669 F= 5.851947
刪除解釋變量K后，模型的統計檢驗均有較大改善。
五、對實證分析的理論解釋及政策建議
90年代以后，特別是中后期，中國逐步擺脫了短缺經濟，由賣方市場轉向買方市場，由供給導向型向需求拉動轉變。從以上擬合結果我們可以得到如下一些主要的結論:
1.從回歸結果看，金融發展對我國的經濟增長有積極作用，且推動作用十分顯著，表現為t檢驗的結果較高（3.870595）。此時的金融發展日益凸顯出其對于經濟增長的推動與促進。
2.金融發展對經濟增長有正的影響,但是,金融發展對經濟增長的積極作用還沒有完全發揮其應有的水平。從這個意義上說，中國仍然需要繼續加大金融改革的力度,消除所有制歧視,使國有經濟和非國有經濟在融資過程中處于平等地位,使非國有經濟的投資需要得到充分地滿足,從而,最大地發揮非國有經濟的巨大潛力和對經濟增長的巨大推動力。
3.作為解釋變量的國內資本存量的增長率k對經濟增長的影響作用并不顯著，將其刪除后，模型的統計檢驗有較大改善。中國也應對此采取相應對策，以避免影響經濟增長，甚至引發金融危機。
參考文獻:
篇5
但是鑒于我國的特殊國情以及轉軌經濟的特殊性，僅僅通過國家層面上的研究是不夠的。周立和胡鞍鋼（2002）通過對我國經濟發展差距和金融發展差距的計算和觀察，得出了兩點重要結論：第一，由于中國各地區發展的不平衡性顯著，對中國的研究不能只停留在國家層面，只有深入到地區層面，才可能把握到基本的現實，從而得出符合實際的結論；第二，經濟差距和金融差距的變動趨勢在時間上具有一致性。這也充分說明了從區域的角度研究金融發展理論的必要性。本文以安徽省為例，選取省內不同經濟區域的9個地市2002～2011十年的數據，分析其金融發展程度及其與經濟增長之間的關系，同時可以看出金融發展的區域差異。
區域金融理論的實證分析
區域經濟發展的不平衡以及貨幣供求方面的差異，決定了其金融發展差異較大。通常用金融資產規模相對于國民財富擴展的金融增長（Financial Growth）作為金融發展水平的替代指標，國際上一般采用金融相關比率這種指標來衡量金融增長水平，人們通常將其簡化為金融資產總量與GDP之比。由于缺乏地區金融的數據，所以一般采用金融機構的存貸款之和與國內生產總值之比進行計算，計算公式為：
FIR=(S+L)/GDP
FIR為金融相關比率；S代表存款額；L代表貸款額；GDP為國內生產總值。
通過對安徽省選取的9個地市10年數據進行實證分析可以看出，安徽省各地金融發展存在著區域差異（見圖1）。
1、省內不同經濟帶金融發展存在差異
總體來看，合肥市的金融相關比率要遠遠高于其他地市，且開始年份較高，但有逐步縮小并趨于穩定的趨勢；不同地市之間均存在著差異，泛長江城市帶要高于安徽省內部其他區域，這與政府政策支持以及地理位置導致的經濟發展差異有很大的關系；皖南要高于皖北地區。對比圖2各地市GDP可以直觀判斷出FIR與GDP存在著顯著正相關關系；當然，各地市的金融發展程度除了與經濟金融因素有關，還有些非經濟金融因素的影響如：地方政府的干預和自然與社會條件的影響等。
2、經濟增長與金融發展存在著正相關關系
進一步地，將9各地市10年間的樣本進行相關性分析，得出相關矩陣，可以看出各地金融發展與經濟增長之間存在著正相關關系二者相關系數為0.448。這說明安徽省經濟增長與金融發展之間的相互促進的關系。
篇6
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：
篇7
關于金融發展對經濟增長作用的研究表明：經濟與金融發展的不平衡導致金融對經濟增長的促進作用也有所不同，金融發展與經濟增長之間有可能存在非線性關系（“門檻效應”）。已有關于山東省金融發展與經濟增長關系的研究多數建立在線性關系假設上，但經濟和金融環境的不同可能造成二者存在非線性關系，只有滿足“門檻條件”，金融才可促進經濟發展。對山東省與上海金融發展與經濟增長的關系進行比較分析、探索山東省金融發展與先進水平的差距，研究山東省與上海金融發展與經濟增長的“門檻效應”具有重要的現實意義。
理論基礎和研究方法
（一）理論假設
適度發達的金融發展水平將會促進經濟增長。較高的金融發展水平有助于促進資本形成和積累，并通過減少金融信息成本和交易成本來提高投融資效率以推動經濟發展。消費信貸等眾多金融服務、金融業務可為消費者提供更多的消費選擇，從而減少消費的約束、促進消費增加、實現消費結構的升級。完備的金融服務可為進出口企業提供信貸和信用證服務以提高貿易和結算的效率。另外，完善的金融服務體系可以為新技術提供較多的金融服務以合理地分配金融投資的風險，有效地推動生產技術進步；完善的政策性金融體系可實現地區間資金的合理流動與配置、提高資本配置的效率，從而帶動地區經濟發展。
本文選擇金融相關比率和金融深化比率指標來描述地區金融發展水平以研究金融促進經濟增長的“門檻效應”?！伴T檻效應”的存在是金融經濟關系實證結果迥異的根本原因。金融發展能夠促進經濟增長，但需要滿足一定的條件，才能使各種金融功能充分發揮自身效用，這些條件構成了金融發展推動經濟增長的“門檻”。經濟發展水平、通貨膨脹水平、信用環境等金融發展軟環境等都有可能是“門檻條件”，最基本的條件是金融發展水平。
（二）研究方法
本文主要采用“鄒氏”轉折點檢驗、格蘭杰因果關系檢驗等對地區金融促進經濟增長的“門檻效應”研究?！班u氏”轉折點檢驗的目的在于檢驗在整個樣本的各子樣本中模型的系數是否相等。如果模型在不同的子樣本中模型的系數不同，則說明該模型中存在轉折點，即金融發展與經濟增長之間關系發生結構性變化；協整檢驗用于檢驗變量間是否存在長期的穩定關系；格蘭杰因果關系檢驗主要用來檢驗斷點前后金融發展與經濟增長之間關系是否存在顯著不同。
實證研究
（一）經濟增長和金融發展指標及其數據來源
1.經濟增長和金融發展指標。第一，經濟增長指標。本文采用地區名義GDP代表地區經濟增長規模，因為代表金融發展的自變量均沒有進行人均處理，而且省市地區公布的人均GDP采用了不同的計算口徑。第二，地區金融發展指標選取。構建金融發展指標是合理衡量金融發展水平的基礎，是討論金融發展與經濟增長之關系進而探尋其內在作用機制的前提。一是金融發展規模指標（FIR）：金融資產總量與GDP之比，金融資產規模指標包括廣義貨幣、股票總市值及保費收入等；二是金融深化指標（DEPTH） ：金融機構的信貸額與GDP的比值。本文選擇上海市作為山東省的對比對象，因為上海市經濟金融發達，經濟金融發展已經滿足部分“門檻”條件，金融對于經濟增長的促進作用得以體現。
2.數據來源和研究年份選擇。山東省和上海市1978-2010年期間的經濟增長和金融數據來源于《山東金融統計年鑒》（2011）、《山東統計年鑒》（2011）、《上海金融統計年鑒》（2011）、《上海統計年鑒》（2011）。年份選擇及時段劃分：1978-1984年，我國金融體系邁出市場化改革的步伐，打破了中國人民銀行統攬所有金融業務的金融體制；1984-1991年，商業銀行、證券公司等相繼出現，上海、深圳證券交易所相繼成立標志著直接和間接融資方式的金融體系的初步建立；1991-1996年，國務院《關于金融體制改革的決定》并成立三家政策性銀行、匯率并軌、放松對同業拆借利率的控制；2001年以后，我國加入WTO、金融國際化步伐加快。
（二）金融促進經濟增長的“門檻效應”研究
1.鄒氏轉折點檢驗。首先對序列進行協整檢驗，結果發現：山東省1991-2010年、上海市1990-2010年期間GDP、FIR和DEPTH具有協整關系。對山東省和上海市的FIR、DEPTH與GDP進行鄒氏轉折點檢驗結果如表1所示，山東省的斷點出現在1991年；上海市的基礎金融功能比較完善，我國金融體系的重大變革基本上都對上海市金融經濟關系造成重大結構性的影響，對上海的檢驗出現多個斷點，最顯著的則為1990年發生的斷點。本文則選取最為顯著的結點，即上交所成立的1990年作為斷點進行后續研究。此時斷點能夠通過1%的顯著性水平檢驗，這說明在1990年上海市經濟增長與金融發展之間關系出現的結構性變化更加突出。
2.格蘭杰因果關系檢驗。山東省斷點前后金融發展與經濟增長的格蘭杰因果關系檢驗結果如表2所示。由表2可知，在1978 -1991年的區間內，山東省的經濟增長在滯后一期的情況下，都顯著地推動了金融發展水平和金融深化程度的提高，這說明在此期間山東省經濟的發展帶動銀行等金融中介機構規模的擴張、金融體系的初步建立，從而使金融發展水平快速提高；但金融效率并不高，金融帶動經濟發展的作用有限。而在斷點后（1991-2010年），山東省金融發展水平和金融深化程度指標都對經濟的發展具有明顯的帶動作用，只是其發展作用的時限向后推遲一年。從實證結果看，金融發展水平是金融發揮作用的一個重要的“門檻條件”，金融發展水平的持續提高開始促進山東省經濟的發展，此時屬于“供給引導型”經濟金融發展階段。
由表3可知，上海市經濟增長能夠帶動金融發展水平的提高和金融深化程度的增加，而且能夠通過5%或10%的顯著性水平檢驗。不論是經濟發展水平還是金融體系的建設和完善程度，上海市經濟的快速、高水平的發展對金融服務的要求日益多樣化、復雜性、深層次化，經濟增長帶動金融發展的作用逐漸地增強，上海處于需求跟隨型的經濟金融發展階段。實證分析結果還表明，金融發展水平是不可忽視的“門檻條件”。根據表3，在斷點后的期間內，金融發展水平對經濟的促進作用通過5%的顯著性水平檢驗，上海市經濟和金融進入良性發展循環階段。在這一階段中，金融發展水平的提高這一“門檻條件”開始發揮對經濟的促進作用，二者互相帶動、相互提高，共同推動上海市經濟金融化達到一個新的高度。
3.實證檢驗結論。金融發展作用于經濟增長需跨過一定的“門檻”，即金融作用于經濟增長需要滿足一定的條件，其中最基本的條件是金融發展水平。1991年是山東省金融發展與經濟增長之間關系出現重大結構性變化“門檻點”；上海市經濟金融化程度較高、對政策性金融變革比較敏感，從而造成斷點不止一個，本文則選取最為顯著的1990年（上交所成立）；兩地金融資產規模擴張都對經濟發展具有顯著促進作用，金融深化程度作用則出現分化，山東省金融抑制現象比較突出，上海市金融市場化體制進行地比較充分，山東省應努力消除金融抑制現象、繼續進行金融體制改革；1991年前，山東省經濟發展顯著地推動了金融發展水平提高和金融深化程度，這表明金融體系的建立推動了金融發展但作用相對有限。1991年后，當山東省金融相關比率與金融深化比率跨過金融資產規模擴大、金融機構發展等“門檻條件”時，金融發展大大促進了山東省經濟增長。上海市經濟發展對金融發展具有持續的推動作用，正處于“需求跟隨型”經濟金融發展階段；在斷點后的時間里，上海市金融發展“門檻條件”開始發揮對于經濟的促進作用，上海市的經濟和金融開始進入良性的發展循環階段；山東省和上海市在金融經濟關系發生重大結構性變化的時點，都跨越了金融發展水平等相應的“門檻條件”，但山東省正處于供給引導型階段，而上海則處于經濟金融更高級的需求跟隨型發展階段。
政策建議
（一）加快政策性金融支持體系的建立
經濟地理條件、金融政策傾斜、金融生態環境差異是區域間金融發展差距的重要原因。上海市作為全國的經濟金融中心，在發展過程中得到國家的重點培育和支持，在政策傾斜、稅收優惠、資金流動、金融市場化建設等方面都離不開政策介入。合理的政策能夠有力地推動金融市場化的進程、縮短金融發展周期。
（二）完善區域金融發展生態環境建設
完善的法律制度有助于金融深化及金融發展生態環境建設。完善的法律和良好的金融發展生態環境能夠大幅地降低金融交易成本、促進經濟金融發展。因此應不斷完善個人征信系統，建立個人與企業的信用信息數據庫；山東省要重點落實國家關于金融發展與消費信貸的法律法規改善區域金融發展的環境；加強居民誠信意識教育以提高誠信在現實金融生活中的重要地位，建造良好的信用環境以促進經濟發展。
（三）建立多元化金融服務體系
經濟發展需要多元化金融服務。以銀行等金融中介為主的間接融資服務和以市場為主的直接融資服務對經濟增長的作用不同。改革開放以來，山東省金融發展水平滯后于經濟增長，并缺乏與之相匹配的金融體系。所以，山東省應堅定不移地進行金融市場化改革，努力建立多層次的金融服務體系，既要充分發揮銀行等金融中介機構資本積累的規模效應，又需積極提高股票等證券市場資金配置與使用效率，從而創造多元化的金融服務促進經濟發展。
（四）優化融資結構
加快企業直接融資步伐，鼓勵上市公司發行公司債券等，以便更好地利用資本市場對經濟增長的促進作用；綜合運用經濟、法律等手段維護證券市場的穩定，扶持有條件的企業上市融資；適當擴大長期金融債券的發行以解決商業銀行存在的附屬資本不足的困境；促進和引導民間金融發展：鼓勵民間資本組建地方性中小民營銀行，民營銀行能夠發揮其地緣優勢，降低當地中小型企業的融資成本，以促進當地中小型民營企業的發展繁榮。
參考文獻：
篇8
在我國，提高金融系統，尤其是銀行系統穩定性對宏觀經濟的正常運行、社會發展的持續穩定至關重要。為了提高銀行系統的穩定性，降低商業銀行的運作風險，在商業銀行內部進行切實有效的風險管理是十分重要的，而對于商業銀行的風險管理來說，一套行之有效的內部控制制度的實現是其實現有效的風險管理的主要途徑，而商業銀行的內部控制機制的有效運營，必然受到其內部控制環境的影響。
我國商業銀行內控環境影響因素實證分析
本文所定義的商業銀行內部控制環境是指影響銀行內部控制流程和制度運營成效和銀行控制手段實施效果的一切內部控制制度外、企業組織結構內的影響因素。
在內部控制的要素中，并非每個控制要素對于商業銀行內部控制機制的運營成效的影響力度都是完全等同的，對于商業銀行來說，事后控制性的控制措施便難以符合商業銀行的運營控制需求。為了檢驗商業銀行內部控制環境要素這一影響商業銀行內部控制制度運營成效的基礎變量對商業銀行內部控制運營的實際影響狀況和影響程度，本文以相關性分析方法對商業銀行內部控制環境影響因素進行實證檢驗。
（一）變量的選取
本文以商業銀行外部審計費用支出變量為被解釋變量綜合考察商業銀行內部控制環境相關的影響因素對其內部控制運營成效的影響。
內部控制環境是對商業銀行內部控制的規劃、設計、實施和監督流程和程序產生直接作用的商業銀行內部環境因素的總和。由于商業銀行的外部宏觀環境的影響因子眾多且影響機制較為復雜，并且由于本文所研究的樣本—國內上市銀行均處于同樣的宏觀經濟背景之下，考慮到本文的研究主要著眼于對商業銀行內部運作中的內部因素對內控機制的影響機制的建模，因而本文沒有在模型中設計宏觀經濟表征變量。商業銀行的內部控制環境的內部因素包括銀行的治理結構，組織架構、資本結構等，因而本文主要從商業銀行的治理結構、內部控制機構安排等方面設計商業銀行內部控制環境的表征影響因子，經分析本文選取的指標主要是：
1.年度內監事會的會議次數。即在一年內召開的監事會會議的次數，由于商業銀行的監事會是銀行內部實施有效內部控制的重要保障機構，銀行監事會在監督和監控權上的權威可以保證其有效地監督銀行內部的管理層至操作層的所有運作。因而本文假設認為年度內監事會開會次數越多，說明上市銀行的監事會成員較為積極地參與企業運營的監督工作，是商業銀行內部控制環境的一個表征影響因素。
2.審計委員會。本文將該指標設定為：1-設立，0-未設立，3-未知來度量商業銀行審計委員會的建立及其內部審計活動的開展對外部審計定價的影響。
3.CR_10指數。該指標定義為商業銀行前10位大股東持股比例之和，由于商業銀行的資本構成結構也是影響銀行內部控制的環境要素之一，因而本文選取該指標來反映上市銀行的資本集中度，并建立假設認為通常商業銀行的資本集中度越高，銀行出資人和所有者對于商業銀行的風險報酬的要求也往往較為強烈，其對銀行的風險管理與內部控制的要求也更為嚴格，從而可以很好地表征商業銀行的內部控制環境利好程度。
4.獨立董事的個數。即擔任獨立董事的人的個數，所謂獨立董事是指不在上市銀行擔任除董事外的其他職務，并與其所受聘的上市銀行及其主要股東不存在可能妨礙其進行獨立客觀判斷的關系的董事。由于現代公司結構下企業的獨立董事是企業內部控制發揮作用的制度措施，因而將該指標作為商業銀行內部控制環境構建水平的表征因子在理論和實踐上都是合理的。
5.獨立董事津貼。獨立董事的設立是企業保證自身內部控制有效運作最為重要的控制環境，因而對上市銀行獨立董事津貼的考察十分必要。該指標定義為上市銀行依法給予銀行獨立董事的適當報酬。通過該指標的考察可以發掘銀行對于自身內部控制環境構建的投入力度，是表征內控環境優劣的主要指標。
6.高管人員持股總數比例。該指標是指年末銀行全部高級管理人員中，除開董事、監事以外的其他高級管理人員所持有的股票總數占總股本的比例。由于商業銀行的內部控制措施的實施者主要都是銀行內部的中高層管理人員，因而激勵和促使高管人員以主人翁的態度執行內部控制措施是保證商業銀行設計的內控措施能有效運作的關鍵，從而使該指標成為商業銀行內部控制環境的影響因子之一。
7.資本充足率。該指標用來反映商業銀行運作過程中的穩健性因素，由于商業銀行屬于高杠桿的負債經營，資本充足的商業銀行方能具有更加強大的風險抗擊能力并且可以對銀行的內部控制機制運作帶來較大的影響，因而對該變量的考察亦是十分必要的。
綜上可知，在商業銀行的內部控制環境特征的影響因子選取中，對于商業銀行內部治理的具體制度如監事會制度、審計委員會制度、獨立董事制度的相關要素安排是影響銀行內部控制運作的關鍵要素，因而對商業銀行內部控制環境標準影響要素的選取也緊緊圍繞商業銀行的內外部治理環境和銀行治理環境要素。
（二）樣本數據的選取
本文以1998-2010年滬深股市中商業銀行上市銀行的年報數據中上述所有解釋變量的指標計算值為樣本，選取的上市銀行集合為在最新的中國證監會上市銀行行業分類指引目錄下的銀行業，包括I金融、保險業大類下的I0101政策性銀行、I0105合作銀行、I0110國有獨資商業銀行、I0199其他商業銀行四個二級分類下的所有上市銀行。
本文研究數據主要從國泰安數據庫和CCER數據庫中搜索和導入，涉及我國所有滬深股市上市銀行在上述各個指標和觀察區間中的觀測值，如表1所示的例子為本文樣本中2010年部分指標數據集。
（三）樣本數據相關性分析
通過對上文所設計的因變量和自變量進行Pearson相關性檢驗可以得到結果如表2所示。
通過該分析結果可以發現，在標征商業銀行內部控制環境的諸多變量中，對于銀行內部控制成效能產生顯著影響到因素為CR_10指數、審計委員會設置和獨立董事人數，而其他如監事會的動態、獨立董事的聘任支出、高管人員持股比例和資本充足率對銀行的內部控制效果的影響程度較小。
商業銀行內部控制成效與其環境因素回歸結果分析
首先，通過以上商業銀行內部控制成效的表征變量商業銀行外部審計費用支出與其相關內部影響因素的相關分析可以發現，商業銀行內部控制體系的有效運作最大的影響因子在于其資本構成結構，商業銀行的大股東（尤其是前10名）的持股比例越高，其所花費的外部審計費用越多，隱含說明其內部審計和內部控制的成效往往較差，使其無法提供降低審計成本的資料和信息，并且增加了會計師事務所的審計風險。
其次，其是否存在一個審計委員會，也是影響商業銀行內部控制成效的關鍵影響因子，商業銀行內部審計委員會的設立和在我國各大銀行的逐步推行使得我國商業銀行的內部控制水平得到了一定程度的提升。
最后，商業銀行的獨立董事作為監督銀行內部控制機制運作的重要因素，其內部獨立董事人數越多，獨立董事制度對于銀行運營可以產生的作用越明顯，由此可以獲得的內部控制成效也越顯著。
商業銀行改善內部控制環境的對策
（一）建立規?；莫毩⒍轮贫?/p>
商業銀行應當通過建立一個成規模的獨立董事制度，適當擴展自身獨立董事人數，并提升獨立董事的監督力度來保證自身內部控制措施的有效執行。由于獨立董事作為一個第三方鑒證個體，其對于商業銀行內部控制制度的運營成效具有的較高層次的監督權也有利于發掘商業銀行內部控制和風險管理框架中的缺陷，從而及時幫助商業銀行改進內部控制機制，促進銀行內部控制水平的提升。
（二）完善內部審計委員會架構
作為一種補充手段，提高商業銀行的內部審計水平，完善商業銀行的內部審計委員會架構是改進商業銀行內部控制環境進而提高商業銀行內部控制成效的有效手段之一。商業銀行可以通過為銀行的內部流程的監督配置足夠的內部審計人員，并設計好其內部審計機構的組織架構和運營機制，從而有效提升商業銀行的內部控制績效。
（三）推動資本結構改革
商業銀行可以通過推動自身的資本結構改革，分散自身的股權，降低股權集中度，從而可以豐富銀行股東的構成，并且股東群體的擴大也可以使商業銀行受到的監督壓力增大，由此可以借助外部環境的壓力來推動商業銀行的內部控制制度的改進，從而促進商業銀行的內部控制的推行力度，提高領導層的內部控制意識，從而提高我國商業銀行的內部控制水平。
（四）控制獨立董事、監事會的花費
銀行在監事會運營和獨立董事津貼上的投入對于銀行內部控制成效的提高的作用能力還有待考察，因而為了節約銀行的內控成本，銀行可以適當控制獨立董事和監事會的花費。
由此，通過檢驗商業銀行內部控制環境要素對于商業銀行內部控制運營的實際影響，從而發掘商業銀行內部控制環境升級的關鍵途徑，對商業銀行內控機制的升級具有重要的意義。
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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
一、引言
金融是經濟發展的核心。關于金融發展與經濟增長二者之間的關系問題，國外學者曾做了很多深入地研究。如戈德史密斯(1969)研究認為，金融結構在一國經濟發展中發揮著重要的作用。金和萊文(1997)提出了衡量金融發展水平的相關指標，借此運用實證方法研究指出，金融發展對經濟增長具有積極的促進作用，認為那些擁有發達金融系統的國家，其經濟增長較快，反過來，那些經濟增長較快的國家，其金融系統也較為發達。國內近兩年來關于區域金融發展與區域經濟增長關系的實證研究成果頗為豐富。如張泉、畢燕君、郗文澤(2010)對天津市金融發展與經濟增長的關系進行了實證研究，得出結論：一是金融相關率和實際利率兩個指標均與經濟增長呈正相關，而金融中介效率和金融儲蓄結構則均與經濟增長呈負相關關系；二是天津市的經濟增長是金融相關率的成因，而金融中介效率、金融儲蓄結構及實際利率與經濟增長之間都不存在因果關系。楊強(2010)運用南京市1990-2009年的樣本數據，研究指出，一方面南京的金融發展和其經濟增長二者之間的相互促進作用不明顯，另一方面金融發展對經濟增長的影響滯后。王戰欣(2010)以河南省為研究對象，分析指出該區域的金融發展和經濟增長間存在協整關系，并指出金融機構存貸款余額對GDP的增長影響最大。林勇、祿興能(2010)運用面板數據，協整分析了西部地區金融發展和經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，并認為存在從金融發展到經濟增長的單一方向因果關系。
本文以北京市為研究對象，運用實證方法分析北京市的金融發展與經濟增長之間的關系，這對于把北京建設成“國家金融決策中心、金融管理中心、金融信息中心和金融服務中心”，打造成“具有國際影響力的金融中心城市”將具有一定的指導意義和參考作用。
二、北京經濟增長與金融發展現狀
自改革開放30年來，作為我國的政治、文化中心的首都，北京的經濟一直保持著較高的增長速度。由圖1可見，北京GDP總體上呈波動式增長，除1981年這一年份外，其余年份的GDP年增長率均達到9％以上。從絕對數看，北京市GDP總量也呈逐年上升態勢。截至2009年底，北京地區GDP達12153億元。
與此同時，北京金融業也繼續呈現出快速增長的勢頭。具體表現出以下幾個方面的特點：(1)金融發展規模不斷擴大。2009年，北京金融業實現增加值1603.6億元，已占全市GDP的13.2％；(2)金融體系構建不斷完善。目前北京已經形成了以銀行業金融機構為主，證券、保險、信托等非銀行金融機構為輔的形式多樣而豐富的金融機構體系；(3)金融結構呈現多元化。近年來，北京的資本市場得到了較快的發展。2009年，證券市場各類證券成交額達92148.02億元，包括股票、基金、債券、權證交易等多種類型的金融交易在內；(4)融資方式還有待拓寬。總體來看，與直接融資方式相比，北京目前仍然以銀行類金融機構為主的間接融資方式為主，間接融資方式比較成熟。
三、北京金融發展與經濟增長關系的實證分析
前面簡要介紹了北京市的經濟和金融發展概況，并沒有揭示二者之間的內在聯系。那么二者之間是否存在一定的聯系，關系又如何呢?本文借助1978--2009年間的數據，運用實證分析方法進一步探討北京市金融發展與經濟增長之間的長期關系。實證分析的基本思路是通過對時間序列數據進行平穩性檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗及脈沖響應函數分析，得出北京市金融發展與經濟增長中各相關變量間的實證結果，以此為依據進一步提出相關建議。實證分析過程借助Eviews5.0軟件完成。
(一)變量的選取及數據說明
1 變量的選取。通常情況下，我們用國內生產總值(GDP)這一指標來反映一個國家或地區經濟增長水平。本文即用北京地區GDP作為北京地區經濟增長的衡量指標。
如前所述，近年來，隨著經濟地不斷發展，北京金融業得到了快速地發展，北京目前已經日益形成了以銀行業金融機構為主體，證券、保險、信托等非銀行金融機構為輔的多元化金融機構體系。鑒于目前北京并未建立起正式的證券交易市場，且非銀行類金融業務仍處于附屬地位，因此，本文把北京金融發展的研究對象界定為北京的銀行類金融機構。又考慮到金融市場的復雜性及研究問題的方便，同時借鑒他人的研究經驗，本文選取金融相關率和金融儲蓄結構這兩個指標來反映北京金融發展的實際情況。具體包括：(1)金融相關率(FIR)，用金融機構存貸款余額與GDP的比值來表示；(2)金融儲蓄結構(FSS)，是指城鄉居民儲蓄存款與金融機構全部存款的比值，主要用來衡量金融機構吸引居民儲蓄的能力。
2 數據說明。本文樣本數據選取的時間段為1978-2009年，各指標采用的數據來源于1979-2010年《北京統計年鑒》，其中考慮數據的連貫性和可得性，金融機構存貸款余額均用北京市中資金融機構人民幣存貸款余額表示。為避免數據中存在的異方差問題，在此分別對各變量取自然對數，記為LGDP、LFIR和LFSS。
(二)實證檢驗
1 ADF平穩性檢驗。為避免可能出現“偽回歸”現象，在進行時間序列分析時，要求所采用的時間序列必須是平穩的或者至少是同階單整的。因此本文首先采用ADF檢驗法對各個時間序列LGDP、LFIR和LFSS進行單位根檢驗，檢驗結果見表1。
由表1可見，原始序列都是非平穩的，經過一階差分處理后所有差分變量(DLGDP、DLFIR、DLFSS)都是平穩的，所以LGDP、LFIR和LFSS均為一階單整，即LGDP～I(1)、LFIR～I(1)和LFSS～I(1)。
2 協整檢驗。協整檢驗的目的是對時間序列的平穩性進行分析后，針對非平穩變量之間是否蘊含著長期穩定的均衡關系進一步加以驗證。根據時間序列個數的不同，協整檢驗的方法
主要有E-G兩步法和Johansen多重協整檢驗法。前者主要用于檢驗兩個同階單整變量之間的協整關系，后者主要用于檢驗多個變量之間的協整關系，因此，本文采用Johansen協整檢驗法來分析北京金融發展指標與經濟增長指標之間的協整關系?；谇懊鎲挝桓鶛z驗的結果，對各變量的協整關系檢驗結果見表2。
表2表明，在5％的顯著水平下，北京地區的GDP與金融相關率、金融儲蓄結構之間存在協整關系，即它們之間存在長期的均衡關系，有著一定的必然聯系。從表2中可知，各變量之間存在兩個協整向量，在此基礎上，可以根據最大似然估計法得到長期協整方程，見下式(括號中是標準差)：
LGDP=2.4638LFIR-1.2115LFSS
(0.5145)
(0.2582)LFIR-1.2
協整檢驗表明，從變量之間的長期變化趨勢來看，北京市GDP與金融相關率(FIR)間呈正相關關系，與金融儲蓄結構(Fss)間呈負相關關系。
3 格蘭杰(Granger)因果關系檢驗。以上協整檢驗只能分析金融發展指標與經濟增長之間是否具有長期的穩定的相關關系，而二者之間是否具有因果關系并不明確，可通過格蘭杰(Granger)因果關系檢驗加以分析。
北京市金融發展與經濟增長變量之間的格蘭杰因果關系檢驗表明，表3。在1％的顯著性水平下，北京市的GDP與金融相關率(FIR)二者之間存在雙向因果關系，這意味著，北京經濟增長會引起金融相關率同向的變化，金融相關率的提高也會促進經濟的增長。同時，檢驗結果表明，經濟增長與金融儲蓄結構之間不存在互為因果的關系，在5％的顯著性水平下，北京市的經濟增長是金融儲蓄結構的格蘭杰原因，金融儲蓄結構卻不是經濟增長的格蘭杰原因。
4 脈沖響應函數。為探討變量之間的互動關系，本文在格蘭杰因果檢驗的基礎上，利用Sims提出的向量自回歸進行沖擊脈沖響應分析。即通過比較不同變量的脈沖響應，來判斷不同變量所受到的沖擊效果的大小，進而判斷變量之間的互動關系。結果如圖2、圖3所示，其中縱軸表示變量的響應程度，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，滯后期選為10。
首先從圖2可以看出，當在本期給金融相關率(DLFIR)一個正的沖擊后，在第l期對經濟增長(DLGDP)就有一個明顯的正的影響，該影響程度遞增到第2期達到最大值，在之后的第2期與第3期間保持在一個較高平穩的水平上，第3期后開始遞減，并從第6期開始該影響幾乎為零?？梢姷?期至第6期北京經濟增長對金融相關率的沖擊響應較為明顯；當在本期給金融儲蓄結構(DLFSS)一個正的沖擊后，在第1期對經濟增長有一個較小的負的影響，且在第2期達到最小值，此后該影響幅度變小，并逐漸變為正向影響，到第3期達到最大值，此后略有下降，到第10期該影響幾乎為零。說明北京經濟增長對金融儲蓄結構的沖擊響應并不明顯。同時圖2顯示，金融相關率和金融儲蓄結構受到沖擊時對北京GDP的影響表現不盡相同，總體來看在第1期至第5期，金融相關率對經濟增長的影響明顯要大于金融儲蓄結構的影響，此后各期金融儲蓄結構的影響略大于金融相關率的影響；經濟增長對其自身的一個沖擊在前3期表現出正的響應，第3期時該影響接近為零，隨后經歷了小幅度的增長后呈下降趨勢，并于第9期開始影響幾乎為零。
其次從圖3看出，當在本期給GDP一個正的沖擊后，在第1期對金融相關率產生一個明顯的負向影響，該影響程度不斷遞減，在第2期向第3期過度的過程中變為零，此后轉為正向影響，并于第3期達到最大值，此后在零值附近波動變化，并于第8期開始幾乎為零，圖3。當在本期給北京GDP一個正的沖擊后，在第1期對金融儲蓄結構產生一個相對明顯的正向影響，第2期達到最大值后明顯下降，第3期開始該影響在零值的上方波--動變化直至第8期逐漸接近為零，圖3。
四、結論與建議
以上實證研究結果表明，北京市的金融相關率、金融儲蓄結構均與經濟增長之間存在著長期穩定關系。北京經濟增長與金融相關率呈正相關關系，與金融儲蓄結構呈負相關關系。北京經濟增長與金融相關率二者之間存在雙向因果關系。另外北京經濟增長是金融儲蓄結構的格蘭杰原因，而金融儲蓄結構不是經濟增長的格蘭杰原因。
由北京經濟增長與金融相關率的關系可知，北京的經濟增長帶動了其金融規模的擴大，同時，金融規模的發展也促進了北京經濟的增長，為北京區域經濟發展做出了積極的貢獻，為此要適度增加北京金融的規模，提高其金融服務的效率。從北京經濟增長與金融儲蓄結構的關系看，北京經濟增長過程中有利于增加居民儲蓄能力，但北京經濟增長在很大程度上并不是由居民儲蓄轉化為投資帶來的，未來北京金融業還要努力提高自身的效率，加大居民儲蓄轉化為投資促進經濟增長的力度，縮小對境內外資本的依賴程度。
進一步從脈沖響應函數分析來看，當前及未來五年，北京經濟增長對金融相關率的沖擊響應為正向，且較為明顯，而對金融儲蓄結構的沖擊響應有負有正，且不顯著。這表明，金融相關率的沖擊對北京經濟增長的影響程度要大于金融儲蓄結構的沖擊影響，因此在我國“十二五”時期，即接下來的五年時間里，需要重點適時地擴大金融深化程度，來促進經濟的不斷增長。與此同時，通過脈沖分析會發現，在第1期至第6期，北京經濟增長對金融相關率的影響總體呈上升趨勢后有所下降，對金融儲蓄結構的影響總體呈先升再降趨勢后，在第3至6期在零值的上方波動變化。這說明，在我國的“十二五”時期，隨著經濟的增長，在2010年及“十二五”的前兩年北京金融深化程度日益擴大，在“十二五”的后三年，北京金融深化程度又略有下降，說明此時金融機構存貸款余額在GDP中的比重又有所下降；北京居民儲蓄在全部金融機構儲蓄中的比重在2010年不斷增加，而在2011至2012年又顯著下降，接下來的幾年又在零值上方波動變化，影響變得不顯著，表明最初居民會繼續增強儲蓄能力，后來會將一定的儲蓄轉化為投資，從而優化金融儲蓄結構?？傊凇笆濉睍r期不斷促進北京的經濟經長，擴大金融深化程度和優化金融儲蓄結構仍具有重要的意義。
篇11
一、引言
隨著中國經濟改革不斷深化，居民部門已逐漸成長為國民經濟運行中最主要的儲蓄供給方，這種儲蓄主體的轉化促進了金融市場的發展和金融資產形式的多樣化。居民部門的金融資產規模迅速增加，金融資產占居民總資產中的比例不斷上升，可流通的證券化資產占居民金融資產增量的比例也在穩定提升。廣義上看，居民部門的資產主要有兩種存在形式：實物資產和金融資產。金融資產又通常分為居民手持現金、儲蓄存款和證券資產。在我國居民人均資產存量構成中，金融資產占居民總資產的比例不斷上升，相反實物資產的比例則持續下降。再就金融資產而言，從居民部門近20多年金融資產構成成分趨勢分析中，可以看出居民部門的手持現金比重持續下降，儲蓄的增長率隨著利率的變化有所起伏，最重要的是居民的資產構成不再是單一的儲蓄存款和手持現金，而是趨向選擇高收益率的證券資產，證券資產增量占金融資產增量的比率大幅上升。
目前，我國良好的宏觀經濟環境和發展態勢，高水平的外匯儲備，出口貿易的持續順差以及人民幣的不斷升值等種種因素使得我國資本市場貨幣供給充裕，乃至造成了目前討論非常熱烈的“流動性過?！眴栴}。充裕的貨幣供給支撐使得我國證券市場從去年開始節節攀升，不斷創造新高。老百姓到股票市場開戶進行證券投資的數量近幾個月來每天創造新高。根據統計，最近每天開戶的數量相當于過去股市低潮時每月開戶的數量。總之，去年政府出臺的房地產市場的各項調控政策以及“十一五”規劃中,大力發展我國資本市場的戰略決策將會迅速帶動我國資本市場的發展，從而居民部門進行金融資產證券化投資的步伐將會邁上一個快速發展的軌道。
本文通過對居民資產證券化影響因素的理論分析，以及對相關數據的實證檢驗來考察中國居民部門的資產證券化行為，并從中找尋規律，為進一步考察中國資本市場的發展趨勢提供一些借鑒。
二、經驗觀察及解釋
影響居民部門金融資產證券化趨勢的因素是很多的，但其中一些基本因素將決定著居民資產選擇變化趨勢。
1、 居民收入
只有具備消費信貸等金融機制或者居民有足夠的資產存量兩個條件之一時，居民預算約束才能從現期一時向跨時轉變，資產選擇才會從手持現金和儲蓄存款向證券資產轉化。這里說明了金融深化和收入規模對居民資產證券化選擇的重要性。
在居民金融資產的構成中，手持現金是一個相對獨立的變量，嚴格說來與收入沒有必然的聯系，因此居民收入主要是影響儲蓄和證券資產的構成。居民收入增長在一定水平會引致邊際儲蓄率提高，居民資產規模的累積和儲蓄水平的提高會引致資產選擇向高風險高收益的證券資產轉化。居民總體收入規模的穩定增長為居民選擇證券化資產的傾向提供了足夠的數量基礎，同時擴大了全社會的金融意識，使居民認識到現時消費與未來消費之間的機會成本，促使把暫時不消費的收入進行證券化投資。
另外，養老保險、醫療保障、失業保障等制度的建立將使一部分居民收入制度化為社會保障基金。按照發達國家社會保障體系的慣例，社會保障基金的一個重要投資渠道是證券市場。這一制度安排也將會極大地提高這一部分原屬于居民部門收入的證券市場邊際投資率。
2、 金融相關率和貨幣化比率
資產證券化的趨勢是金融深化的一種表現，金融深化為資產證券化提供了可能，是資產證券化的主要影響因素。改革前，中國處于典型的金融壓抑狀態，改革開放以來，中國金融則發生了根本性的變化。居民金融資產的規模迅速增加，可流通的證券化資產占金融資產的比例呈上升趨勢，這些都得益于金融深化步伐的不斷加快。
衡量金融深化程度的重要指標是金融相關率和經濟的貨幣化進程。金融相關率是金融資產與國內生產總值之比。而一個經濟體系的貨幣化程度可以用廣義貨幣（M2）占國民生產總值的比重（M2/GNP）來表示。中國經濟的貨幣化進程呈快速上升趨勢，它表明在體制轉軌過程中，產生超常貨幣需求，并且貨幣流通速度減慢，而貨幣化則是中國金融資產迅速擴張的重要基礎。
以全國居民1990-2004年期間證券資產存量（SA）時間序列數據對貨幣流通數量做簡單回歸和雙對數回歸，從下面結果可以看出流通中貨幣數量每增加1元，全國居民證券資產存量增加0.95元，前者變動1%，后者變動1.40%。
SA= -210.084+0.950M0
(－1.867) (22.785)
R2=0.976SE=557.09F=519.17
LnSA=-3.555+1.400Ln M0
(－4.081) (13.128)
R2=0.930 SE=0.3584 F=172.35
3、 價格指數和利率水平
這是兩個重要影響變量，對居民證券化資產投資選擇最大的挑戰來自于居民實物資產的投資和固定收益率的銀行存款投資。價格指數是實物資產投資的收益率，利率是固定性收益的銀行存款的收益率。在80年代末期通貨膨脹高漲之際和90年代初期銀行存款利率陡增的年代，實物資產投資和銀行儲蓄存款都曾對居民部門顯現出無法抗拒的誘惑。
雖然利率作用于儲蓄具有不確定性，儲蓄存款占居民人均金融資產的絕對比例也一直很高，儲蓄與利率之間總體保持著同步的變化趨勢，相應于90年代初期不斷提高的存款利率水平和保值貼補率的實行，儲蓄增長率也在增加,而在1995年以后，由于連續七次調低利率水平、取消保值貼補率、居民儲蓄存款的增長率也逐年下降。斯蒂格里茨總結說，盡管利率的變動對儲蓄的效應無法確定，但大多數的估計顯示替代效應大于收入效應。因此，實際利率的增加或降低對儲蓄的增加或減少有一點正的效應。總的說來，我國當前名義利率與儲蓄增長率之間存在正向相關關系。
三、模型及數據檢驗
本文是考察影響居民金融資產證券化趨勢的各種因素，我們用居民證券資產總量占金融資產增量的比率變化來代表金融資產證券化趨勢。用y表示，作為被解釋變量。居民的收入水平用城鎮人均收入指數表示，作為解釋變量X1；由于金融相關率的數據難以獲得，我們用貨幣化比率（M2/GDP）作為解釋變量X2；價格水平與居民的實物資產投資相關，這里用商品零售價格指數作為解釋變量X3；銀行一年期儲蓄存款名義利率作為解釋變量X4。從前面的分析可見這四個解釋變量與被解釋變量之間有著一定的線性關系，因此我們設定模型如下：
y=a0+a1X1 +a2X2+a3X3+a4X4+m
本文利用SPSS軟件因子分析中的Principal Components方法進行回歸，得到兩個主因子，第一個因子替代了X1、X2、X3的作用，第二個因子替代了X4的作用，兩個因子累計貢獻率達到99.2%，符合適用條件，同時KMO值等于0.643，偏向1，意味著因子分析的結果能夠被接受，這樣運用該法首先解決了模型的多重共線性問題。
回歸方程如下：
y=63.587+14.374(-3.324+0.008374X1+
0.008730X2+0.006126X3)+2.993(-4.308+0.496x4)
(54.211)(11.839) (2.465)
R2=0.912 SE=4.543 DW=2.199F=73.118
這里調整的決定系數值為0.912，表示四個解釋變量的回歸平方和解釋了總誤差平方和的91.2%，剩余的未作解釋的為8.8%，是由隨機擾動項U引起的，這表明回歸直線對實際數據擬合得好。T統計量檢驗和F統計量檢驗均顯著性通過，可以肯定多元線性回歸方程是顯著的，y與X1、X2、X3、X4之間顯著性線性相關。樣本回歸方程的異方差檢驗散點圖顯示殘差隨機地分布在一條穿過0點的水平直線的兩側，沒有異方差。標準化殘差的最大值為1.761，最小值為-1.666，沒有超過兩個標準化殘差，所以也沒有異常值。德賓-沃特森統計量DW=2.1999，近似等于2，可以認為序列無自相關。
綜上所述，該模型的回歸結果是理想的，證明了前面對影響居民資產證券化行為的基本因素分析是合理的。
以上從四個基本方面敘述了居民資產證券化選擇行為的影響因素及其解釋框架，并進行了實證檢驗，給出了一個考察居民部門金融資產證券化選擇行為的模型。事實上，這些因素不是孤立的，它們之間是相互制約、不可分割的，居民的金融資產證券化選擇行為是這些因素共同作用的結果。因而，我們在具體分析居民的資產證券化選擇行為時，要站在一個立體的角度，系統的考慮上述因素的作用條件與效果，以模型為參考，而不能孤立地看問題。
四、結論及政策含義
綜上所述，居民證券資產比例的穩步提升是居民部門資產選擇的結果，與90年代偶爾出現的由于國債攤銷帶來的高比例不同，是一種主動的變化，是伴隨著我國資本市場的不斷發展和完善而出現的。
當前居民收入已經構成了居民從現時一期進行跨時資產證券化選擇的前提條件之一。能夠導致收入變動的某些宏觀調控手段，如稅收、利率等被看成是反周期波動的、強有力的穩定經濟的工具。通過重視和運用各種宏觀調控手段，比如稅收手段、利率手段、控制通貨膨脹率、穩定物價水平，協調總需求同總供給之間的關系，有利于保證國民經濟穩定、均衡增長，以確保居民部門的收入穩定增長。
從前面分析已知，我國當前名義利率與儲蓄增長率之間存在正向相關關系，可見利率杠桿會有效影響居民部門的資產證券化選擇行為。但近一年來央行連續幾次加息這一貨幣政策的效果不太明顯，沒有有效地對資本市場起到調溫作用。由此說明，居民資產規模的累積和風險承擔能力的增強都會極大地提高收益率對居民資產選擇的第一指導作用，而價格指數和盯住其調整的利率水平的走勢應該說是會對未來居民資產投資的選擇起調整和風向標的作用。在未來一段時期內，央行預期將會繼續動用利率等貨幣政策工具，旨在對過熱的資本市場有所調整和降溫，但居民金融資產證券化選擇的絕對數量以及增長率還將會穩步上升。這是宏觀經濟和資本市場良性發展的必然趨勢。
一個完善的金融市場的存在，是居民能夠理性地進行資產選擇的前提。從中國金融深化進程的指標來看，已經與大多數發達國家的水準相當，但是總體看，中國的金融深化還不夠。所以一方面要繼續發掘已有金融產品的發展空間，比如現有國債的發行量仍低于需求量，企業債券市場還很不發達；另一方面要開發新的有關資產證券化的金融產品，目前我國可以被證券化的資產有居民住房抵押貸款、基礎設施費用、出口應收賬款和高科技企業應收賬款等。這些資產證券化的前景樂觀，將會進一步為居民提供風險小收益高的投資渠道，為居民資產證券化趨勢提供操作平臺。當然還要繼續推進產權制度改革，放松對國有產權的禁錮，改變對居民產權的歧視，以拓寬居民資產的選擇空間，吸收居民部門的投資，使得今后居民資產選擇向證券化資產傾斜的趨勢能夠具備一個強大的制度基礎。
篇12
國內學者借鑒國外模型進行了改進，喬均等（2007）在研究商業銀行個人客戶忠誠度時構建了滿意度、關系信任、轉換成本與客戶忠誠度的關系模型。鄧朝華等（2010）在對移動即時通訊服務的研究基礎上則構建了滿意度、信任和轉移成本與用戶忠誠度的關聯模型。
本文將在已有文獻的基礎之上，把忠誠度模型應用到互聯網金融消費領域，研究互聯網金融消費者的忠誠度，并對影響忠誠度的因素進行分析。本次調研采用問卷調查法，對消費群體進行調查。問卷的發放采用網上問卷和紙質問卷相結合的方式進行。通過問卷調查獲取數據后，可采用信度分析和效度分析檢驗數據可靠性，進而采用結構方程模型擬對潛在內生變量忠誠度、滿意度、信任和潛在外生變量感知有用性和服務質量等進行路徑分析，探討其相互作用關系。
二、互聯網金融消費忠誠度相關理論概述
1、消費者忠誠度的相關理論
早期對于顧客忠誠度的理解主要是對產品或服務的重復購買。20世紀90年代初，態度忠誠理論被提出。該理論認為忠誠的消費者不僅長期接受企業的產品或服務，同時有向他人推薦該產品或服務的強烈意愿。之后，有較多的學者進行了進一步的研究。
學術界對于忠誠度的研究主要涉及行為忠誠和態度忠誠。行為忠誠表現為顧客的重復購買行為，態度忠誠來源于顧客對產品的喜愛和依賴，表現于口碑宣傳、推薦意向和未來持續購買意向。本文中互聯網金融消費者的行為忠誠是指用戶的重復使用行為和優先選擇，態度忠誠指用戶的未來持續使用意愿、口碑宣傳和向他人推薦的意向。
用戶忠誠度的驅動模型歸納起來主要有三種：顧客滿意驅動模型，具有代表性的此類模型有ACSI模型、McDougall模型等；價值―滿意雙因素驅動模型，具有代表性的模型有Ryan模型；多因素驅動復雜模型，適用于不同行業的忠誠度影響因素及其作用機制解釋。
結合對互聯網金融消費相關領域（如電子商務、網上銀行、手機銀行）忠誠度的研究，本文所構建的忠誠度模型是基于滿意和信任兩個維度，認為滿意度和信任對忠誠度有直接的影響，而感知有用性、網絡服務質量通過對滿意度和信任的影響來間接影響忠誠度。
2、互聯網金融消費用戶忠誠度的決定因素分析
（1）滿意度。顧客滿意度指顧客在使用某種產品或享受某種服務后，形成的滿意或不滿意的態度，態度的形成通常取決于顧客在某一消費過程中的實際經歷是否與期望相符。如果顧客的需求得到滿足，其產品和服務讓人滿意，并且顧客銘記了積極的消費體驗，顧客就會滿意。本文基于上述意義上使用滿意度。
（2）信任。研究表明，缺乏信任是客戶不在網上購買物品的主要原因。不同學者對于信任有不同的定義。本文將信任定義為用戶對互聯網金融可靠性的信心，包括對互聯網金融企業可靠性、誠實、企業能力以及對網絡與軟件技術安全性的信任。
（3）感知有用性。感知有用性是技術接受模型（TAM）中的一個變量。本文中互聯網金融消費感知有用性指的是互聯網金融消費能夠提升用戶交易效率的程度，如節省時間、適時完成交易等。
（4）服務質量?；ヂ摼W金融的服務質量主要體現在網站質量及其響應性上。網站質量（或網站設計）是衡量網絡服務質量的一個維度，涵蓋網站的美觀和內容清晰度。網站質量實際上是一種技術因素，包括系統、硬件和軟件的特點和能力。本文用網頁界面是否清晰美觀，功能是否容易找到，操作是否簡便，運行是否穩定等來衡量網站質量的好壞。
服務質量評價還包括網絡技術與專門軟件的響應性，體現了企業旨在幫助顧客快速實現目標，進而迅速提升其服務水平的意愿。由于互聯網金融消費的間接性和自，本文中的響應性更強調了解用戶需求，并及時解答用戶的問題。
三、研究設計、分析模型及假設
1、研究設計
本文研究的目標是構建互聯網金融消費忠誠度分析模型，探索影響互聯網金融消費忠誠度的因素，以及影響因素與忠誠度之間的相互關系，為提升消費者忠誠度提供建議。
在大量相關文獻研究的基礎之上，本文構建了一個基于滿意度、信任、感知有用性、服務質量四維分析框架的忠誠度模型。問卷內容包括了被調查者個人基本信息、互聯網金融消費情況和互聯網金融消費忠誠度量表。其中，互聯網金融消費忠誠度量表采用5分李克特量表。
考慮到調研經費的限制和調查的便利性，本次調研選擇的抽樣方案為非隨機抽樣法，抽樣方法為滾雪球抽樣和網上調查相結合。本次調查對象為具有金融產品消費能力的中國公民。通過回收調查問卷采集相關數據。在問卷設計、修改、發放和回收的各環節都做好控制數據質量的工作。
2、互聯網金融消費忠誠度模型選擇――SEM
忠誠度模型常采用結構方程模型。本文根據相關文獻和理論基礎構建的潛變量關系模型如圖1所示。
其中，感知有用性（ξ1）和服務質量（ξ2）是外生潛變量，即在模型中，它們只起解釋作用。滿意度（η1）、信任（η2）和忠誠度（η3）是內生潛變量，即在模型中，它們會受到其他變量的影響。圖中單向直線箭頭表示假定變量之間有因果關系，箭頭由原因變量指向結果變量，雙向弧形箭頭表示兩個變量之間有相關關系。
結構方程模型包括結構模型和測量模型兩部分，用方程表示：
結構模型：？濁=B？濁+？祝？孜+？灼
測量模型：X=？撰x？孜+？著 Y=？撰y？濁+？著
其中，？濁是指滿意度、信任和忠誠度三個內生潛變量， ？濁=？濁1？濁2？濁3；？孜是感知有用性和服務質量兩個外生潛變量，？孜=？孜1？孜2。
B是內生潛變量系數陣，描述內生潛變量？濁間的相互影響。
B=0 ？茁12 00 0 0？茁31 ？茁32 0
？茁ij表示？濁j到？濁i的路徑系數，兩個下標中的第一個下標表示所指向的結果變量，第二個下標表示原因變量。
？祝是外生潛變量系數陣，描述外生潛變量？孜對內生潛變量？濁的影響。
？祝=？酌11 ？酌12？酌21 ？酌22 0 0
？酌ij表示由？孜j到？濁i的路徑系數，？濁i是結果變量，？孜j是原因變量。
？灼是隨機干擾項，反映了結構模型中未能被解釋的部分。
X是？孜的觀測指標，？撰x是X在？孜上的因子載荷矩陣， ？啄是X的測量誤差。Y是？濁的觀測指標，？撰y是Y在？濁上的因子載荷矩陣，？著是Y的測量誤差。X和Y是顯變量，？孜和？濁是潛變量。
X=x1x2…x9，？撰x=？姿1 0？姿2 0？姿3 0？姿4 00 ？姿50 ？姿60 ？姿70 ？姿80 ？姿9 ；Y=y1y2…y12，？撰y=？姿10 0 0？姿11 0 0？姿12 0 00 ？姿13 00 ？姿14 00 ？姿15 00 ？姿16 00 ？姿17 00 0 ？姿180 0 ？姿190 0 ？姿200 0 ？姿21
3、研究假設
根據理論分析滿意度與忠誠度的關系，信任與忠誠度、滿意度的關系，感知有用性與滿意度、信任的關系，服務質量與滿意度和信任的關系，得到以下需要檢驗的7個假設。
H1：互聯網金融消費滿意度對忠誠度有直接的正向的影響；
H2：互聯網金融消費者的信任對忠誠度有直接正向的影響；
H3：互聯網金融消費者的信任對滿意度有直接的正向的影響；
H4：互聯網金融消費用戶感知有用性對滿意度有直接的正向的影響；
H5：互聯網金融消費用戶感知有用性對信任有直接的正向的影響；
H6：互聯網金融消費服務質量對滿意度有直接的正向的影響；
H7：互聯網金融消費服務質量對信任有直接的正向的影響。
四、基于調查數據的互聯網金融消費特征分析
1、數據信度與可靠性分析
本次調研共發放了440份問卷，回收有效問卷388份。通過直接問卷調查得到的調查數據能否說明調查的結論，則需要對數據的可信程度、有效程度進行分析。
（1）信度檢驗。本文采用Cronbach’s ？琢系數來測量問卷的內部一致性。正式調查問卷中的量表共包括21個題項，Cronbach's ？琢值為0.928，表明量表整體信度好。各個分量表的Cronbach's ？琢值見表1。由表1可以看出，各個分量表信度都較好。
（2）效度檢驗。本文首先對問卷的內容效度進行評估，在參閱多人研究成果的基礎上設計出問卷，然后請擅長問卷調查的專家對問卷內容進行評估并提出修改意見。同時，采用主成分分析法來評估結構效度，并運用SPSS19.0得到各個潛變量第一主成分的方差貢獻率，由表2可以看出，各潛變量第一主成分方差貢獻率都在0.6以上，說明問卷的結構效度較好。
表3給出了各潛變量的平均方差抽取量都在0.5以上，表明問卷具有較好的聚合效度。
綜上所述，本問卷的內容效度、結構效度、收斂效度都較好，可以做進一步的分析。
2、互聯網金融消費者特征分析
（1）受訪者基本特征分析。本次調查的受訪者分布情況見表4。受訪者男性占51.8%。受訪者平均年齡為31.8歲，主要分布在19～30歲之間，占比達到58.0%。受訪者受教育程度以本科為主，占比為51.8%。受訪者居住地主要分布在城市，占比達到74%。受訪者職業分布中，學生占比最大，達到45.4%。熟悉金融專業知識的受訪者占比不到15%。
（2）互聯網金融消費使用情況分析?；ヂ摼W金融消費使用情況主要包括使用的互聯網金融模式和通過互聯網交易的資金比例兩個方面。表5表明受訪者主要參與的互聯網金融模式為金融業務電子化和第三方支付，比重高達80%以上，其次為大數據金融，新興的P2P信貸和眾籌模式也有一定的參與比例。受訪者通過互聯網交易的資金比例達到50%以上的不到10%，但是參與過互聯網交易的受訪者達到90%以上。
五、互聯網金融消費忠誠度影響因素分析
1、模型擬合
本文使用Amos軟件，采用極大似然法估計模型參數。經過初次估計和模型修正，得到結果見圖2和表6。
修正后的模型，路徑系數的P值均小于0.05，在0.05的顯著性水平下通過檢驗。
從表6可以看到，各項擬合指數基本達到了擬合標準，表明模型修正后擬合效果較好。
2、模型結果解釋
綜上分析，在最終得到的模型中刪掉了“感知有用性信任”和“服務質量滿意度”兩條路徑，即假設5、假設6在本調查群體中不成立，其他5條假設都成立。表明對于互聯網業務而言，有用的感知并不需要信任通道，而服務質量必須建立在信任通道上才會形成滿意。
圖2給出了修正后結構方程的標準路徑系數，由這些路徑系數可以得到各個影響因素對忠誠度的直接效應、間接效應以及總效應（見表7）。
表7表明，“滿意度”對忠誠度的影響最大，總效應為0.788；其次是“感知有用性”和“信任”，總效應分別為0.474和0.438，其中“信任”對忠誠度的直接效應為0.142，間接效應為0.296，“感知有用性”對忠誠度只有間接效應；“服務質量”對忠誠度也只有間接效應，為0.206。
六、結論與建議
1、結論
本文根據調查數據，檢驗了影響互聯網金融消費用戶忠誠度的四維因素分析框架。得到的結論：一是四個因素對忠誠度的影響大小有別。滿意度對忠誠度的影響最大，其次是感知有用性、信任，最后是服務質量。二是四個因素間的作用關系不同。滿意度直接作用于忠誠度；信任通過直接作用和通過滿意度的間接作用從兩條路徑影響忠誠度，且間接影響程度高于直接影響程度；感知有用性通過提升滿意度間接影響忠誠度；服務質量通過信任通道間接影響忠誠度。
篇13
引言
金融扶貧是重要的扶貧攻堅政策措施?！吨袊r村扶貧開發綱要（2011-2020年）》指出“積極推動貧困地區金融產品和服務方式創新，努力滿足扶貧對象發展生產的資金需求”；十三五規劃提出“發揮政策性金融、開發性金融、商業性金融和合作性金融的互補作用，整合各類扶貧資源，開辟扶貧開發新的資金渠道”；《推進普惠金融發展規劃（2016-2020年）》提出“讓農民、小微企業等及時獲取價格合理、便捷安全的金融服務”；2015年中國人民銀行等七部委聯合召開的“全國金融助推脫貧攻堅電視電話會議”指出“引導金融資源向貧困地區聚集”。
金融扶貧的工作重點是大力發展普惠金融[1]。普惠金融（inclusive financial system）亦稱金融包容（financial inclusion），是指立足機會平等要求和商業可持續原則，以可負擔的成本為有金融服務需求的社會各階層和群體提供適當、有效的金融服務。自2005年被聯合國提出以來，普惠金融一直被視為可以解決貧困問題、促進經濟增長、實現包容性社會的一種重要機制[2]。中部地區貧困人口數量多，扶貧開發任務十分艱巨：在2014年全國7 017萬農村貧困人口中，河南和湖南的貧困人口數量均超過500萬（全國超過500萬貧困人口的省份僅有6個）；在2012年國務院扶貧辦的592個國家扶貧開發工作重點縣中，中部地區占據了151個，占比達到25.5%。因此，厘清普惠金融減貧機理，科學認識普惠金融發展水平并評估其減貧績效，對推動中部地區金融扶貧具有重要的理論和現實意義?！糎J68x〗
理論界對普惠金融是否具有減貧效應尚有爭議。權利貧困理論認為金融服務等基本權利的缺失是貧困的重要原因[3]，提出將信貸干預作為反貧困的重要措施[4]，并將窮人的信貸權提升到基本人權的高度[5]?；谛畔⒉粚ΨQ理論的研究認為貧困地區信貸市場信息不對稱導致逆向選擇，金融機構都會設置很高的信貸門檻，未享受金融服務的貧困家庭容易陷入“貧困陷阱”[6]，而基于信貸約束理論的研究認為普惠金融通過信貸為貧困地區農民帶來財富增長從而達到脫貧[7]。Burgess 和Pande以印度農村地區為研究樣本的研究發現當地農村地區開戶量每增加1%可以減少農村貧困率0.34%[8]；Beck等采用跨國數據的對比研究發現，具有較發達金融系統的經濟體能夠更快地消除收入不平等現象，降低貧困水平[9]；Manji研究發現金融服務的可得性和使用頻率與貧困率負相關[10]。崔艷娟和孫剛分別以存貸款余額與GDP之比、國內債券余額、股票市值和保費收入三者之和與GDP之比這兩個指標來度量普惠金融發展水平，實證研究了1978-2007年我國貧困發生率與金融包容之間的關系，發現金融包容能夠顯著降低貧困水平[11]。但Navajas [12]，Mallick[13]，Brau [14]，Roodman[15]等對小額信貸的減貧效應提出了質疑，認為小額信貸等普惠金融服務只限于在窮人中進行宣傳而沒有能真正落到實處從而不能顯著降低貧困率，貧困村互助資金并沒有瞄準貧困農戶[16]，有勞動能力但處于最低收入水平的貧困農戶仍難以有效利用互助資金的貸款服務[17]。
