金融工作经验总结篇1

一、充分肯定金融工作取得的成绩

近年来，我们按照党中央、国务院的重要决策和部署，坚定不移地继续推进和完成一系列具有里程碑意义的重大金融改革，不断完善金融宏观调控，加强金融监管，提高驾驭复杂经济金融局面的能力，积极稳妥处置金融领域重大风险隐患，全面提升金融业对外开放水平，我国金融业发生了新的历史性变化。

(一)深入推进金融机构特别是大型商业银行改革，金融业综合实力和抗风险能力显著提升。亚洲金融危机后，一些舆论认为，我国大型商业银行已经处于“技术性破产”状态。我们背水一战，果断推动大型商业银行股份制改革，按照核销损失、剥离不良、注入资本、公开上市四个步骤，在国家财政支持下，结合各家银行的实际情况，精心设计，稳步实施，工、农、中、建、交等国有控股商业银行实现在上海和香港两地上市。通过改革，大型商业银行脱胎换骨，面貌焕然一新，公司治理逐步健全，风险管控能力和盈利能力显著提高。

全面深化农村信用社改革。过去多年，农村信用社曾面临很大的困难和金融风险。我们按照明晰产权关系、强化约束机制、增强服务功能、国家适当支持、地方政府负责的总体要求，对农村信用社进行了全面改革。鼓励各地农村信用社根据实际情况选择产权模式和组织形式，国家给予财政补贴、税收减免和借款支持，并将管理和风险处置责任交由省级政府负责。改革后，农村信用社的历史包袱和风险隐患得到有效化解，服务“三农”的主力军作用显著增强。2011年9月末，农村信用社(含已转制的农村商业银行和农村合作银行)不良贷款率下降为5.7％，资本充足率提高到9.6％；涉农贷款余额4.5万亿元，占全部金融机构涉农贷款的比重达到32.2％。

我们按照分类指导、一行一策的原则，稳步推进政策性金融机构改革。深入开展证券公司综合治理，有效化解行业性重大风险，证券公司走上规范发展轨道。大型国有保险公司基本完成改制，部分已成功上市。村镇银行等新型农村金融机构建设有序推进，股份制商业银行等其他各类金融机构改革发展都取得明显成效。

通过采取一系列重大改革举措，我国银行业、证券业、保险业快速发展，资产质量显著改善，盈利状况持续向好，风险抵御能力和服务经济社会发展的能力明显增强。2011年11月末，我国金融业总资产达119万亿元，比2006年末增长149％。其中，银行业总资产108万亿元，证券业总资产4.7万亿元，保险业总资产5.8万亿元，分别比2006年末增长146％、181％和196％。2011年9月末，商业银行资本充足率12.3％，比2006年末提高5个百分点；不良贷款率0.9％，比2006年末下降6.2个百分点。

(二)健全分层有序的金融市场体系，特别是彻底解决了长期困扰资本市场发展的股权分置问题。股权分置是我国股票市场建立初期遗留的最大难题，一直制约股票市场健康发展。2005年，我们下决心启动股权分置改革，按照尊重市场规律，有利于市场稳定和发展，切实保护投资者特别是公众投资者合法权益的总体要求，采取统一领导、分散决策的办法，积极稳妥、循序渐进推进改革，目前已顺利完成。这项重大改革实现了非流通股在股票市场的逐步流通，理顺了两类股东的利益机制，创造性地解决了历史难题，推动了股票市场的转折性变化。股票市场功能不断健全，有力支持了大型金融机构改制上市，支持了一大批国有骨干企业和民营企业的投融资活动，推动了基础设施、支柱产业和高新技术产业快速发展。2011年末，沪深两市上市公司2342家，总市值21.5万亿元。我们还积极创造条件，把握时机，推出创业板、股指期货、融资融券，丰富市场功能，完善市场运行机制。

我们积极稳妥发展各类金融市场，全面推进货币、债券、期货、保险、外汇和黄金等市场建设。债券市场规模迅速扩大，2011年末，各类企业债券余额达4.9万亿元，位居世界前列。期货市场稳步发展，覆盖农产品、金属、能源、化工和金融等领域的期货品种体系初步形成。保险市场快速发展，2011年前11个月保费收入1.3万亿元，是2006年同期的2.6倍。外汇市场交易主体增加，产品不断创新。金融市场基础设施不断完善，支付清算体系效率明显提高。我国已基本形成功能相互补充、交易场所多层次、交易产品多样化的金融市场体系，配置资源和服务实体经济的能力不断增强。

(三)稳步推动人民币汇率形成机制和利率市场化改革，人民币国际地位明显提升。2005年7月21日，我们按照主动性、可控性、渐进性原则，启动人民币汇率形成机制改革，实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。在国际金融危机冲击十分严重的时候，我们保持人民币汇率基本稳定，不参与竞争性贬值，为抵御危机冲击、促进全球金融稳定和经济再平衡发挥了积极作用。我们始终坚持平稳释放升值压力，保持人民币汇率处于相对合理水平，将负面影响降到最低。截至2011年11月末，人民币对美元累计升值30.4％，实际有效汇率升值28.6％，目前人民币汇率呈现双向浮动态势。人民币汇率形成机制改革，有力促进了我国外贸结构、产业结构优化升级，促进了国际收支基本平衡，为推进人民币资本项目可兑换奠定了重要基础。经常项目顺差占国内生产总值的比重持续降低。我国与14个国家和地区签署了总额为1.3万多亿元人民币的双边本币互换协议，跨境贸易人民币结算金额达到2.6万亿元，人民币国际地位明显提升。这充分证明中央确定的汇改原则、策略是正确的，符合我国国情和国家利益。

我们有序推进利率市场化改革，放宽了人民币贷款利率上限和存款利率下限，放开外币存贷款利率，建立货币市场基准利率体系，利率在优化

资源配置和货币政策传导中的作用进一步显现。

(四)加强和改善金融宏观调控，有力促进了经济平稳较快发展。我们坚持正确把握金融宏观调控的方向、力度和节奏，综合运用利率、汇率、存款准备金率和公开市场操作等工具，促进货币信贷合理增长，调整优化信贷结构，较好地处理了金融支持经济发展、控制通货膨胀与防范金融风险的关系。特别是面对突如其来的国际金融危机冲击，我们果断实施积极的财政政策和适度宽松的货币政策，推动了我国经济率先企稳回升。随后又针对经济运行中出现的新情况新问题，适时调整货币信贷政策，并与其他政策协调配合，在保持经济平稳较快发展的同时，扭转了一度出现的物价过快上涨势头。我国金融宏观调控的科学性、前瞻性和有效性显著提高。

(五)不断提高金融监管的专业性和有效性，有力保障了我国金融安全稳定。我们立足基本国情，不断完善银行、证券、保险分业监管体制，加强金融监管协调。积极借鉴国际监管理念和标准，改进监管方式和手段，突出合规监管和风险监管，对系统性风险隐患早发现、早干预，监管的有效性明显增强。强化市场基础性制度建设，推动完善企业公司治理，金融机构和上市公司的规范运作水平得到提升。设立证券投资者保护基金、期货投资者保障基金和保险保障基金，初步建立市场化的风险救助机制。有效化解一些高风险金融机构的风险隐患，查处了一批内幕交易、非法集资、地下钱庄、洗钱等违法违规案件。我们提请全国人大常委会修订了保险法，修订了外汇管理条例，制定了证券公司监督管理条例、证券公司风险处置条例、期货交易管理条例，较为全面系统的金融法律制度基本形成。金融监管工作的强化，对维护国家经济金融安全、防范国际金融危机带来的风险，发挥了重要保障作用。

(六)不断深化金融对外开放，我国金融业的国际地位和话语权得到提升。十年来，我们全面履行加入世贸组织承诺，坚持“引进来”、“走出去”，大幅提高金融业市场开放度，有力促进了国内金融业经营理念、管理方式转变，提高了经营管理水平。在华外资金融机构规模扩大，中资金融机构境外市场业务稳步拓展。我们有序推进人民币资本项目可兑换，促进贸易投资便利化，取消强制结售汇制度，加强和改进外汇储备经营管理，拓展外汇储备运用渠道和方式。稳步推进股票市场、债券市场对外开放，实施合格境内机构投资者、境外机构投资者制度。我们还不断加强金融对外合作，积极参与国际经济金融治理机制建设。

在充分肯定成绩的同时，我们也要清醒地看到，我国金融领域还存在一些突出问题和潜在风险，主要是：金融机构经营方式总体粗放，公司治理和风险管理仍存在不少问题，农村金融和中小金融机构发展相对滞后，金融体系有待进一步完善，一些领域风险隐患比较突出，金融宏观调控还有待改进，金融监管能力有待进一步提升，信贷政策与产业政策结合得还不够紧密，对实体经济的支持还不够及时有力，金融业的服务能力和水平与经济社会发展需要相比还有不小差距。特别要看到，国际金融危机没有结束，外部经济波动和金融市场动荡对我国经济金融的影响继续存在，甚至可能加大。我们必须增强忧患意识、责任意识，居安思危，努力把金融工作提高到一个新水平。

二、做好金融工作的总体要求和主要原则

我国仍处于发展的重要战略机遇期，金融改革发展既面临难得的机遇，也面临着诸多挑战。今后一个时期金融工作的总体要求是：高举中国特色社会主义伟大旗帜，以邓小平理论和“三个代表”重要思想为指导，深入贯彻落实科学发展观，全面推动金融改革、开放和发展，显著增强我国金融业综合实力、国际竞争力和抗风险能力，显著提高金融服务实体经济的水平，着力完善金融宏观调控和监管体制，形成种类齐全、结构合理、服务高效、安全稳健的现代金融体系，开创金融改革发展新局面。

按照上述总体要求，做好新时期的金融工作，必须把握好以下原则：

(一)坚持金融服务实体经济的本质要求。金融是现代经济的核心。金融发展的根基是实体经济，离开了实体经济，金融就会成为无源之水、无本之木。我们要牢牢把握发展实体经济这一坚实基础，从多方面采取措施，确保资金投向实体经济，有效解决实体经济融资难、融资责问题，坚决抑制社会资本脱实向虚、以钱炒钱，防止虚拟经济过度自我循环和膨胀，防止出现产业空心化现象。各类金融机构都必须牢固树立服务实体经济的指导思想，全面提高服务实体经济的质量和水平，实现金融与实体经济的共生共荣。

(二)坚持市场配置金融资源的改革导向。我们要坚定不移地深化金融市场化改革与对外开放，进一步明确政府作用的领域和边界，做到该放的坚决放开、该管的切实管好。完善审批等准入制度，坚决取消各种不必要的金融管制，最大限度地减少政府对微观金融活动的干预，激发各类金融市场主体的活力，优化金融资源配置。同时，加强各项基础制度建设，维护金融市场秩序，为金融健康发展创造良好的环境。

(三)坚持创新与监管相协调的发展理念。金融创新是提升金融业服务水平和竞争力的关键。必须鼓励金融创新，为金融创新营造有利的政策环境和监管条件。要适应经济社会发展需要，充分运用现代科技成果，促进科技与金融结合，支持金融组织创新、产品和服务模式创新，提高金融市场发展的深度和广度。金融创新必须以市场为导向，以提高金融服，务能力和效率为根本目的，防止以规避监管为目的和脱离经济发展需要的“创新”。要动态把握金融创新的界限，把防范风险始终贯穿金融创新全过程，使监管能力建设与金融创新相适应。

(四)坚持积极防范化解风险的永恒主题。金融业是高风险行业，金融风险突发性强、波及面广、危害性大。我们要把防范风险作为金融工作的生命线，提高金融机构风险管理水平，加强金融监管和调控能力建设，有效防范经济与金融风险相互作用，金融与财政风险相互传递，外部风险向境内转移。严厉打击金融犯罪，加强金融机构网络信息安全。要坚持用发展改革的办法解决长期性结构性问题，积极稳妥化解风险隐患，防止局部风险转化为全局性、系统性风险。

(五)坚持自主渐进安全共赢的开放方针。对外开放是我国金融业提高服务水平、增强竞争力的重要途径。必须坚持“以我为主、循序渐进、安全可控、竞争合作、互利共赢”的方针，加强顶层设计，更好地统筹金融业“引进来”和“走出去”，把握好对外开放的时机、力度和节奏，使金融对外开放与我国经济发展水平、市场发育程度和金融监管能力相适应，在确保国家经济金融安全的基础上提高金融对外开放水平。

三、全面推进金融改革发展的主要任务

今后一个时期金融改革发展任务十分繁重，要把握时机、突出重点、

统筹兼顾、有序推进。

(一)为经济社会发展提供更多优质金融服务，加大对薄弱领域的金融支持。金融必须努力服务于经济发展方式转变，促进科学发展。金融行业要大力提升服务功能，扩大服务覆盖面。重点支持经济结构调整、节能减排、环境保护和自主创新，特别要加快解决农村金融服务不足、小型微型企业融资难问题。

深化农村金融改革。要以服务“三农”为根本方向，充分发挥政策性金融、商业性金融和合作性金融的作用，构建多层次、多样化、适度竞争的农村金融服务体系。进一步深化农村信用社改革，继续发挥支农主力军作用；坚持分类指导，推进产权制度改革，增强资本实力；坚持经营管理重心下沉，保持县域法人地位的长期总体稳定，减少行政干预；省联社要淡出行政管理职能，强化服务职能。农业银行等商业银行和其他各类金融机构，都要积极探索为“三农”服务的模式，加大对“三农”的支持力度。培育发展新型农村金融机构，支持民间资本参与设立村镇银行，规范发展农村合作金融和贷款公司。支持符合条件的现代农业企业通过股票、债券市场发展壮大，积极拓展期货市场服务“三农”的渠道和模式。完善农业保险制度，扩大农业保险保障范围和覆盖区域，创新保险品种，积极发展农村小额保险。要加大财税政策支持力度，引导、带动更多信贷资金和社会资金投向农村。农村金融机构享受政策优惠要与承担责任义务相匹配，保证国家扶持政策真正惠及“三农”。

着力解决小型微型企业融资困难。改进小型微型企业金融服务，需要推动不同类型、不同规模的金融机构改革创新和规范发展。鼓励各类金融机构在遵循市场原则的前提下，积极开展适合小型微型企业需求的金融产品和信贷模式创新。完善财税、担保、保险等政策支持体系和差异化监管措施，调动金融机构服务小型微型企业的积极性。加强适合小型微型企业融资的资本市场建设，加大中小企业板、创业板对小型微型企业的支持力度，鼓励创业投资机构和股权投资机构投资小型微型企业，发展小企业集合债券等融资工具，拓宽融资渠道。深化邮政储蓄银行改革，增强支农和服务小型微型企业功能。

发展小型社区类金融机构是解决小型微型企业融资难的有效途径。要因地制宜，采取有效措施支持小金融机构发展，形成竞争充分、服务优良、风险可控的金融服务体系。不同地区经济发展水平差异较大，发展小金融机构要与当地经济发展需要相适应，不可盲目攀比、一哄而上。小金融机构要立足当地、立足基层，主要支持小型微型企业发展，不贪大求全，避免盲目跨区域扩张等经营行为。要下决心清理和规范各类收费项目，并结合金融业特点，建立科学合理、公开透明的收费制度，切实减轻企业实际融资成本负担。

(二)深化金融机构改革，着力加强公司治理。加强金融机构公司治理，推进现代金融企业制度建设，是金融机构改革的核心内容，也是金融机构健康可持续发展的重要基础。必须抓住关键环节，进一步完善金融机构公司治理。一是形成有效的决策、执行、制衡机制。进一步厘清股东大会、董事会、监事会和高管层的职责边界，完善重大事项的决策机制和程序，加强信息披露，提高透明度，防止内部人控制，把公司治理的要求真正落实于日常经营管理和风险控制之中。二是健全资本约束机制。推进金融机构股权多元化。切实打破垄断，放宽准入，鼓励、引导和规范民间资本进入金融服务领域，参与银行、证券、保险等金融机构改制和增资扩股。三是建立有效的选人用人机制。现代金融竞争归根结底是人才的竞争。要健全董事和监事提名、资格审查等方面的制度安排，探索市场化的高管人员选聘机制。要切实加强金融队伍建设，全面提高从业人员素质和职业操守。四是健全科学合理的激励约束机制。要认真进行制度设计，探索建立规范有效、包括薪酬制度在内的激励约束机制。要苦练内功，努力把我国金融机构建设成为具有良好品牌和国际竞争力的现代金融企业。

政策性金融在国民经济和社会发展中具有独特作用，宏观层面上可以有效支持国家发展战略，微观层面上可以弥补商业性金融的不足。进出口银行、农业发展银行和出口信用保险公司作为政策性金融机构，要强化政策，坚持以政策性业务为主体，慎重把握自营性业务发展，严格管理业务范围。要明确划分政策性业务和自营性业务，实行分账管理、分类核算，防范道德风险。对政策性业务，由财政给予必要的支持；对自营性业务，要严格资本约束，实行审慎性监管。要抓紧修订公司章程，完善公司治理组织框架，合理补充资本金，建立科学考核评价机制与外部监管制度。开发银行要坚持和深化商业化改革，妥善解决债券信用、资金来源、监管标准等问题。

(三)加强和改进金融监管，切实防范系统性金融风险。防范系统性金融风险既是当前的紧迫问题，也是关系金融发展全局的重大问题。要把加强金融监管作为金融工作的重中之重，守住不发生系统性、区域性金融风险底线。

加强系统性金融风险防范制度建设。要借鉴国际经验，结合我国国情，完善相关政策工具和手段；健全系统性金融风险监测、评估、预警体系，加强对跨行业、跨市场、跨境金融风险的监测评估；强化系统性金融风险处置能力建设，建立层次清晰的系统性金融风险处置机制和清算安排，健全金融安全网。要抓紧研究完善存款保险制度方案，择机出台并组织实施。

加强对系统重要性金融机构和金融综合经营的监管。要研究提出我国系统重要性金融机构认定标准和评估框架，对系统重要性金融机构设定更为严格的监管标准，强化外部约束。要总结经验，建章立制，加强监管，防范风险，积极稳妥推进综合经营试点工作。要根据我国金融市场结构和特点，细化金融机构分类标准，统一监管政策，减少监管套利，弥补监管真空。优化配置金融监管资源，明确对交叉性金融业务和金融控股公司的监管职责和规则，增强监管的针对性、有效性。

加强金融监管能力建设。要借鉴国际金融监管改革最新成果，完善监管规则，更新监管理念、制度和方式，加强监管队伍建设，不断提升监管有效性。银行业要积极稳妥推动实施国际新监管标准，建立全面审慎的风险监管体系。证券业要完善市场制度，强化行为监管，加强投资者合法权益保护。保险业要强化偿付能力监管，完善分类监管制度。建立健全本外币跨境资金流动监管框架，加强监管协同。改进和完善金融监管协调机制。发挥和完善现行金融监管协调机制的功能，实行信息共享，推进监管协调工作规范化、常态化。

强化地方人民政府金融监管意识和责任。坚持发挥中央金融管理部门指导、协调和监督作用，维护金融业改革发展战略、金融宏观管理政策、监管规则与标准的一致性和权威性；同时，注重引导和调动地方人民政府

的积极性，发挥好地方人民政府的作用。要改变重发展、轻监管的倾向，进一步明确地方人民政府对小额贷款公司和担保公司等机构的管理职责，强化地方人民政府的风险处置责任。地方人民政府要大力改善金融环境，减少行政干预，促进经济和金融健康发展。

民间借贷是正规金融的补充，有一定的积极作用。要完善法律、法规等制度框架，加强引导和教育，发挥民间借贷的积极作用。同时，大力整顿金融秩序，严厉打击高利贷活动和非法集资、地下钱庄、非法证券等非法金融活动，加强对担保公司、典当行等机构和银行表外业务的全面监测和有效监管，妥善处理企业资金链断裂事件，防止风险扩散蔓延。

(四)防范化解地方政府性债务风险，避免财政金融风险相互传递。地方政府性债务的形成由来已久，已有30多年历史。据审计，截至2010年末，形成了10.7万亿元的规模，其中有51.2％、共计5.5万亿元是2008年及以前年度举借和用于续建2008年以前开工项目的。地方政府性债务主要用于基础设施等长期建设，对于地方经济社会发展、应对亚洲金融危机和这次国际金融危机都发挥了积极作用。同时，与债务相对应，也形成了大量资产，其中许多是优质资产，有稳定的现金流或预期收益。当前我国政府债务总体安全、可控。

我们高度重视地方政府性债务管理问题。经过清理规范，目前融资平台公司融资规模膨胀的势头得到有效遏制，银行业金融机构等对融资平台公司的信贷管理加强，机关事业单位违规担保承诺行为基本得到制止。2009年以来，我们多次对地方政府性债务问题进行专门研究，提出了比较系统的解决办法。总的考虑是，综合施策、标本兼治，按照“分类管理、区别对待、逐步化解”的原则，妥善处理存量债务；把短期应对措施和长期制度建设结合起来，建立规范的地方人民政府举债融资机制，严格控制地方人民政府新增债务。对存量债务要区别不同情况进行妥善处理，既要积极稳妥化解财政金融风险，又要保证国家批准的重点在建项目资金需求，不能搞简单的“急刹车”、“一刀切”，避免局部风险引发全局性、系统性风险。地方各级人民政府一定要落实偿债责任，防止逃废债务，坚决查处违法违规行为并严格追究责任。继续抓紧规范地方政府融资平台公司，加强监管约束和风险防范。切实规范借贷各方行为，坚决禁止各种形式的违规担保。稳步推进地方人民政府按核定规模发债试点，将地方政府债务收支分类纳入预算管理，构建地方政府债务规模控制和风险预警机制。

要加快建立健全透明规范、可持续的保障性住房融资机制，积极支持保障性住房建设，切实防范金融风险。

(五)加强资本市场和保险市场建设，推动金融市场协调发展。促进股票期货市场稳定健康发展。加快完善多层次资本市场体系，为不同规模、不同类型、不同成长阶段的企业提供差异化服务。继续完善主板、中小企业板和创业板市场，积极探索发展场外交易市场。上市公司质量是股票市场发展的基石。要稳步提高上市公司治理水平和透明度，完善现代企业制度，发挥资本市场并购重组功能，推动上市公司做大做强和产业优化升级。深化新股发行制度市场化改革，进一步弱化行政审批，强化资本约束、市场约束和诚信约束，完善上市公司投资者回报机制，引导和鼓励增加现金分红；健全退市制度，坚持优胜劣汰，不断提高上市公司质量，促进一级市场和二级市场协调健康发展。稳妥推出原油等大宗商品期货品种和相关金融衍生产品。促进创业投资和私募股权投资规范健康发展。严惩内幕交易、操纵市场、欺诈上市、虚假披露等违法违规行为。

坚决清理整顿各类交易场所。各地区和有关部门要按照国务院有关文件要求和部署，清理整顿产权交易、文化艺术品交易和大宗商品中远期交易等交易场所，维护正常的市场秩序和社会大局稳定。

规范发展债券市场。要坚持市场化改革方向，着力培育商业信用，强化市场约束和风险分担机制，提高市场运行透明度，为债券市场发展营造良好的制度环境。稳步扩大债券市场规模，推进产品创新和多样化。完善债券发行管理体制，目前要在部门各负其责基础上，加强协调配合，提高信息披露标准，落实监管责任。加强债券市场基础设施建设，进一步促进场内、场外市场互联互通。同时，要积极创造条件，统一准入和监管标准，建设规范统一的债券市场。

积极培育保险市场。保险业具有风险保障和资金融通特性，是经济社会发展的“助推器”和“稳定器”。要更好发挥保险服务功能，不断丰富保险产品，拓宽保险服务领域。大力发展个人寿险、健康保险、养老保险、企业年金业务，以及与住房、汽车消费有关的保险业务。搞好个人税收递延型养老保险试点。总结推广商业保险参与社会保障、医疗保障体系建设的经验和做法。加快发展与公众利益密切相关的环境污染、公众安全等责任保险。以推动农业大灾保险为突破口，逐步建立国家政策支持的巨灾保险体系，完善巨灾风险分散转移和补偿机制。大力提高保险服务水平，规范保险市场秩序，解决销售误导和理赔难等突出问题。支持保险资金在风险可控的前提下拓宽投资渠道。

(六)完善金融宏观调控体系，有效促进经济发展和金融稳定。金融宏观调控是国家维护经济金融稳定的重要手段。要继续完善逆周期的金融宏观审慎管理制度框架，优化货币政策目标体系，创新丰富货币政策工具，处理好促进经济增长、保持物价稳定和防范金融风险的关系，合理调控货币信贷总量，保持合理的社会融资规模。遵循市场规律，完善市场化的间接调控机制，逐步增强利率、汇率等价格杠杆的作用。加快培育市场基准利率体系，引导金融机构增强风险定价能力，稳步推进利率市场化改革。进一步完善人民币汇率形成机制，增强人民币汇率双向浮动弹性，保持人民币汇率在合理均衡水平上的基本稳定。加强货币政策与财政政策、监管政策、产业政策的协调配合，进一步增强宏观调控的科学性、前瞻性、有效性。

(七)扩大金融对外开放，提高在更大范围、更高层次上资源配置能力和金融安全保障水平。稳妥有序推进人民币资本项目可兑换。在规范的基础上扩大人民币在跨境贸易投资中的使用。推进贸易投资便利化，逐步拓宽资本流出渠道，放宽境内居民境外投资限制。

探索和拓展外汇储备多层次使用渠道和方式。要从国家战略需要出发管好用好外汇储备资金，进一步提高外汇储备的经营管理水平，稳步推进多元化投资，更好实现外汇储备安全、流动和保值增值的目标。

深化内地与港澳台金融合作，继续支持香港巩固和提升国际金融中心地位。进一步加快上海国际金融中心建设。

积极参与全球经济金融治理。深化双边、多边经济金融政策对话与合作，加强与主要经济体宏观经济金融

政策协调。积极推动国际金融体系改革，促进国际货币体系合理化。主动参与国际金融监管改革和标准制定，继续发挥建设性作用。

(八)加强金融基础建设，改善金融发展环境。加强金融法制建设。加快制定存款保险、金融机构破产、上市公司监管、信用评级以及征信等方面的法律法规。加快农业保险立法。加强金融消费者保护立法。制定规范和引导民间借贷、打击非法金融活动的法规和规章。切实加强金融执法，提高执法公正性和效率，维护法律权威性。

加快社会信用体系建设。金融发展，诚信为本。要抓紧建立覆盖全社会的征信体系，加快建立金融业统一征信平台，完善中小企业和农村信用体系，推进行业信用和地方信用建设，提高社会诚信意识。促进我国信用评级机构发展，增强竞争力和公信力。加强以诚信、服务、责任、创新等为要义的金融文化建设。

进一步完善登记、托管、支付、清算和银行卡等金融基础设施。构建符合国际标准和中国国情的反洗钱工作体制，建立特定非金融行业反洗钱制度。提高人民币防伪能力。加快建立统一、全面、共享的金融业综合统计体系。以科技手段促进金融服务与管理创新，提高金融信息化水平，确保信息安全。

加强金融消费者权益保护。把金融消费者权益保护放在更加突出位置，加强制度和组织机构建设。加强金融消费者教育，为金融消费者提供高水准的信息咨询服务，积极开展金融知识普及宣传工作，提高金融消费者的安全意识和自我保护能力。积极发挥行业协会的自律作用。

2012年，金融部门和金融机构要认真贯彻中央经济工作会议精神，做好全年金融工作。一要实施好稳健的货币政策，进一步提高针对性、灵活性和前瞻性，保持社会融资规模合理增长。二要优化信贷结构，加强对国家重点在建续建项目和保障性住房建设，对符合产业政策的企业特别是小型微型企业，对企业技术改造的信贷支持。三要深化新股发行制度市场化改革，抓紧完善发行、退市和分红制度，加强股市监管，促进一级市场和二级市场协调健康发展，提振股市信心。四要敏锐观察和跟踪分析国内外经济形势，做好应对预案，切实防范经济金融风险。

金融工作经验总结篇2

一、引言

金融是一个国家的血脉，经济运行及发展必然与金融业发展有着密切联系。一般而言，主要从金融总量和金融结构两个方面测量金融业发展情况。资本配置的实质是金融结构的调整和优化，即在金融总量不变的情况下，将资本合理分配到不同的经济领域或用途上去，使用较少的资本获得更多的产出，以此促进经济增长。2014年全省金融业增加值比地区生产总值增速高出3.4个百分点，对地区生产总值的贡献率达到7%，拉动全省经济增长0.8个百分点。因此，研究贵州金融资产结构与经济增长的关系，对今后贵州经济发展具有重要的作用。

二、文献综述

国内关于金融资产结构与经济增长关系的实证研究始于20世纪90年代。谢平（1992）研究了我国1978年-1991年金融资产结构的变动情况。陈述云（2007）以银行业为例研究贵州金融发展与经济增长的因果影响关系。黄燕君，李融（2014）应用双对数回归模型和广义差分方法，对浙江金融资产结构与经济增长的关系进行了实证分析和检验。康海媛，孙焱林（2015）从经济增长与金融结构的视角出发，对金融危机的研究焦点及后续研究方向进行了阐述。研究不适当的经济增长模式和失衡的金融结构造成的金融危机及其溢出效应。张乐、李德慧（2015）基于我国29个省市1996年-2011年的平衡面板数据，对农村金融和农业经济结构变动对经济增长的影响进行实证分析。王欣（2015）把资本配置效率作为重点，从直接金融资本和间接金融资本角度研究其与经济增长之间的关系。

三、数据选取及处理

本文运用2005年-2014年贵州省的相关数据，选取变量为存贷款总额（M）、证券期货交易额（S）、保费收入（I）、GDPa、金融资产总量（FA），文中数据均来自国家统计局、《贵州统计年鉴》、贵州省统计局、贵州证监会、中国人民银行――贵州省支行等。对于通货膨胀率，以消费者物价指数来计算，用CPI表示，2005年消费者物价指数作为基数，取值为1，2005年后的各个年份进行相应的折算。为了消除时间序列的波动性和异方差性，并使计算方便，各变量均取自然对数处理。

四、实证分析

1.平稳性和协整性检验

变量的平稳性是计量经济学分析的基础，现实生活中的时间序列是非平稳的，主要的经济指标，如收入、价格等表现出一致的上升或下降，很难运用模型得出有意义的结果。所以在数据分析前要进行平稳性检验，如果非平稳序列差分后平稳，说明存在线性的协整关系。本文借助Eviews6.0对贵州省的各类数据进行处理，运用ADF检验来检验是否存在单位根，若ADF值大于5%的临界值则拒绝原假设，说明序列不存在单位根，是平稳序列。

从表2结果看出，所有变量均为一阶单整，结果具有可信度。数据的平稳性检验后，需要对时间序列进行协整检验，以判断是否存在伪回归现象，本文中采用Johansen协整检验法进行协整检验，检验结果如表3所示。

从检验结果看，2005年-2014年各时间序列变量间均存在长期稳定的关系，可以进行Granger因果检验。

2.格兰杰因果检验

前文证明2005年-2014年金融资产与人均GDP均存在长期稳定的关系，为了检验两个变量之间是否具有因果关系，将采用Granger因果检验方法进行检验，如下表4所示。

检验结果看出，金融资产总量能很大促进经济增长，存贷款额和保费收入在一定程度上促进经济增长，反过来经济增长对证券类资产影响较大，对金融资产总量有一定程度影响。金融资产总量、存贷款总额和保费收入是影响贵州经济增长的变量；证券交易期货总额和金融资产总量受经济增长影响，但对金融资产总量影响并不显著。

五、结论

从分析结果看出，各金融资产对经济增长的影响不同，贵州应在保证资本投入的前提下进行资本结构优化，将资本进行重新分配来实现对经济的支撑和促进作用，以实现投入资本效率最大化。首先，政府应加大对存贷额等货币类资本和保费收入等保险类资本的投入，相对减少证券类资本的投入，保证经济的增长，当经济增长到一定程度也会相应的促进证券类资产和资产总量的增加。同时，政府在完善各个资本市场的前提下，引导鼓励金融机构的良性竞争，通过资本的合理分配和运用来促进经济增长。

参考文献：

[1]Wurgler，Jeffrey.Financial Markets and the Allocation of Ccapital[J].Journal of Financial Economics，2000， 58.

金融工作经验总结篇3

[中图分类号][文献标识码]A[文章编号]2095-3283（2013）01-00-02

一、引言

金融体系与经济增长之间的关系，很早就受到学术界的关注并对进行了较为详细的研究。无论是早期的研究者如Goldsmith（1969）、McKinnon（1973）、Shaw（1969），还是近期的一些学者，如Stiglitz（1985）、Mayer（1990）、Levine和King（1993）、Levin（1997）等，一致认为金融体系在经济发展与增长中起着关键的作用。随着理论研究的深入，研究者不仅试图对金融发展和经济增长之间的关系进行重新演绎，而且开始关注金融体系内部结构的演变，在经济发展和经济增长中的作用。

金融结构在经济增长过程中之所以重要，是由于实体经济活动对金融服务的要求是多种多样的，而不同的金融中介及其代表的融资方式在金融服务方面具有各自的比较优势。因此，合理的金融结构可以更好地满足企业的融资需求，促进行业增长。本文通过金融体系与经济发展和增长之间相互关系的模型对我国工业1999―2010年的面板数据进行分析，初步证明了金融结构对工业增长的重要性。

二、理论分析和研究假设

金融体系对经济发展和增长的作用，需要通过它是否满足了实体经济的需要来判断。当行业的产业规模结构与本国的资源禀赋结构相适应，其产品竞争力较高，如果要更好地发挥资源禀赋这一比较优势，还需要更有效的融资渠道。由于不同的产业企业在规模等方面存在很大差异，同时，不同的金融机构和中介在提供不同的金融服务上各具比较优势，因此，相对于不同的产业结构就会形成不同的金融结构。

Demirguc-Kunt、Feyan和Levine（2011）运用了大规模的跨国界样本数据，探索金融结构与最优金融结构的偏离程度与经济发展之间的关系。计算出每年每个国家的最优金融结构和“金融结构缺口”，即实际金融结构和最优金融结构之差的绝对值的自然对数。并发现，在截然不同的经济发展阶段都有与之对应的最优金融结构，即使在设置了包括银行业和证券市场的发展水平的一些控制变量之后，金融结构缺口与经济活动仍显示出显著的负相关。另外，偏离最优金融结构对经济的影响很重要，偏离一个标准差将使经济产出下降6%。

根据上述观点，本文提出以下研究假设：

假设H1：若我国工业以大型工业为主（行业平均规模较大），则市场主导型金融结构更有利于行业增长。反之，若我国工业以中小企业为主，则银行主导型金融结构更有利于该行业的增长。

假设H2：金融结构缺口（实际金融结构和最优金融结构之差的绝对值的自然对数，反映了实际金融结构和最优金融结构偏离程度）与工业增长负相关。

通过对我国31个省市1990―2010年金融结构和工业行业的面板数据进行协整检验和回归分析，检验上述理论假设。

三、实证分析

1.模型设定和数据说明

检验假设H1的计量模型为：

（1）

检验假设H2的计量模型为：

（2）

其中，αi γi是截距，βj ηj为待估计系数，αit ωit为误差项。下标i代表省市，t代表时间。模型中，Industry为1999―2010年各省市工业总产值，Finstr为由Levine（2000）定义的金融结构，即融资结构（股票市场总市值和银行各项贷款总额之比）。Strls为金融结构指标Finstr与工业企业平均规模LS的交叉乘积项。以工业企业全部从业人员平均人数代表工业企业平均规模的大小。Finstrgap为Demirguc-Kunt、Feyan和Levine（2011）定义的金融结构缺口，反映了实际金融结构和最优金融结构偏离程度。

需要关注的是β1、β2、η1的估计符号和统计显著性。如果假设H1是正确的，那么β2的符号应该为正且在统计上显著。Finstr反映的是金融结构对工业的影响。按照银行主导论，它的符号β1应该为负；按照市场主导论，它的符号应该为正；而金融服务论和法律金融论预期它的估计系数在统计上并不显著。Finstrgap的系数η1反映的是金融结构缺口对工业增长的影响，如果假设H2是正确的，η1的符号应该为负且在统计上显著。Control为控制变量，用来控制其他一系列可能会对工业增长产生影响的变量，包括TA：工业企业资产总额；TD：工业企业负债总额。

本文使用的数据来源于《中国工业经济发展年鉴》、《中国统计年鉴》和国泰安数据库。为消除通货膨胀的影响，所有数据（包括控制变量）均以1999年为基期，通过各省市CPI将价值型变量转化为实际型变量。表1列出了对主要变量的描述性统计结果。从表中可以看出，各省市的金融结构之间的差别还是很大的，这可顺利地考察金融结构对工业增长的影响。

2.单位根检验

由于面板数据综合了来自时间序列和横截面的信息，用非平稳时间序列建立回归模型极有可能产生“伪回归”问题。因此，在对面板数据进行实证分析前，需对数据进行单位根检验。本文单位根检验选用LLC和PPFisher这两种方法来判断数据的平稳性。检验结果如下：

3.协整检验

本文使用Pedroni协整检验方法对方程（1）和方程（2）进行协整检验。表3中对方程（1）协整检验的7个统计量中有4个拒绝原假设，对方程（2）协整检验的7个统计量中也有4个拒绝原假设，表明Industry和Finstr Strls TA TD之间存在协整关系，Industry和Finstrgap TA TD之间也存在协整关系，因此可以在原计量模型的基础上进行回归分析。

4.回归分析

回归结果（1）中列出了对方程（1）基本解释变量的估计结果。Finstr的估计系数显著为负，这符合银行主导论的观点。同时Strls的系数在5%的统计水平上显著为正，初步验证了假设1。回归结果（2）为方程（1）加入了控制变量TA和TD后的估计结果，Finstr的系数仍然显著为负，同时Strls的系数仍然显著为正，进一步验证了假设1。另外，资产总额的系数显著为正，说明较高的资产总额对工业增长有明显的正面的影响，负债总额的系数显著为负，说明较高的负债总额对工业增长有明显的负向影响。回归结果（3）列出了对方程（2）基本解释变量的估计结果，Finstrgap的估计系数显著为正，与假设2不符合。回归结果（4）是方程（2）加入控制变量后的估计结果，Finstrgap的估计系数显著为负，验证了假设2，同时符合Levine（2011）的观点，即金融结构缺口与经济活动显著负相关。

变量12回归结果（1）12回归结果（2）12回归结果（3）12回归结果（4）12Finstr12-4820.76**12（-5.85）12-1475.213**12（-7.03）12Strls1247.34355**12（11.53）124.6421**12（4.00）12Finstrgap122061.457**12（2.64）12-666.0647**12（-3.83）12TA2.099203**12（12.16）1.971201**12（11.32）12TD-1.188907**12（-3.93）-0.8950758**12（-2.92）12常数项126245.499**12（13.66）12-2815.361**12（-15.95）1213201.84**12（6.74）12-5013.701**12（-10.42）说明：1.括号中的数值为t统计量；2.*、**、***代表估计系数在10%，5%，1%水平上显著；3.数据来源：统计软件stata12.0计算结果。

四、结论

以金融结构与经济增长的理论分析为基础，运用我国31个省市1999―2010年的面板数据，分析了我国的金融结构对工业增长的影响。结果表明：第一，工业行业的平均规模越大，则市场主导型金融结构越有利于工业增长。随着经济发展和金融体系的完善，企业的融资规模将不断扩大，从需求的角度来看，偏向市场导向型金融结构更有利于为大企业融资，随着企业规模的扩大，投资风险也进一步上升，这时更需要市场主导型金融体系的支持。第二，金融结构缺口与工业增长存在负相关关系，即大的金融结构缺口与低的工业总产值相关。

[参考文献]

[1]李木祥，钟子明，冯宗茂中国金融结构与经济发展中国金融出版社，2004，6-223.

[2]刘仁伍区域金融结构和金融发展理论与实证研究经济管理出版社，2003，14-22.

[3]王广谦中国金融发展中的结构问题分析金融研究，2002，（5）：47一56.

[4]杨琳金融发展与实体经济增长中国金融出版社，2002，62-103.

[5]李健中国金融发展中的结构问题中国人民大学出版社，2004，56-97.

[6]李江金融发展学科学出版社，2005，122-306.

[7]戴相龙对中国金融改革主要问题的思考中央财经大学学报，2002，（8）：1-9.

金融工作经验总结篇4

随着我国对外开放节奏的不断加快，安徽省出口贸易结构也在不断优化调整。通过分析1999年至2013年安徽省工业制成品出口额占出口贸易总额的比重可以发现，该比重自1999年以来至2006年一直处于增长趋势，但随后几年收到金融危机的影响，该比重略有下降，自2009年以来逐渐保持稳定。总体看来，我省出口贸易商品中初级制成品比重越来越少，工业制成品出口额占出口总额的比重近几年来保持较为稳定，占比约0.94，但仔细分析工业制成品构成即可发现，我省出口的工业制成品科技含量水平仍处于中低端，出口贸易结构仍需优化。以2013年我省出口的工业制成品为例，轻纺产品、橡胶制品、矿冶产品及其制品出口额为83.24亿美元，占比达33%，杂项制品出口额为64.65亿美元，占比达26%。机械及运输设备出口额为75.46亿美元，占比仅为全部工业制成品的30%。由此看来，安徽省工业制成品出口还处在较为低端的水平，因此如何推动安徽省出口贸易结构的转型升级，尤其是提升机械及运输设备出口占工业制成品出口额的比重，是一个亟待解决的问题。

随着安徽省工业制成品出口比重的不断提升，其金融发展水平也在逐步推进。我省金融机构存贷款总额从1990年的1185.5亿元上升到2014年的52843.56亿元。其中，金融机构存款余额由1990年的193.44亿元上升到2014年的30088.9亿元，金融机构贷款余额由1990年的446.03亿元上升到2014年的22754.66亿元。那么，安徽省金融发展水平的迅速提升对出口贸易结构是否有着一定的联系？它是否会对出口贸易结构的优化起到一定程度的影响？并且它是通过何种机制对出口贸易结构产生影响？研究这些问题，对发展我省的金融和出口贸易结构优化，都有着积极的推动作用。

一、文献综述

针对金融发展对出口贸易的影响，前人学者主要从以下几个方向加以阐述：部分学者通过构建数理模型，分析两者的影响，如刘璐，丁一兵（2014）构建了两部门一般均衡分析框架，研究了金融发展对出口结构影响的理论模型，发现金融发展水平的提高可以降低企业的融资约束，使得资本密集型行业产业的相对价格下降，从而促进该行业出口增加。还有部分学者将金融发展规模的角度分析两者的影响，如李欣蓉（2014）通过实证发现四川省金融发展对出口贸易规模及出口结构升级有促进作用。

而大多数学者则是通过金融发展的规模、效率、结构等角度来分析二者的影响，如姚耀军（2010）通过GMM模型研究发现金融发展规模与金融发展效率对制成品在出口总额中的比重有推动作用；姜辉，查伟华（2013）从金融发展的规模和效率两个方面研究上海金融发展对出口增长的影响，发现金融发展规模对出口结构优化有显著的拉动作用，但金融发展效率对出口结构影响不显著；詹应斌（2012）也用类似方法分析了上海金融发展对出口贸易结构的影响，发现金融发展效率和金融发展规模两者都对出口结构有影响，但金融发展效率相比金融发展规模对出口贸易结构的影响更为显著。

综合前人的成果可以看出，各学者从金融发展的规模、效率、结构等方面对出口贸易结构的影响进行了研究，但大多选取两个角度来进行分析，综合研究的相对较少，而且针对安徽省金融发展水平对出口贸易结构影响的研究几乎没有。本文从安徽省金融发展的规模、效率、结构三个方面综合研究其对出口贸易结构的影响，对促进安徽省出口贸易结构的优化提出相应建议。

二、安徽省金融发展对出口贸易影响的实证研究

（一）变量选取

1.金融发展水平指标。本文分别通过金融发展规模、金融发展结构和金融发展效率三个方面来表示金融发展水平。首先，金融发展规模指标，考虑到数据的可得性，本文选用金融机构存贷款余额占国民生产总值之比FIR来表示（万建军，李扬如，2014）；其次，金融发展结构指标，本文选取金融机构中长期贷款额与全部贷款额的比值FDS来表示（齐俊妍，2010）；再次，金融发展效率指标，本文选取某一时点的贷款总额与存款总额的比值SLR来表示（李欣蓉，2014）。

2.出口商品结构指标。本文通过工业制成品出口额占出口总额的比重EXS来衡量安徽省出口商品结构的总体优化程度，考虑到安徽省统计年鉴中工业制成品出口分类的编纂方式，以机械及运输设备出口额与工业制成品出口额的比值MTEXS作为衡量安徽省出口商品结构的局部优化程度。

（二）数据来源与处理

本文数据来自2000～2014年《安徽统计年鉴》，为消除异方差的影响，各变量均取自然对数进行处理。

（三）模型建立

综合上文分析，本文从安徽省金融发展的规模、结构、效率三个方面研究其对出口贸易结构优化的影响，其中，出口贸易结构从两个角度来分析，第一个角度是出口贸易结构的总体优化程度来检验，用工业制成品出口额占出口总额的比重EXS来衡量；第二个角度是出口贸易局部优化的角度来检验，用机械及运输设备出口额与工业制成品出口额的比值MTEXS来衡量。拟设定模型如下：

EXS=f（FIR，FDS，SLR） （1）

MTEXS=f（FIR，FDS，SLR） （2）

将（1）式、（2）式线性化，可得：

LnEXS=α0+α1LnFIR+α2LnFDS+α3LnSLR+ε1 （3）

LnMTEXS=β0+β1LnFIR+β2LnFDS+β3LnSLR+ε2（4）

（四）平稳性检验

本文考察的是时间序列数据，为消除各变量的自相关，本文先利用Eviews7.2软件，利用ADF单位根检验方法对各变量的平稳性及单整阶数进行检验（检验结果表略）后可知，所有的时间序列变量自身是非平稳序列，但经过一阶差分后都为平稳序列，并且其均一节差分在1%的水平上显著。因此，根据1%水平的选择结果，用所有满足协整条件的变量进行协整检验。

（五）协整关系检验

由平稳性检验结果可知，所有的时间序列都是非平稳的。在同阶单整的条件下，需要进行协整检验，以此分析各变量与被解释变量之间是否存在长期稳定关系。

协整检验用来分析各个解释变量与被解释变量之间是否存在长期稳定关系。目前广泛使用的协整方法有E-G两步检验法和Johansen检验法。Johansen检验是一种对多个时间序列进行协整检验的更为有效的方法，它克服了E-G两步法的缺陷，能够检验出存在的协整个数。

利用Eviews7.2软件确定VAR模型的最优滞后期，首先检验模型（3），根据HQ、AIC和SC准则确定其滞后阶为2，所以可将VAR模型的之后阶数定义为2。

由于VAR模型的稳定性是保证模型有效性的前提，因此接下来对上述VAR模型进行平稳性检验。如果被估计的VAR模型的特征方程所有跟的倒数都小于1，即位于单位圆内，则是稳定的。利用Eviews7.2软件得出上述VAR模型是完全稳定的，所以k=2最终被确认为VAR（3）模型的最优滞后期。

确定最优滞后期后，采用Johansen协整检验法，分别检验上述变量一阶差分之间的协整关系，考察EXS与FIR，FDS和SLR之间是否存在长期稳定的关系。

通过联合检验（Cointegration Test），确定选择序列有均值和现行趋势项，且协整方程有截距项的Johansen检验（结果图略），即在显著性水平1%上，至少存在一个有意义的协整方程。该协整方程为：

LnEXS=-1.783883LnFIR+0.879377LnFDS+1.667209LnSLR +ε1（5）

（0.03568） （0.01189） （0.01189）

R2=0.9717 Adj.R2=0.9151

从回归结果中可以看出，该协整方程拟合优度为0.9717，表明各解释变量对被解释变量的解释程度达到97.17%，拟合优度较好。接下来对方程（5）的残差序列进行ADF检验，设ECM为均衡误差（残差）：

ECM=LnEXS+1.783883LnFIR-0.879377LnFDS-1.667209 LnSLR （6）

对上式进行ADF检验，从检验结果可看出，它是一个平稳序列。由于回归残差为平稳序列，说明协整关系式具有统计显著性。根据Granger定理，如果变量间是协整的，则他们之间必然存在长期均衡关系。所以方程表明所选数据区间1999年至2013年的各变量之间存在长期均衡，FIR每增长1个百分点，EXS将下降0.56个百分点；FDS每增长1个百分点，EXS将上升1.14个百分点；SLR每增长1个百分点，EXS将上升0.60个百分点。

同理对模型（4）进行检验，首先确定其最优滞后期为2，其次对其进行Johansen协整检验，考察MTEXS与FIR，FDS和SLR之间是否存在长期稳定的关系。

通过联合检验（Cointegration Test），确定选择序列有均值和现行趋势项，且协整方程有截距项的Johansen检验，结果如表2-3所示，即在显著性水平1%上，至少存在一个有意义的协整方程。该协整方程为：

LnMTEXS=-0.041824LnFIR-0.270022LnFDS+1.749386 LnSLR+ε1 （7）

（0.00784） （0.00300） （0.00729）

R2=0.9828 Adj.R2=0.9484

从回归结果中可以看出，该协整方程拟合优度为0.9828，表明各解释变量对被解释变量的解释程度达到98.28%，拟合优度较好。接下来对方程（7）的残差序列进行ADF检验，设ECM为均衡误差（残差）：

ECM=LnMTEXS+0.041824LnFIR+0.270022LnFDS- 1.749386LnSLR （8）

对上式进行ADF检验，从检验结果可看出，它是一个平稳序列。由于回归残差为平稳序列，说明协整关系式具有统计显著性。根据Granger定理，如果变量间是协整的，则他们之间必然存在长期均衡关系。所以方程表明所选数据区间1999年至2013年的各变量之间存在长期均衡，FDS每增长1个百分点，EXS将下降3.70个百分点；SLR每增长1个百分点，EXS将上升0.57个百分点。

三、研究结论与政策建议

研究发现，安徽省出口商品总体优化程度与金融发展的规模、结构、效率之间存在长期稳定关系。金融发展的结构、效率与出口商品结构之间存在正相关关系，即金融发展的结构与效率有利于出口商品结构的优化。在进一步研究安徽省出口商品的局部优化程度与金融发展水平的关系中发现，金融发展的效率与出口商品结构之间存在正相关关系，即金融发展效率有利于出口商品结构的优化。

根据上述研究结论，基于出口商品结构优化的视角，为了促进安徽省出口商品结构发展，安徽省要积极发挥金融机构的集聚作用，提升服务质量与效率，进而更大程度地发挥金融对出口贸易的支持作用。

参考文献

[1]刘璐，丁一兵.金融发展对出口结构影响的理论探析[J].大连理工大学学报（社会科学版）.2014（7）.

[2]李欣蓉.金融发展对出口贸易的影响探讨[J].金融视线.2014（3）.

[3]姚耀军.金融发展对出口贸易规模与结构的影响[J].财经科学.2010（4）.

[4]姜辉，查伟华.上海金融发展对出口增长的影响机理及效应研究[J].华东经济管理.2013（10）.

[5]詹应斌.上海区域金融发展对货物出口的影响分析[J].管理学家.2012（12）.

金融工作经验总结篇5

一、引言

新疆是我国最大的资源储备区。煤炭储量、石油及天然气资源量分别占全国40%、30%、34%，丰富的资源为能源产业的发展奠定了坚实的基础。而能源产业作为资本密集型产业，资金支持对其发展有着至关重要的作用。因而，分析新疆的金融支持与能源产业发展的关系，探讨如何有效运用金融手段推动能源产业发展是十分有必要的。

二、新疆能源产业与金融发展水平的现状分析

（一）新疆能源产业发展现状

本文从总量和结构两方面综合考察新疆能源产业的发展现状。首先，选取1978-2007年的能源生产总量及能源消费总量考察能源产业总量情况；其次，以1978-2007年能源生产结构系数和消费结构系数来考察能源产业结构发展情况。

通过对能源产业总量及结构相关指标的考察，可以得出以下结论：1.从总量上看，自1978年至今，新疆的能源产业发展总体上呈现上升趋势，其中能源生产总量发展迅速，而能源的消费总量略低于能源生产总量。2.从结构上看，1990年后新疆能源产业的生产结构发生了很大变化，煤炭生产占能源生产总量的比重有所下降，石油、天然气、水电风的产量所占比重上升很快，这与我国经济的快速发展需要多种能源支持，以及近年来我国加大对新能源的投资力度，“可持续发展”口号的提出有着密切关系。同时，新疆的能源消费结构也略有变化，对煤炭的需求量有所下降，但总体上仍以煤炭为主。

（二）新疆近年来金融的发展情况

改革开放以来，随着我国金融体制改革发生历史性变革，新疆金融业也逐步发展和完善，金融体系逐步成熟、组织体系日趋完善、经营机制不断转变，在新疆经济的发展中发挥着越来越重要的作用。截至2007年末，全区共有金融机构3493个，金融业从业人员54145人，多种经营方式的现代金融体系正在逐步形成。其发展主要呈现如下特点：

1.多种经营方式的现代金融体系逐步形成。2005年以来，国家给予专项资金支持新疆农村信用社改革，完善法人治理结构，转换经营机制，使之真正成为服务“三农”的社区性金融机构。非银行金融机构逐渐发展起来，近年先后成立了华融、长城、信达金融资产管理公司乌鲁木齐办事处和东方金融资产管理公司乌鲁木齐工作组，依法收购、管理和处置从国有商业银行剥离出的不良资产，对改善全区商业银行资产结构，防范化解金融风险，促进金融企业改革发挥了重要作用。

2.金融业服务和支持体系渐趋多元化。金融机构的信贷投向始终以支持“三农”发展为基础，逐步加大了新疆能源、交通、电力以及生态环境等基础设施建设投入，积极促进工业、服务业和非公有制经济发展，保证了能源、交通、冶金、通讯、电力等重点行业、特色产业、优势企业及一批效益优良上市公司的资金需要。此外，努力促进消费信贷业务发展，金融支持助学、就业力度不断加大。

三、新疆金融支持与能源产业发展关系的实证分析

本文涉及的变量主要包括反映能源产业发展的指标和反映金融发展的指标。考虑数据的可获得性，结合新疆能源产业的发展现状，本文采用y1(能源产量年增长率)及y2(能源产业生产结构系数)来反映新疆能源产业的发展情况。在金融发展指标的选择上，直接融资与间接融资指标并用来综合考察新疆金融发展，选择以下指标：银行业融资/外源融资总量(x1)、证券业/外源融资总量(x2)、保险业融资/外源融资总量（x3）、贷款/储蓄(x4)。考虑到新疆地区证券市场的实际发展状况，证券业数据只能从1994年开始，时间跨度较小，不适合做长期分析，因而本文主要考虑x1、x3、x4与y1、y2间的关系。

采用时间跨度较小的年度样本研究的可信度较高，但难以反映长期趋势。考虑到数据的可获得性及可比性，本文选取1985-2007年的数据作为样本，分析新疆金融发展与能源产业之间的关系。 转贴于

（一）变量间的协整分析

1.时间序列的单位根检验

基于非稳定的时间序列数据而建立一个稳定模型会导致“伪回归”现象，因此，根据Dickey—Fuller检验确定各时序数列的平稳性，并在此基础上分别采用协整关系检验法和格兰杰因果检验法来检验新疆能源产业发展和金融发展之间的长期相关性和因果作用方向。采用常用的ADF检验统计量对各指标进行单位根检验，得到的ADF平稳性检验结果(见表1)。

从表1检验结果可知，在5%的临界水平下，二阶差分后的DF值小于α=0.05的临界值，达到平稳。结论是：变量x1、x2、x3、 x4 、y1、 y2都是二阶单整的。

2.Johansen协整检验

表2的协整检验结果说明，x1、x3、x4和y1、y2间存在协整关系. 即变量之间存在着长期稳定的均衡关系。

（二）Granger Causality分析

如果一对时间序列是协整的，则至少在某一方面存在granger原因。上面已经检验变量间存在协整关系，由J.Granger提出的Granger causality是检验两个变量之间因果关系的一种常用方法，该方法可为真实的因果方向提供有用的依据，可判断两个变量间是否包含有助于改善相互预测的信息。

利用计量经济软件Eviews5.1可以得到格兰杰检验之间的Granger因果关系，检验结果如下(滞后阶数取为2)。

四、实证分析结果及结论

本文利用协整关系检验和Granger因果检验法，对新疆地区1985-2007年能源产业与金融发展之间的长期动态均衡关系和因果作用方向进行了定量分析和实证检验，避免了“伪回归”出现，提高了统计推断的可靠性和结论的可信度，对金融支持能源产业发展提供了政策依据。得出结论如下：

（一）通过应用协整技术对服从二阶单位根过程的所有变量做分析，解决了传统经济建模中非平稳性的难题。检验结果显示，银行业融资/外源融资总量(x1)、保险业融资/外源融资总量（x3）、贷款/储蓄(x4)与能源产业产量与结构之间均具有协整关系(即长期均衡关系)。

（二）格兰杰因果关系检验结果表明:金融支持对能源产业结构优化的作用是明显的，其中银行业融资/外源融资总量(x1)和保险业融资/外源融资总量（x3）对新疆地区能源产业的发展有着明显的单向推动作用，这说明能源产业的发展依赖于银行业对其的间接融资作用，同时保险业融资对其也有明显的带动作用。此外，能源产业结构的转化可以通过带动能源经济的发展，从而进一步推动新疆金融业的发展。

参考文献

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金融工作经验总结篇6

一、引言

金融在现代经济发展中处于核心地位，金融的发展一般通过金融结构的转变优化来表现，金融结构和产业结构都是经济结构的一部分，其分别都对经济增长起着举足轻重的作用，而金融结构与产业结构的失衡会造成经济结构的失衡，进而严重影响着经济的增长。从现在越来越多的研究看来，金融结构和产业结构之间存在着相关关系，它们之间互相作用互相影响，经济发展的最优状态需要金融结构与产业结构协调匹配。张晓燕、王成亮（2007）选择金融相关率、升学率指标、科研投入指标、外资指标和产业结构比例做多元回归分析得出代表金融结构的金融相关率与产业结构比例呈正相关。雷大琛（2009）在研究了相关金融结构理论的基础上通过格兰杰因果检验和向量误差修正模型（ECM）分析了甘肃省金融结构对产业结构的影响，认为以银行业为主的间接融资对产业结构升级起着重要作用。刘碧玉（2010）将全国分为东、中、西部地区，通过面板数据模型检验不同区域金融结构对产业结构的影响，发现在经济越发达地区，金融结构对产业结构的影响作用越大。

近年来，四川省经济发展迅速，经济总量居全国前列，是中国西部的经济大省，主要经济指标均居西部第一位，在全国经济发展格局中处于重要地位。因此，有必要研究四川省金融结构与产业结构之间的相互关系，实现经济的健康发展。

二、四川省金融结构和产业结构现状

1、四川省金融结构现状

（1）金融产业结构。2006年以来，四川省金融业总资产呈快速增长趋势，是国民经济中发展比较快的行业，对经济的贡献也大幅提高，为四川省的经济发展提供了有力的支撑。到2011年末，全省金融业总资产已达4.47万亿元，其中银行业资产达4.29万亿元，证券业资产达304.6亿元。图1为金融业总资产和银行业资产增长趋势图。

（2）金融市场结构。四川省金融机构各项存款增长趋于缓慢，贷款增长也向稳健回归，到2011年，全省金融机构本外币各项存款余额为34971亿元，各项贷款余额为22514亿元，各项存贷款余额总和比起1990年的972.45亿元，增长了58.11%。但从图2中可以看出，虽然信贷投放由之前的超速增长慢慢向常态回归，但仍然增长较快。

（3）融资结构。到2011年末，四川省非银行金融机构融资总额为3843.8亿元，其中股票融资303.7亿元，债券融资342.11亿元，贷款融资3198亿元。2006—2011年四川省非银行金融机构融资结构如图3所示。

从图3中可以看出，间接融资依然是社会融资的主要渠道，但随着金融产品的不断增加，直接融资的作用逐渐加大，非银行业金融机构加大了对实体经济的支持，四川省的融资方式和渠道呈多元化发展。

2、四川省产业结构现状

从2004年开始，四川省的经济开始迅猛发展，2011年四川省地区生产总值达到21026.68亿元，第一产业产值为2983.51亿元，占比14.19%，第二产业产值为11029.13亿元，占比52.45%，第三产业产值为7014.04亿元，占比33.35%。1990—2011年间，第一产业产值占四川省地区生产总值的比重由36.07%下降到14.19%，第二产业比重从35.09%上升到52.45%，第三产业比重从28.82%上升到33.35%。第一、二、三产业产值的增长速度如图4所示。

从图4中可以看出，第二产业和第三产业在2004年之后处于快速发展中，而第一产业在稳步发展中有所提升，但是增幅不是很大，由于四川省工业化进程速度加快，推动了产业结构的升级，四川省的产业结构已由开始的“一、二、三”转变成现在的“二、三、一”结构。

三、实证分析

1、金融结构的界定与指标选择

李健、贾玉革（2005）认为“金融结构是指构成金融总体的各个组成部分的分布、存在、相对规模、相互关系与配合状态”，“狭义的金融结构可以概括为金融市场内各金融工具在金融资产总额中的相对规模、比例”。本文实证分析中所研究的金融结构偏重于狭义方面的含义，考虑实证模型需要数据的可获得性，我们选取金融相关率（FIR）从金融总量角度衡量金融深化程度及存贷率（SLR ）衡量金融发展效率角度来分析，戈德史密斯在1969年提出的金融相关率是指金融资产总额和实物资产价值总额的比值。考虑数据的可采集性，本文选用金融机构各项存贷款余额总额来表示金融资产总额，实物资产价值总额采用四川省地区生产总值，计算公式为FIR=金融机构存贷款总额/GDP。金融发展效率的衡量指标选取贷款/储蓄，简称存贷率（SLR），计算公式为SLR=贷款/存款。

2、产业结构及其指标选择

张晓燕、王成亮（2007）指出“产业结构是指在社会再生产过程中，国民经济各个产业之间的生产技术经济联系和数量比例关系，一般用三大产业占总产值的比重衡量”。从对四川省产业结构的分析来看，第一产业产值在四川省地区生产总值中的比重逐步降低，第二、三产业产值则显著增长，故本文用第二产业与第三产业增加值之和占GDP增加值的比重来作为衡量产业结构优化的指标，称为产业结构比例（ISR），反映产业结构的发展水平。计算公式为ISR=第二、三产业增加值之和/GDP增加值。

3、数据来源

考虑数据的可采集性，本文采用1990—2011 年的年度数据，数据来源于1997—2011年的《四川统计年鉴》和四川省人民政府网站。本文所选用的指标数据如表1所示。

4、实证检验

（1）平稳性检验。首先分别对FIR 、SLR和ISR取自然对数，记作LFIR、LSLR和LISR，这样就可以在不改变原有的协整关系的情况下消除时间序列在回归后产生的异方差和多重共线性。检验时间序列平稳性的方法有DF检验和ADF检验，本文在此使用ADF检验方法，借助Eviews7.0软件，对变量LFIR、LSLR和LISR及其一阶差分序列D（LFIR）、D（LSLR）和D（LISR）做平稳性检验，结果如表2所示。

从检验结果来看，原始序列ISR、FIR和SLR的ADF统计量的值均大于10%显著水平下的临界值，所以接受原假设，存在单位根，是非平稳序列。而其一阶差分序列D（LFIR）、D（LSLR）和D（LISR）的ADF统计量的值均小于5%显著水平下的临界值，所以，拒绝原假设，一阶差分序列均是平稳序列，且三者在5%显著水平下都是一阶单整序列，这样就满足了协整检验的要求，可以对ISR、FIR和SLR进行协整检验。

（2）协整检验。由上面的平稳性检验可知，三个变量都是一阶单整序列，这是进行协整关系检验的前提。检验两变量之间是否协整，可以利用EG检验法，本文将采取EG两步法分别对LISR和LFIR以及LISR和LSLR进行协整检验。下面利用eviews7.0软件，以LFIR和LSLR为自变量，以LISR为因变量，分别进行最小二乘估计，得到回归以后的残差序列，再分别对两个残差序列的单整性进行检验，检验残差序列单整性的方法是ADF检验法。检验过程略，结果如表3所示。

由结果可知，残差序列的t统计量均大于1%显著水平下的临界值，所以残差序列是平稳序列。因此，LISR和LFIR以及LISR和LSLR是（1，1）阶协整，可以进行格兰杰因果检验。

（3）格兰杰因果检验。格兰杰因果关系检验是由诺贝尔经济学奖得主Clive W.J.Granger在1969年首先提出，用于分析经济变量间的因果关系。假设对于变量x和y，检验可能存在四种结果，即存在由x到y的单向因果关系，由y到x的单向因果关系，x和y互为因果关系或者x与y间不存在因果关系。

格兰杰因果关系检验的一个重要前提，就是时间序列的平稳性，如果时间序列不平稳则会出现虚假回归。在文章的前面部分已经用ADF检验以及协整检验证明了金融相关率与产业结构比例以及存贷率与产业结构比例具有长期稳定的协整关系，下面利用Eviews7.0软件，分别通过LFIR、LSLR与LISR之间的格兰杰因果检验，考察指标金融相关率和存贷率是否是影响四川省产业结构比例的格兰杰原因。如果F值大于选定显著水平上的临界值，或P值小于显著性水平，则拒绝原假设。反之，则接受原假设。检验结果如表4所示。

从检验结果来看，在10%的显著水平下，当在滞后一阶和滞后二阶的时候，拒绝金融相关率和存贷率不是产业结构比例的格兰杰原因，即说明金融相关率和存贷率均是影响产业结构比例的格兰杰原因，而接受产业结构比例不是金融相关率的格兰杰原因，在滞后一阶时，接受产业结构比例不是存贷率的格兰杰原因，在滞后二阶时，拒绝产业结构比例不是存贷率的格兰杰原因。

四、结论及建议

由于研究金融结构和产业结构相互关系的文献较少，从已有的研究成果来看，二者关系的研究范围涉及省份、区域和全国，选取的考察指标、运用的经济模型不尽相同，最终的结论无论从理论角度还是从实证分析均得出金融结构和产业结构存在相互作用关系，金融结构的转变会影响产业结构的调整升级。但是对于产业结构的升级是否会带来金融结构的优化，因为每篇文章所选取的指标不同和考察的着重点不同，因而得出的具体结论也会不同。本文根据所选取的指标和经济模型得出的结论如下。

金融相关率（FIR）和存贷率（SLR）均构成了产业结构比例（ISR）的格兰杰成因，说明金融深化程度和金融发展效率的提高会对产业结构的升级起到明显的推动作用。因为金融总量的增长和规模的扩大有利于资金的形成和利用，金融市场的逐渐完善以及金融机构的数量和种类的增加都可以充分满足产业结构升级过程中的资金需求，所以促进了产业结构的升级。而产业结构比例（ISR）却不是金融相关率（FIR）的格兰杰成因，说明产业结构的升级对金融深化程度的推动作用不明显，第二、三产业的发展并不能明显带来金融规模的扩大。但是产业结构比例（ISR）却是存贷率（SLR）的格兰杰成因，表明随着产业结构的升级和合理化会提高金融发展效率，因为金融业属于第三产业，随着第二、三产业的发展，会在一定程度上提高金融业在国民经济中的位置，带动金融资源配置效率的提高。

根据对四川省金融结构和产业结构作的实证研究得出的分析结果，启示我们可以从金融总量层面调控，加大金融机构对重点行业的信贷投入力度，支持特色产业发展；支持交易品种的多样化发展，如股票、债券、期货、期权等衍生金融工具的运用；提高银行的存贷率，增加中长期贷款额和专项贷款额，同时也要完善政府对金融的调控和监管，采用科学高效的调控手段，比如制定信息披露的标准、执行财务报表制度、检查是否存在内幕交易等，从金融支持层面帮助产业结构更快更好的调整升级。在产业结构调整的过程中加快从工业经济支撑向以服务经济为主的增长模式转变，加大第三产业服务业中金融业的发展，提高金融资源配置效率。

总之，经济的发展离不开金融市场的作用。四川省金融资产总量的增加必然会促进产业结构的优化升级，而产业结构的调整升级会带动资本市场的发展，促进金融业健康有序的发展，进而共同带动四川省经济总量的增长。

【参考文献】

[1] 李健、贾玉革：金融结构的评价标准与分析指标研究[J].金融研究，2005（4）.

[2] 张晓燕、王成亮：中国金融结构和产业结构关系的实证研究[J].当代经济，2007（4）.

金融工作经验总结篇7

一、 引言

本文将首先从理论角度对金融市场发展对加工贸易产业升级的影响机制进行系统阐述，以明确二者之间的内在联系。然后利用反映金融市场发展水平和加工贸易产业升级的相关指标进行实证分析，进一步估计前者对后者的影响程度。

二、 文献综述

近些年来，由于中国在全球生产链中所处的“世界工厂”的位置，中国的加工贸易受到了国内外学者的广泛关注。总的来看，国外相关方面的研究成果围绕于以下几个主题：加工贸易对出口复杂度所起的作用（Zhi Wang & Shang-Jin Wei，2008），中国在全球生产网络（GPN）中被众多跨国企业选择进行加工贸易生产的优势及原因（Branstetter & Lardy，2006），以及对加工贸易出口中国内附加值（DVA）的测度计算（Hummels et al.，2001）等。关于加工贸易产业的升级问题，国外的研究文献则相对较少，代表性观点表现为Ghodeswar & Vaidyanathan（2008）提出的加工贸易企业需要提升其在全球生产价值链中的地位来实现转型升级。

针对中国的加工贸易产业所显露出来的现实特征和存在问题，国内的专家学者展开了大量的分析研究，对加工贸易产业升级提出了具体的政策建议。譬如，马强（2005）等人从统筹全局产业发展的角度，深入分析了加工贸易在中国工业化道路发展中发挥的巨大作用，指出了加工贸易产业存在发展的必要性，提出要加大科研创新、提升高技术含量、延长产业链并与产业结构调整相结合等升级途径。张燕生（2003）认为国内企业通过参与高技术含量的制造环节，可以使外商投资控制的加工贸易企业逐渐转变为内资企业与合资企业，以实现加工贸易产业的升级。而且，隆国强（2006）经过深入研究也发现，通过加强企业技术创新、延长企业进入服务环节、提高加工深度、发展本土跨国公司等方面可以实现加工贸易升级转型。闫国庆（2009）等人采用协整分析和Granger因果关系检验等时间序列处理技术对加工贸易与中国经济增长、产业竞争力和技术进步进行研究，得到了这几个变量之间存在长期稳定关系，并通过深入剖析中国加工贸易企业存在的问题，对完善加工贸易政策提出了有益建议。张明和胡兵（2010）发现较低层次的人力资本水平会阻碍加工贸易产业的升级，研发投入和人力资本已经替代物质资本成为加工贸易升级的主要制约因素。罗茜和柏鑫（2012）则通过选取地区研发能力、外商直接投资、产业基础、劳动力投入等六个因素作为解释变量对中国加工贸易转型升级进行省级面板数据分析，得到了这六个影响因素表现出来的不同作用程度。

综上所述，依靠加大研发投入、发挥技术创新、提升在生产链条中的位置、提高价值增值率等途径，中国加工贸易产业正在开始逐步实现升级转型。但是，这些研究成果基本都没有将金融发展作为影响因素明确地纳入加工贸易产业升级中。到目前为止，相关研究主要有Kalina Manova & Zhihong Yu（2012），他们基于全球价值链角度，选取了中国一般贸易、来料加工、进料加工三种主要贸易模式下的企业相关数据，结合对金融发展和企业自身资金约束程度的测度，得出在金融发展水平不高的地区，受资金约束较大的企业更倾向于选择来料加工这种利润率不高的低端生产形式。可以看出，金融市场发展水平在一定程度上确实影响了出口企业的生产决定：是否选择加工贸易以及如何参与加工贸易。鉴于此，本文将研究金融市场发展水平与中国加工贸易产业升级的关联性问题。

三、 金融发展对加工贸易产业升级的影响机制

本文从加工贸易产业升级的途径出发，结合融资需求理论，说明金融市场发展水平对加工贸易产业升级的影响机制。

1. 金融市场发展与技术创新途径。进入21世纪以来，高新技术产业的经济价值和战略意义愈加凸显，而且依据新贸易理论，技术进步已经成为内生变量对国际贸易模式以及贸易所得的重要影响因素。另一方面，虽然自1996年起，中国高技术产品（Advanced Technology Products，ATP）以加工贸易方式出口的数额占ATP总出口额的比例已经超过92%，而且从2002年起这一份额甚至超过了95.5%，但同时不得不引起注意的是，外商投资企业在中国年总出口额中占有50%以上的份额，自2003年以来，中国每年的ATP出口额中有85%以上归功于外商投资企业。因此，依靠技术创新、提升科技含量成为中国加工贸易产业升级的一个有效途径。

对于单个企业而言，要提升技术创新能力，离不开资金的支持。而金融市场的基本功能就是充当融资中介、提高融资效率、使资本配置在全社会范围内达到帕累托最优。熊彼特于1912年在《经济发展理论》一书中就对金融体系的发展意义给予了高度肯定，认为金融市场发展水平好，则社会资本的运行效率就高，为实体经济创造价值也越大。1978年，邓小平在一次地方考察中指出：“要把银行作为发展经济、革新技术的杠杆”。由此可见，能否实现企业的技术创新，缓解融资约束、满足企业融资需求是重要决定因素。具体到加工贸易产业升级，金融市场发展水平则通过影响加工贸易企业的融资效率，缓解企业的融资约束，提供最大限度的融资支持，以促进其技术创新，推进整个加工贸易产业的升级转型。

2. 基于全球价值链理论的关联性分析。随着经济全球化发展以及全球生产网络（Global Production Network，GPN）的逐渐形成，国外学者基于地理空间角度对价值链理论进行了重新梳理和调整，提出了全球价值链（Global Value Chain，GVC）理论和附加值的概念，企业在全球价值链中的嵌入位置决定了其生产所得附加值的大小。

“微笑曲线”将全球价值链分为三个主要环节：研发环节、制造环节和营销环节，一般认为，加工贸易产业处于“微笑曲线”的低端，附加值较低。在全球价值链中，研发环节和营销环节的附加值较高，而加工组装环节的附加值最低，主要进行加工组装活动的加工贸易产业即处于全球价值链的低端，生产效率和增值率较低。因此，要实现中国加工贸易产业升级，首先要实现从加工组装——简单零部件生产——复杂零部件生产的第一次升级，进入国际化生产链条中附加值大、科技含量高的产业或加工工序环节，其次要鼓励加工贸易企业积极参与研发环节和营销环节的活动，依靠逐步延伸在价值链中的嵌入位置来实现转型升级（马强，2005；张旭宏，2005；等）。但是，企业一旦参与更多的价值链环节，进行更多的生产经营活动，势必面临资金投入加大的现实问题。如果仅仅依靠自有资本进行发展，很有可能因为融资瓶颈等问题难以实现价值链嵌入位置的延伸，进而被锁定在低附加值的制造环节。如果金融市场的发展水平能够保证企业高效率地进行融资，那么，加工贸易企业就能利用充足的资本进行研发设计、市场营销等活动。

总之，金融市场发展水平的高低影响着企业的融资活动。在发展水平较低的金融市场中，企业的融资活动受到阻碍，融资约束问题较严重。因此，从融资需求角度讲，金融市场的发展水平在一定程度上和中国加工贸易产业升级具有关联性，成为加工贸易产业升级中不可忽视的影响因素。

四、 计量模型与数据处理

1. 模型构建与分析方法。从研究目的出发，本文模型的选择主要遵循两个衡量标准：一个是能够验证金融市场发展与加工贸易产业升级之间的相关性。另一个是克服金融发展和贸易之间的内生性问题。基于此，本文拟构建向量自回归模型（Vector Autoregressive Model，VAR）进行协整检验分析，从而得出金融市场发展水平对中国加工贸易产业升级产生的影响。

本文运用Eviews7.0计量经济软件进行实证检验，分析思路为：首先对各个变量进行单位根检验，作为建立VAR模型和进行协整检验的基础；然后建立VAR（k）模型并进行方差分解，以检验各变量之间的短期动态关系；最后进行Johansen协整检验，以确定金融发展与加工贸易产业升级之间是否存在稳定的长期关系，并通过建立VEC模型说明这种长期关系产生的影响到底有多大。

2. 指标选取与变量说明。

（1）加工贸易产业升级指标。根据加工贸易产业升级途径的分析，加工贸易增值率无疑成为量化加工贸易产业升级一个较好的指标。加工贸易增值率不仅通过附加值表现了加工贸易企业在全球生产价值链中所处的位置高低和参与生产链条的长短，而且衡量了加工贸易的贸易利得，反映了加工贸易产业升级带来的经济效益。具体计算方法为：

ptvat=■

其中，下标t表示数据为时间序列数据，ptvat表示加工贸易增值率。ptvat的值越大，加工贸易的附加值越大，加工贸易产业升级效果越显著。

（2）金融市场发展指标。国内外学者在研究金融发展相关问题时，大多认为一国的金融发展水平主要反映在金融相关比率和金融市场资金配置效率上。金融相关比率指金融市场规模的大小，反映了金融体系渗透到实体经济中的程度。而金融市场效率则主要反指金融市场作为金融中介配置资金的效率，反映资金在社会不同经济部门之间的运转程度。中国的资本市场起步较晚，中国的金融市场体系一直是以银行部门为主导，银行贷款在企业的融资总额中占据很大份额。鉴于此，本文采用银行部门的相关指标来衡量中国金融市场的发展水平。具体计算方法如下：

金融相关比率firt，firt=■。firt值越大，则整个社会贷款规模越大，金融市场规模也越大。

金融市场效率fiet，fiet=■。由于非国有经济贷款额没有直接的统计数据，本文借鉴沈能（2006）的计算方法，用农业贷款、乡镇集体企业贷款和个体私营企业贷款三项数据进行加总得到。fiet值越大，非国有经济贷款比例越高，银行运营的市场化程度越高，金融市场的资金配置效率也越高。

3. 数据来源。中国的加工贸易模式是随着改革开放逐步发展起来的，但是对加工贸易进出口额的相关统计数据只能追溯到1981年。同时，考虑到金融部门相关统计数据的可得性，本文选取1981年～2009年作为实证检验的样本区间。

加工贸易出口额和进口额在1981年～2008年的数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》，2009年的数据来源于中国海关总署官方网站。银行部门总贷款额以及非国有经济贷款额的相关数据来源于1981年～2009年的《中国金融统计年鉴》。国内生产总值GDP1981年～2008年的数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》，2009年数据来源于《2009年中国统计年鉴》。

五、 实证检验

1. 单位根检验。在构建VAR模型之前首先要检验各个变量的平稳性，即单位根检验。本文采用扩展的Dickey-Fuller单位根检验方法，即ADF检验，结果显示：序列ptvat、firt、fiet在1%的显著性水平下都未能通过平稳性检验，三个序列都存在单位根。而ptvat、firt、fiet一阶差分序列的ADF统计量都小于1%置信水平下的临界值，通过了平稳性检验。因此，序列ptvat、firt、fiet都是I（1）序列，可以建立三个变量的VAR模型，以及进行后续的Johanson协整检验。

2. 短期动态关系检验——建立VAR模型和方差分解。首先需要确定VAR（k）模型中的最大滞后期k，得到该模型的最大滞后期数为4，因此应该对这三个变量建立VAR（4）模型。VAR模型体现了各变量之间内在的短期动态关系，模型中各个系数并不具备较强的经济含义，因此其更广泛的应用体现在方差分解上。

通过方差分解，可以得出，ptva预测误差的波动主要来自自身，ptva对来自自身波动的反应先下降后有所缓慢上升，于第8期趋于稳定；fir的新息对ptva预测误差的影响是先上升后有所缓和，于第6期趋于稳定，保持在20%以上；fie的新息对ptva预测误差的影响也是先上升再逐渐稳定，但其上升速度要比fir的影响快，而且这种影响在第4期就趋于稳定，保持在18%左右。从短期来看，金融市场规模与金融市场效率对加工贸易产业的影响程度相当，但是在这种影响程度趋于稳定之前，金融市场效率的影响更大一些。

3. 长期关系检验——ohanson协整检验和VEC模型。由前面的单位根检验得到ptvat、firt和fiet三个时间序列均为I（1）过程，满足Johanson协整检验的前提条件。在检验过程中，本文利用迹统计量作为判定标准。

在5%的显著性水平下，ptva、fir和fie这三个变量之间存在一个协整关系，初步说明加工贸易增值率、金融相关比率和金融市场运行效率之间存在长期稳定的关联性，金融发展水平可以成为影响加工贸易产业升级的一个重要因素。为了进一步确定这种关联性的大小，我们将进行VEC模型估计。

ptvat、firt和fiet之间的长期关系为：ptvat=2.196 2firt+5.318 7fiet，列向量（-0.028 0.154 8 0.046 0）T则反映了误差修正项对三个内生变量的调整速度。

可见，金融相关比率和金融市场效率对加工贸易增值率的影响都是正向的。长期来看，金融相关比率变化1个百分点，加工贸易增值率变化2.196 2个百分点；金融市场效率变化1个百分点，加工贸易增值率变化5.318 7个百分点。

六、 结论

本文首次将金融市场发展水平与加工贸易产业升级相联系，通过分析中国加工贸易产业的升级路径，结合融资需求原理，梳理阐述了金融市场发展对加工贸易升级的影响机制。从金融相关比率和金融市场效率两个不同角度衡量了中国金融市场的发展水平，并将这两个指标与加工贸易增值率结合起来，共同构建了三个变量的VAR模型。由实证结果可知，金融相关比率的扩大和金融市场效率的提高对加工贸易产业升级都具有促进作用，而且金融市场效率对加工贸易升级的影响要大于金融相关比率产生的影响。或者说，金融市场效率比金融市场规模对于缓解加工贸易企业的融资约束发挥的作用更大。

中国的加工贸易产业正在逐步实现转型升级。随着加工贸易企业增加对高技术生产领域的参与，以及依靠科技创新、自主研发、开展海外营销等高附加值的价值链活动来提升加工贸易产业增值率，不断增加的融资需求需要金融市场的快速发展。为了实现对加工贸易产业的金融支持，金融市场本身既要有“量”的扩大，还要有“质”的提高。而且在一定程度上，这种“质”的改善对加工贸易产业升级的促进作用更大。在下大力气完善与加工贸易产业相配套的各种基础产业的同时，金融市场的发展也应该引起高度重视。只有提高金融市场发展水平，最大限度发挥金融市场金融中介与优化配置资金的作用，才能实现对加工贸易企业的金融支持，从而更好地促进中国加工贸易产业的不断升级。

参考文献：

1. 张燕生，毕吉耀.对经济全球化趋势的理论思考.世界经济，2003，（4）.

2. 蔡红艳，阎庆民.产业结构调整与金融发展.管理世界，2004，（10）.

3. 马强.我国加工贸易转型升级问题研究.经济研究参考，2005，（32）.

金融工作经验总结篇8

二、国内外文献综述

金融作为经济发展的衍生物，随着经济的发展而不断发展完善，在经济发展的过程中扮演着越来越重要的角色，同时它对于产业结构的影响也逐渐受到人们的关注。

（一）国外关于区域金融发展对区域产业结构优化影响的相关研究

金融发展与经济增长一直是国外经济研究的永恒主题，并形成了较为完备的经济体系，但产业结构升级中的金融支持还不是很完善。金融发展理论根据思想流派和研究视角的不同，可以分为：①金融结构论。Goldsmith（1969）开创性地用金融相关比率（FIR）衡量金融结构发展程度、研究金融发展与经济增长之间关系，认为金融规模与结构的差异是解释各国金融发展和经济绩效差异的关键因素，金融发展的基本功能在于合理安排储蓄和投资、有效地配置资金，为经济增长提供资金支持。并提出随着经济不断发展，金融相关率不断提高但有限度，经济发展至一定程度，产业发展重心改变，速度更替。②金融抑制论。Mckinnon和Shaw（1973）认为经济的发展是金融发展的前提和基础，而金融的发展是经济发展的动力和手段，通过研究发现在发展中国家，存在金融抑制，投资的利率弹性为正值。金融发展可以提高实际利率，促进储蓄和投资的增加，以此促进经济增长。③金融功能论。Merton（1995）和Levine（1997）从金融功能入手，依据80个国家1960-1989年的数据，选取4个金融中介指标和4个经济增长指标，通过实证手段研究金融中介对经济发展的影响，结果表明，金融系统通过降低信息成本和交易成本、增强储蓄的流动性、优化资源配置、施加公司控制、促进风险管理、促进资本积累和技术创新，不仅能够加速资本积累的速度，而且有利于促进全要素生产率的发展，有力地推动经济的增长。同时，国外学者认为经济增长的一个重要特征就是产业结构优化，而产业结构优化是经济发展的重要载体，所以金融与以产业结构变动为特征的经济增长间存在着互为因果的关系，金融发展促进了产业结构的优化升级。

（二）国内关于区域金融发展对区域产业结构优化影响的相关研究

国内学者对于金融发展与产业结构优化的关系研究开展较晚，但发展迅速，研究主要集中于寻找两者间的影响机制，希望找到金融支持与经济增长和产业结构变化的有效措施。在宏观层面上，范方志、张立军（2003）从理论上探讨了金融结构转变与实体经济部门产业结构升级之间的关联机制，然后具体实证分析了1978-2000年中国东、中、西部地区的金融结构转变与产业结构升级以及经济增长的关系，研究认为各地区金融结构转变与产业结构升级以及区域经济增长间存在着正相关关系，金融结构的拉动作用由东部向西部递减，地区金融发展水平及产业结构差距是经济发展差距的主要原因［1］。王纪全、张晓燕、刘全胜（2007）分析了我国金融资源的特点，并通过实证检验发现，在东部、中部和全国范围内人均金融资源的增长确实促进了经济的增长，而在西部地区则不存在这种稳定的关系［2］。在微观层面上，蔡红艳、阎庆民（2004）考察了中国金融发展对产业的影响，计算出中国39个工业行业的成长性指标，研究了资本市场内的资本流动与产业结构调整存在的互动关系。综上所述，国内外学者大多着重于区域金融发展对经济增长的影响机理与作用路径研究，关于区域金融发展对产业结构的影响只是在经济增长的机制中被简单提及，没有进行详细而深刻的论证，同时对于区域金融发展水平的评价指标的界定还不明晰，因此，本文将重点剖析区域金融发展对区域产业结构的作用途径，并以上海市为例，引用明晰的金融发展水平和产业结构优化指标，对两者之间的关系进行实证研究，探寻金融发展水平对产业结构优化的影响［3］。

三、上海市区域金融发展水平分析

作为中国的金融中心，上海市的金融发展水平一直处于领先地位。特别是改革开放以后，随着金融体制改革的不断推进，上海进入了金融业快速发展时期，逐步形成了多层次的银行体系、日益健全的金融机构和逐渐完善的金融市场体系。随着金融发展水平的提高，金融中介机构吸纳资金的能力不断增强，并按照经济原则使储蓄在各产业部门之间高效流动，调整资源配置状态，提高投资效益和要素生产率，促进各种生产要素从萎缩部门向新兴产业转移，从而推动产业结构的调整，为上海市的经济发展做出了巨大的贡献。Goldsmith认为金融的发展是金融结构的发展，并提出了一直被视作金融上层结构相对规模的最广义的指标——金融相关比率，其定义为某一时点上金融资产总量与实物资产价值总额（即国民财富）之比，如果将存款资金存量及其变化看作是一个地区经济发展阶段的结果，那么贷款资金的配置就是推动该地区经济发展的一种动力，贷款存量也是各地区的一种重要的金融资产。而在区域层面，如果不计流通中现金的影响，全部金融机构存贷款相关指标对金融发展水平的代表性在95%以上［4］，这与我国的金融资产绝大部分以银行存款和贷款形式存在的事实相符，所以本文借鉴中国人民大学教授周立、王子明以金融机构存贷款余额表示金融资产总量的方法，选取金融相关比率（FIR=(L+S)/GDP，其中L表示金融机构存款余额，S表示金融机构贷款余额，GDP为区域生产总值）代表区域金融发展水平［5］。金融发展水平越高的地区，存贷款余额的数值越大，在GDP一定的条件下，其金融相关比率越高，反之亦然。图1是上海市2005-2013年的金融相关率的变动情况，数据来源于上海市统计年鉴和上海市金融年鉴。自2005年以来，上海市的金融发展水平总体上呈现出波动上升的态势，从2005年的4.3826上升至2013年的5.2594，且从2008年至今，这种上升的幅度更为明显，说明上海市的金融活动较为活跃，区域金融蓬勃发展［6］。同时上海市每年的存贷款余额均保持稳步上升的趋势，说明上海市的金融规模在不断扩大，且存款余额大于贷款余额，表明上海市的金融机构吸纳资金和使用资金的能力在逐步提升，金融结构合理，环境相对安全，整个金融体系正在稳步健康发展［7］。

四、上海市区域产业结构优化水平分析

作为中国的经济中心，上海市的经济发展迅速，备受瞩目。上海市从实际出发，积极地进行了三次工业改组，使产业结构逐步从重化工业到轻工业再向服务业调整，率先实现以第二、三产业共同推动的产业结构向第三产业为主的产业结构的转化，1990年以来的浦东开发又加快了这一进程的推进，在开发开放的重要契机下，制造业开始经历从传统结构向现代结构的迅速转型，先进制造业产业链扩展，金融、贸易和国际航运服务能力强化，对上海市的经济发展起到了显著的促进作用。1999年，上海市第三产业增加值占GDP比重首次突破50%大关，意味着上海市的产业结构开始以服务经济为主，2012年，比重首次超过60%，基本形成了以服务经济为主的产业结构。从开始到基本形成，上海用了12年时间实现产业结构的升级转型［8］。目前，我国产业结构的整体情况是三次产业的产值均在不断增加，第一产业的产值占比在不断下降，第二、三产业产值占比之和相应上升，但由于地区主导产业的差异、工业化所处的阶段不同，各区域的第二、三产业产值占比并未呈现出相同的变化趋势。因此，采用产业结构优化率（第二、三产业产值之和在GDP中的比重）来衡量整体产业结构的优化程度，第一、二、三产业的产值占比来衡量各个产业的优化程度［5］。图2是上海市2005-2013年的产业结构发展水平的变动情况，数据来源于上海市统计年鉴。近年来，上海市的产业结构经历了巨大的变化，主要表现为第一产业占比较低，且在逐步下降，由2005年的0.8776降至2013年的0.5985，降幅高达31.80%；第二产业比重除在2009-2010年有小幅上升外，其他年份均明显下降；第三产业在近年内一直保持着健康发展的良好态势，比重迅猛增加，2013年达到62.24%，成为促进经济发展的中坚力量，这与产业结构高级化的变化趋势大致相符。同时在日益完善的金融体系的支撑下，上海市的产业结构不断地调整和优化，在完成“工业化”后逐步向“后工业化”阶段过渡，高新技术产业和服务业日益成为经济发展新的增长点，为经济增长提供源源不断的动力支持。

五、上海市金融发展水平对产业结构优化影响的实证研究

本文用Eviews对上海市的金融发展水平和产业结构优化进行回归，探索金融发展水平对产业结构优化的影响。（一）样本数据及模型设定本文选取2005-2013年上海市的金融相关率（FIR）来表示其金融发展水平，第二、三产业产值之和占该区域GDP的比重（CY）来衡量其产业结构优化程度，分别用第一、二、三产业产值占比（CY1、CY2、CY3）来表示上海市第一、二、三产业的优化程度，数据主要来源于上海市统计年鉴和上海市金融年鉴（2005-2013年）。由于时间序列模型一般是不平稳的，为了更好地研究变量之间的关系，本文设定了以下相关模型：①利用单位根（ADF）检验单个时间序列的平稳性；②分析时间序列的协整关系，得出具有长期稳定关系的回归方程；③通过格兰杰因果检验，进一步分析变量之间的因果关系。（二）变量的平稳性检验为了避免由于存在变量的非平稳性而出现虚假回归，需对变量进行平稳性检验。由于时间序列一般是不平稳的，但可以通过差分形式将其变为平稳，仅当回归的两个时间序列都是同阶单整序列，才可能存在协整关系。为防止伪回归，先确定区域金融发展水平（FIR）、产业结构优化程度（CY）、第一产业结构优化程度（CY1）、第二产业结构优化程度（CY2）及第三产业结构优化程度（CY3）的平稳性。本文采用Eviews中ADF（AugmentedDickey-Fuller）检验对变量进行平稳性检验（检验结果见表1）。由表1可知，FIR、CY、CY1、CY2和CY3的水平值在三种形式下和10%的显著水平下均接受原假设，即它们的水平值是不平稳序列，而它们一阶差分形式则在10%的显著水平下均拒绝原假设，即它们是一阶单整的，可能存在协整关系。（三）协整检验由于FIR、CY、CY1、CY2和CY3均为一阶单整序列，如果它们的线性组合是协整的，则存在着长期稳定关系。为了验证区域产业结构优化程度、三次产业结构优化与区域金融发展水平之间是否存在长期稳定的关系，采用Engle-Granger二步法对变量进行协整检验。（1）首先对FIR和CY、CY1、CY2、CY3序列进行回归，得到回归方程。（2）然后运用ADF检验对以上回归方程的残差项进行单整性检验，结果显示，残差序列拒绝了是不平稳的原假设，残差序列是平稳序列，即FIR和CY、CY1、CY2和CY3之间均存在协整关系。（四）格兰杰因果检验由以上的单位根检验和协整检验结果可知，上海市的金融发展水平与其总体产业及三次产业结构优化程度之间存在着长期稳定的协整关系，但是两者之间的因果关系还不明晰，需要通过Granger因果检验对此问题进行说明。由上可知，在10%的置信水平下，拒绝了上海市的金融发展水平不是产业结构优化和三次产业优化的原因，接受了上海市总体产业和三次产业结构优化不是影响其金融发展水平的因素的原假设，表明上海市的金融发展是其整体产业结构优化和三次产业结构优化的决定因素。随着上海市金融发展水平的不断提升，总体产业结构和三次产业结构会不断调整和优化，即上海市的金融发展水平促进了其产业结构的优化升级。

六、结论与对策建议

（一）结论

由以上回归结果和因果检验可知，从总体上来说，上海市高度发展的金融水平，通过影响资金流向的变化，调整区域生产要素的分配，使得上海市的产业结构日趋合理化、高级化和现代化，在很大程度上促进了上海市整体产业结构的优化与升级。但基于产业划分的三个层次，考虑到其他因素的影响，上海市的金融发展水平对三次产业的影响是有差异的，具体表现为金融发展在不同程度上抑制了一、二产业的发展，促进了第三产业结构的优化与升级［9］。结合回归方程可得，每当上海市的金融发展水平提高一个单位，上海市的总体产业结构会有0.002491个单位的优化，对第一产业的结构优化会产生0.002491单位的负效应，同时，第二产业的产业结构也会遭受0.087332单位的负面影响，只有第三产业能从金融发展水平的提高中受益，能够得到0.089818单位的产业结构优化。这是因为目前上海经济发展的着力点是现代服务业，所以会加大对第三产业的资金支持，因而难免忽视其他方面的发展。

金融工作经验总结篇9

金融集聚是产业集聚的一个重要方面,是指一国的金融监管部门、金融中介机构、跨国金融企业、国内金融企业等具有总部功能的机构在地域上向特定区域集中,并与其他跨国机构、国内大型企业总部之间存在密切往来联系的特殊产业空间结构,它是金融业发展到一定程度的产物。武汉城市圈获批成为全国两型社会建设综合配套改革实验区,提出了要建设中部区域金融中心的构想,这一构想要变为现实必须有强大的金融业集聚作为支撑。

一、金融产业集聚影响实体经济的机制分析

从历史经验看,每一次经济的繁荣都伴随着金融制度、金融过程以及金融功能向高级化和复杂化演变,每一次金融整体水平的提升,都使经济运行的某些环节更为平滑;每一次经济发展的停滞,都造成金融运行和金融秩序的混乱,而金融危机的爆发都或多或少导致经济发展的中断。金融集聚的产生是产业集聚的伴随物,它通过规模、扩散、知识溢出以及自身金融功能的发挥等方式来促进实体经济的增长。

1、金融集聚通过规模、扩散、知识溢出效应促进经济增长

(1)金融集聚的规模效应。一是节约周转资金余额,提供融资和投资便利。随着高效支付体系的发展,达到一定规模的公司趋向于在金融中心设立总部,这些地区的证券市场可以为资金短缺者提供大规模的、便宜的证券发行机会,同时为资金盈余者提供更多的流动性投资对象。二是提高市场流动性,降低融资成本和投资风险。通常金融市场的规模越大,证券的流动性越高,这会吸引其他地区的贷款人和借款人把他们的总需求和总供给转移到这个市场中来,借款人可以支付较低的利率或得到更多的贷款,贷款人则可获得性质不同的更大规模的投资。三是金融机构的合作得以开展,其辅产业得以发展与共享。

(2)金融集聚的扩散效应。区域经济增长的形成动力来源于金融集聚后的扩散,这种集聚不仅会向内产生规模经济,对外还会形成辐射,这种作用主要是通过“涓流效应”和“极化效应”发生的。涓流效应主要是通过金融集聚核心区向周围地区设立金融分支机构和网络或向周围地区进行投资增加等途径来带动地区金融和实体经济的发展。极化效应是指金融核心区高效率金融企业或服务提供商同地区较低效率的金融企业或服务提供商竞争,这种极化效应虽然在区域金融发展的最初阶段扩大了区域的金融差异,但是在完全市场条件下,给予一段较长时间,涓流效应就会缩小区域的金融差异。

(3)金融集聚的知识溢出的学习效应。金融集聚有利于金融知识溢出和集群技术学习。一方面,金融知识溢出为集群经济实体的技术学习提供动力,有助于激活集群内部的缄默性知识,促进金融集聚成员企业实现外部知识内部化,提高成员企业的管理能力。另一方面,通过金融集聚群体技术学习,可以实现不同金融知识的交叉,增加金融集聚群体的内部知识总量,促进不同节点上知识的结合,加速金融知识的溢出。

2、金融集聚通过金融功能促进经济增长

(1)集聚储蓄促进区域经济增长。集聚储蓄就是把分散的储蓄聚集成资本并转化为投资。集聚储蓄能创造出各种名目的工具,这些工具提供了使居民持有分散化证券的机会,提高了资产的流动性。没有资金的集聚,居民只能对整个公司进行买卖。通过提高风险和使公司规模更加适宜,集聚储蓄促进了资源配置。金融体系有效的集聚资金能对经济发展产生极大影响,除了集聚储蓄、筹集资本的直接效益外,储蓄集聚还可更好地促进资源配置,推动技术创新。

(2)资源配置促进区域经济增长。金融中介的出现可以使获取和处理投资信息的成本降低,每个投资者不用掌握投资信息来进行评估,金融中介可以完成这些工作。而金融集聚使得金融中介获取信息的成本降低,使得企业获取信息的成本更低、更加便利,使资本配置更有效率,经济更快增长,并且金融集聚使得金融体系更容易识别有利可图的投资机会并为其提供融资。

(3)公司控制促进区域经济增长。金融合约、金融市场和金融中介等金融资源集聚降低了事后监督经理人、促进公司治理的执行成本。由于项目的外部投资者识别项目回报率是有成本的,这种辨别成本阻碍了投资决策,降低了经济效率。

(4)风险管理促进区域经济增长。一些高收益项目需要长期资本,而储蓄者又不愿长期放弃他们对储蓄的控制权,金融机构的出现使这种投资成为可能。通过消除流动性风险,银行可提高对非流动、高收益项目的投资而促进区域经济增长。

二、武汉城市圈经济金融业发展现状

1、武汉城市圈经济发展现状

武汉城市圈面积58051平方公里,占全省土地面积的31.2%,总人口3097万人,占全省人口的51.4%。2009年,武汉城市圈实现GDP6972.11亿元,比上年增长14.8%,占全省的61.5%。从工业化程度来看,第一、二、三产业增加值比重分别为10.9%、45.5%和43.6%,完成规模以上工业增加值2450.6亿元,比上年增长20.8%,占全省的63.8%。从固定资产投资来看,完成城镇规模以上固定资产投资总额3472.23亿元,占全省的65.1%。从社会消费品零售来看,实现总额3150.42亿元,占全省的63.4%,比上年增长23.2%。从对外经济贸易来看,实现外贸进出口总额170.27亿美元,占全省的82.8%,比上年增长36.8%(其中,出口总额89.71亿美元,比上年增长42.2%,占全省的77.4%;进口总额80.56亿美元,比上年增长31.3%,占全省的89.8%),贸易顺差达9.15亿美元,占全省的34.9%。从地方财政预算收入来看,完成地方一般预算财政收入385.83亿元,占全省的54.3%,比上年增长25.7%。

2、武汉城市圈金融业发展现状

一是银行机构呈现集中,业务发展迅速。武汉城市圈内现有15家全国性商业银行分支机构,有3家政策性银行分行(办事处),有5家地方(区域)城市商业银行,有4家资产管理公司,有5家财务公司,还有省农信联社、村镇银行、外资银行分支机构和代表处。2009年末,武汉城市圈有银行类机构网点3200多家,从业人员5.7万人,圈内银行各项存款余额11695亿元,占全省的66.8%,各项贷款余额8581亿元,占全省的73.6%。二是证券业快速发展,融资功能增强。2009年末,武汉城市圈上市公司52家,占全省全部上市公司的77%,城市圈上市公司法人治理结构明显改善,经营业绩大幅提升,融资能力不断增强。农业保险试点工作进展顺利,保险创新有了新进展。

三、武汉城市圈金融产业集聚对经济增长影响的实证分析

l、单位根检验

一般来讲,当时间序列不平稳时,会导致伪回归现象,因此在建立计量模型之前要对所用的时间序列进行单位根检验,以确定各序列的平稳性和单整阶数。本文单位根检验采用ADF检验方法,根据其基本时序图确定截距项和时间趋势项是否存在,再根据赤池信息准则(AIC)确定滞后阶数,最后根据AD统计量判断是否平稳。以下用lnQ、lnRGDP分别表示武汉城市圈金融集聚度、GDP(名义值)增长率的对数值。下面对lnQ、lnRGDP序列的原序列、差分进行ADF检验,判断其稳定性。检验结果表明,lnQ、lnRGDP序列是不平稳的序列,但是都存在二阶单整。两阶差分后的单位根检验结果如表2所示。

2、协整检验

既然两个变量都是二阶单整的,我们就可以用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系,借以说明lnQ和lnRGDP之间的长期均衡关系。本文采用Johansen协整检验法进行检验,检验结果如表2所示。检验结果表明,在5%的显著性水平下,武汉城市圈金融集聚和经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系,且只有1个协整向量。

3、格兰杰因果检验

为了进一步确定两者可能的因果关系,我们还需要进行格兰杰因果检验。Granger因果关系检验是由美国经济学家克莱夫・格兰杰(Clive Granger)提出的,它解决了x是否引起y的问题,主要看现在的y能够在多大程度上被过去的x解释,加入x的滞后值是否使解释程度提高。如果x在y的预测中有帮助,或者x与y的相关系数在统计上显著时,就可以说“y是由xGranger引起的”。表3是武汉城市圈金融集聚和经济增长之间的格兰杰因果检验的结果,从中可看出,在最优滞后期2时,在5%的置信水平下,武汉城市圈金融集聚与经济增长的互为格兰杰原因。

4、VAR模型

本文协整检验和格兰杰因果检验显示,lnGDP与lnQ之间互相存在长期因果关系,为了衡量跨期影响,本文建立向量自回归(VAR)模型,这种模型以数据为导向,以模型中所有当期变量对所有变量的若干滞后变量进行回归,用来估计联合内生变量的动态关系。假设Yt是一个N×1阶时间序列向量,Yt=(Y1t,Y2t,…,YNt)',则k阶VAR模型可以写为:

其中?装1+?装2+…+?装k都是N×N阶参数矩阵,Ut是N×1阶随机误差列向量,?赘是N×N阶方差协方差矩阵。

在确立VAR模型之前先要确定滞后阶数,对于滞后阶数的选取主要根据AIC和SC最小原则,这里选择滞后阶数为2,建立2个VAR(2)模型。

从方程(2)可知,lnQ(-1)的系数为0.0603,lnQ(-2)的系数为0.6505,二者之和为0.7108,说明金融产业集聚对武汉城市圈经济增长有较大的作用,集聚指数Q增长1个百分点,就引起经济增长率提高2.0356个百分点,特别是滞后2期的集聚指数对经济增长的效应更大。从方程(3)可知,lnRGDP(-1)的系数为0.1875,lnRGDP(-2)的系数为0.0812,二者之和为0.2687,说明武汉城市圈经济增长对金融产业集聚有一定的反作用,且经济增长率提高1个百分点,引起集聚指数Q增长1.308个百分点。同时两个方程的R2及其调整值均较大,说明变量的拟合度较高。

四、结论、启示及政策建议

首先,武汉城市圈金融产业呈现集聚效应,从集聚指数上看,说明武汉城市圈金融业就业虽然产生了集聚,但是金融业的效率还有待进一步提升。

其次,武汉城市圈的GDP增长率和金融产业集聚指数的时间序列均为非平稳序列,但它们的二阶差分都是平稳的,两者之间存在着唯一的长期稳定的均衡关系,同时二者互为格兰杰因果。金融集聚指数每增长1个百分点,引起经济增长率提高2.0356个百分点,经济增长率每提高1个百分点,引起集聚指数增长1.308个百分点。由于金融集聚指数越高,经济增长率越高,表明金融产业集聚对经济增长具有规模经济效应。

再次,脉冲响应函数曲线显示,通过金融集聚度的一个标准冲击,对经济增长具有长期影响,这种冲击作用一开始就表现得较为明显,说明武汉城市圈金融产业对经济增长具有增长效应,同时还具有辐射效应和扩散效应。

最后,本文金融集聚指数来源于金融业增加值和金融业从业人数,金融业增加值和金融业从业人数越大,金融集聚指数就越高,而金融集聚指数又与经济增长有正相关性,从侧面说明金融业增加值和金融业从业人数的提升对经济增长具有正向效应,即金融业效益的提升和人员数量和质量的提高对经济增长具有促进作用。

金融集聚对经济增长具有重要影响。因此,加强金融产业集聚是促进地区经济增长的一个有效途径,为了促进武汉城市圈金融业形成集聚,推进武汉城市圈经济健康快速发展,提出以下政策建议。

第一,优化金融资源空间布局,鼓励引进各类金融机构,发挥武汉城市圈金融集聚的规模效应。积极探索建立金融控股集团和金融租赁公司;鼓励圈内其他城市商业银行积极向外扩展业务,建设区域性城商行;加大农村信用社改革力度,提高公司治理水平;壮大村镇银行、小额贷款公司、信用担保公司的资金实力,积极支持中小企业和三农融资;大力支持金融租赁公司到城市圈内开展租赁业务;优化金融机构网点布局,鼓励金融机构网点向落后地区延伸,实现金融业区域协调发展。

第二,积极实行信贷结构调整,加大金融创新力度,发挥武汉城市圈金融集聚的增长和扩散效应。进一步加强对武汉城市圈服务业、中小企业、自主创新、全民创业、高新技术产业和优势行业等领域的信贷支持;继续关注民生问题,积极实施金融扶弱工程,推动下岗失业人员小额担保贷款、助学贷款、支农贷款等业务再上新台阶;继续推进现代化支付体系建设,切实提高圈内全省资金清算和使用效率;切实提高外汇管理服务水平,支持城市圈实施开放先导战略,支持圈内企业走出去、将圈外的企业引进来;大力发展直接融资,向企业推介直接融资新产品、新工具,推动企业短期融资证券和中期票据业务发展;引导企业利用信托、金融租赁、股权投资、创业板市场等渠道进一步优化融资结构,增强融资能力。

第三,优化金融生态环境,加快金融一体化建设进程,发挥武汉城市圈金融集聚的金融辐射效应。深入推进金融企业改革,继续开展区域、企业、社区、农村四大信用工程建设,进一步完善社会信用体系建设;认真做好金融稳定工作,进一步提高金融突发事件应急处置能力,切实防范跨行业、跨市场和交叉性金融风险;进一步推动武汉城市圈信贷市场、票据市场一体化以及支付清算、金融信息服务一体化;推动圈内城市建立经常化、制度化、市场化的银企合作渠道和机制,提高资金使用效率,畅通信息共享的渠道。

第四,夯实智力基础,加强高层次金融人才的吸引和培养力度,发挥武汉城市圈金融集聚的学习效应。从实证结果可以看出,金融人才是金融产业集聚发展的主要支撑点之一。目前武汉城市圈需要高层次的金融管理和金融专业人才来提升金融运行效率和推动改革。一方面应创造良好的引才氛围,向国内外重金招聘,吸引海归人员以及有国际金融机构工作经历的高级专家,另外还要采取一定的措施为金融人才提供一个良好的环境,如为解决户籍提供便利渠道,健全社会、养老保险保障体系等。另一方面应采取有效的培训措施,开设高级金融人才培训班,也可去国外培训,培养一批精通国际惯例、熟悉WTO规则的国际型人才。

【参考文献】

[1] 黄解宇、杨再斌:金融集聚论――金融中心形成的理论与实践分析[M].中国社会科学出版社,2006.

[2] 连建辉、孙焕民、钟惠波:金融企业集群:经济性质、效率边界与竞争优势[J].金融研究,2005(6).

[3] 周立:中国各地区金融发展与经济增长[M].清华大学出版社,2003.

金融工作经验总结篇10

自新中国成立以来，我国完成了从计划经济到市场经济的转变过程，并且工业平均水平达到了工业化后期阶段。因为金融是经济发展的核心，一个好的金融体系可以减少信息与交易成本，所以说金融发展与工业化、城市化，是影响我国现代化建设发展的重要因素。所以思考两者之间的关系，以及它们在金融发展中的作用，是我们的任务之一。本文重点通过运用EVIEWS6.0建立关于金融发展、工业化以及城市化的VAR模型对实证进行分析，来了解工业化水平的提高是否会对城镇化产生正面的影响又或是负面的影响。

文献综述：郭克莎在《工业化与城市化关系的经济学分析》一文中指出工业化对城镇化的影响在国家发展的不同阶段是不同的。郭江山在《基于VAR 模型的城镇化、工业化与金融发展动态分析》中以河北省为例说明了他们三者之间的关系。

一、研究变量的选取和数据说明

本文选取了工业化率，城市化率以及金融相关率来说明工业化城镇化与金融发展的关系。

（一）工业化率：（GY）

工业化率是第二产业增加值与国民生产总值的比率，是衡量一个国家或地区工业发达程度的重要指标之一。天津从建国以来就是重工业基地，因此工业化程度会相对较高。

工业化率=工业增加值GDP

（二）城镇化率：（CZ）

城镇化率是城镇人口数与总人口数的比率，是一个国家或地区经济发展的重要影响因素。同时是一个由农村传统自然经济转化为城市社会化大生产的过程

城镇化率=城镇人口总人口

（三）金融发展指标（FIR）

所谓金融相关率（Financial Interrelations Ratio，FIR），由美国经济学家雷蒙德.W.戈德史密斯提出，是指一定时期内社会金融活动总量与经济活动总量的比值。金融活动总量一般用金融资产总额表示。这里我们用金融机构的存贷款总额表示金融资产总额，GDP表示经济活动总量。

金融相关比率=金融资产总额GDP

二、实证研究

（一）单位根检验

是指时间序列中如果出现了单位根则说明这个时间序列是不平稳的，也就是时间序列具有趋势性，会产生伪回归，无法研究。检验序列的单位根有许多种方法，这里使用的是ADF检验。ADF检验是在DF 检验的基础上发展而来的，因为DF检验假定时间序列是由具有白噪声随机干扰项的一阶自回归过程AR（1）生成的。但在实际检验中，有可能无法满足这两个条件，会导致DF检验无效。为了保证DF检验中随机干扰项的白噪声特性，迪基和福勒对DF检验进行了改良，完成了ADF检验。

由结果可知通过对数化处理的序列不通过ADF检验，说明这个时间序列是不平稳的，因此对已经对数化的序列再进行一阶差分处理，处理过的序列通过了ADF检验说明这时的序列是平稳的，是一阶单整序列。

（二）协整检验

下面对多元变量来进行协整检验。首先整检验需要确定合理的协整滞后阶数，在VAR（p）模型条件下，根据运算结果确定最优滞后阶数取2。在此基础上我们确定多元变量之间的协整关系。

结果显示（表1），在5%的显著性水平下，工业化、城镇化和金融相关率三个指标之间存在一个协整关系，则表明各变量之间存在长期稳定的均衡关系，因此可以建立VAR（2）模型。

VAR（2）模型的可决系数和调节后的可决系数都到达了0.98以上说明模型拟合较好。

（三）脉冲响应函数分析

为了进一步研究它们之间的关系，运用脉冲响应函数来分析。脉冲响应函数分析方法考察随机扰动项的一单位标准差冲击或变化对内生变量当期值和未来值的影响，并且跟踪这种冲击在将来若时期里所起的影响，表明任意一个内生变量的随机扰动，是如何通过系统影响所有其他内生变量，最终又反馈到自身的动态过程。

从图1中可以看出每单位城镇化的冲击对金融发展的影响逐渐增大，说明城镇化的发展对金融发展有促进作用。图二中每单位城市化的冲击对工业化的影响先上升后下降在第四期是变为负值，说明在工业化的初期工业对城镇化负值的影响是正的，但随着工业的发展，工业开始赶不上城市的发展呈现一种负的趋势，表现为工业阻碍了城市的发展。

（四）预测方差分解结果分析

以上脉冲响应函数分析了每单位冲击对其他变量的影响，下面通过方差分解来说明一个内生变量由其他内生变量解释的程度。表四是天津市金融发展指数的方差分解，其排列顺序为城镇化、工业化和金融发展。随着时间的推移金融发展不再是一个外生的变量，工业化和城镇化也可以解释金融发展的一部分原因。

在第一时期城镇化对金融发展解释了0.633，工业化解释了0.823，之后工业化对金融发展的解释水平一直在1.7左右，而城镇化随着时间的推移对金融发展的解释程度越来越高，达到了24左右，是工业化的14倍。说明城镇化对金融发展解释的比工业化解释的要更有说服力。

三、结果分析以及政策建议

本文使用天津60年的相关数据建立VAR模型，研究了工业化、城镇化对金融发展的影响。一下是得出的结论：

（一）通过单位根检验、迹检验得出三个变量之间存在长期均衡关系，又经过格兰杰因果检验得出金融发展对促进工业化的发展有一定的影响，而城镇化又对推动金融发展起到重要作用。

（二）从动态角度分析，通过建立脉冲响应函数得知天津市城镇的发展对金融的发展有正向的效应并且这种效应随着时间的推移而不断提高。还得出在工业发展的初期对城镇化的发展是起到正向的作用，但随着时间流逝天津市进入工业化后期以后，工业化程度的每提高一单位城镇化就下降一单位，也就是出现了负向效应。预测方差分解显明每一单位的金融发展有很大一部分都可以由城镇化来解释。也就是金融发展对城镇化水平的提升将起到越来越重要的作用，相对而言，工业化的贡献很小。

根据对天津市做出的实证分析本文提出几点有关的政策建议：

1、抓住京津冀协同发展这一重要发展机会，打破行政区划，整合区域内资源，实现区域内公共服务的均等化以消除区域间的差异，加速城镇化建设，吸收农村的剩余劳动力。

2、在工业化早期阶段，金融本质上是通过促进工业专业化分工，优化要素配置效率，提高技术效率从而大幅提高工业生产率，因此该阶段金融发展是工业发展的必要条件。但由于天津处于工业化中后期阶段，城镇的快速发展将引起城市的聚集效应，尤其是金融中心效应，表现为金融资源配置效率和支付效率得到提高，而金融业也逐渐在现代服务业中居于主导地位，并起着基础作用，它将带动服务业促进城市发展。随着经济的不断发展，城镇化与金融发展的关系越来越日益密切。

3、加速科技创新，提高对资源的利用率，通过高效率的利用资源来缓解资源紧缺的压力，使得工业实现可持续发展。实现由低技术含量、低附加值产业链条环节向其上下游高技术、高附加值产业链环节拓展，完成工业结构从劳动力和资源密集型产业到技术密集型产业的转变，使得天津金融发展更加迅速。

指导老师：杨春梅

参考文献：

金融工作经验总结篇11

一、引言

1991年2月18日，邓小平在上海视察时就发表了“金融很重要，是现代经济的核心。金融搞好了，一着棋活，全盘皆活。”的重要讲话。在经济发展过程中，金融起到了杠杆作用，社会和经济的快速发展离不开金融的有力支持。格利（Gurley）、肖（Shaw）的研究为现代金融理论奠定了良好的基础，初步建立了现代金融发展理论。Cesar （2003）采用Geweke分解法对一百多个发展中国家的面板数据进行分析，发现金融发展同经济增长间具有双向的因果关系。Nader Nazm（2005）利用拉丁美洲5个国家30多年的数据进行了分析，研究结果表明金融深度的发展可以有效的促进经济增长。Jake （2012）对印度地区的研究也得到了同样的结论。郭克莎（2003）认为我国产业结构存在偏差，主要表现在第二产业占比过大而第三产业发展不足。徐璋勇（2014）认为金融发展与产业结构升级是经济增长的两个重要推动力。

2013年07月05日，国务院办公厅了《关于金融支持经济结构调整和转型升级的指导意见》，旨在更好地发挥金融对经济结构调整和转型升级的支持作用，更好地发挥市场配置资源的基础性作用，更好地发挥金融政策、财政政策和产业政策的协同作用，优化社会融资结构，持续加强对重点领域和薄弱环节的金融支持，切实防范化解金融风险。

近年来，安徽省经济得到了快速发展，正在逐步改变其农业大省的状况。但是与其他省份相比，安徽省的经济发展和经济结构还存在一些问题，需要进一步的发展调整。本文运用VAR模型对安徽金融对全省产业结构调整转型的支持力度进行分析，以期找出安徽省金融业如何为全省产业结构调整和升级提供更有力的支持。

二、安徽省金融与产业结构发展现状

（一）金融发展现状

2014年，安徽省金融业的增加值达1046.7亿元，比2013年增加了311.20 亿元，增长了13.6%，全年社会融资规模4262.2亿元，年末全省金融机构人民币各项存款余额29817.7亿元，比上年增加3078.4亿元，增长11.5%，金融机构人民币各项贷款余额22088.3亿元，比上年增加2999.5亿元，增长15.7%。上市公司通过境内市场累计筹资190.1亿元，全省有上市公司80家，上市公司市价总值7041.6亿元，比上年增长48.8%。保险业保费收入572.3亿元，比上年增长18.5%，赔款和给付234.4亿元，增长5.1%。

（二）产业结构发展现状

2014年，全年生产总值（GDP）20848.8亿元，比上年增长9.2%。第一产业增加值2392.4亿元，增长4.6%；第二产业增加值11204亿元，增长10.3%；第三产业增加值7252.4亿元，增长8.8%。三次产业构成比为11.5：53.7：34.8。1978年，改革开放之初，安徽省全年生产总值3645.2亿元，第一产业增加值1027.53亿元，第二产业增加值1745.2亿元，第三产业增加值872.48亿元，三次产业构成比为28.19：47.88：23.93。三十多年间，GDP增长了大约5.7倍，三次产业结构也从二一三变为二三一。第二产业占比继续增加，第三产业占比略有提升，第一产业占比大幅下降。

三、金融支持产业结构调整实证研究

（一）向量自回归（VAR）模型

向量自回归模型（简称VAR模型）是经济研究分析中常用的一种计量经济模型，是对AR模型的进一步发展。VAR模型是对相互关联的若干组时间序列变量能否对其今后的发展情况作出有效预测的分析模型。其矩阵式表达式如下：

其中：yt表示内生变量列向量，xt表示外生变量列向量，α1，α2，…αn和β是系数矩阵，ut是误差调整项，k表示变量个数。

（二）指标选取与数据来源

1. 指标选取

本文选取了一个产业结构指标和三个金融发展指标总共四个指标进行分析，将第二产业和第三产业总值同地区生产总值（GDP）的比值作为产业结构优化率（ISR）；金融机构各项存贷款余额、股票市值及保费收入总额同地区生产总值的比值作为金融相关率（FIR）；股票筹资总额除以金融机构的贷款余额作为金融结构比率（FSR）；金融机构贷款余额比上金融机构存款余额作为金融效率比率（FER）。在实证过程中对这些指标数据进行取对数处理，以消除变量的异方差性。

2. 数据来源

本文主要选取了1996～2014年各指标19年的数据。其中安徽省1996～2013年的GDP数据来源于《安徽省统计年鉴》，2014年GDP数据来源于《2014年安徽省国民经济和社会发展统计公报》。金融机构各项存款余额、贷款余额、股票市值、发行股票筹资总额和保费收入等主要来源与各年的《安徽省国民经济和社会发展统计公报》。

（三）实证分析

1. 时间序列数据的ADF单根检验

本文采用的都是时间序列数据，时间序列数据往往存在非平稳的问题。VAR模型的建立必须保证变量是平稳序列，所以在此先用ADF单根检验法对所选四个变量LNISR、LNFIR、LNFER和LNFSR进行稳性检验平，结果如下表。

由表1可知在1%的显著性水平下，四个变量都是非平稳序列，经过一阶差分处理后都变为平稳序列，所以他们都是一阶单整序列，满足协整检验的条件。

2. VAR模型滞后期的选择

由表2可以知道，AIC、SC、HQ三个信息准则同时指出Lag为1，所以我们在此建立滞后2期的VAR模型。

3. VAR模型估计

利用Eviews6.0建立由上面设定形式的VAR模型，得到模型的表达式如下：

实证结果显示第一时期模型总的拟合优度为0.99133，调整后的拟合优度为0.98266。且所有单位根位于单位圆内，极大似然函数值为105.5977，AIC、SC的指标值分别为-8.18796和-6.423509，模型结构稳定，模型拟合效果较好。

4. 脉冲响应和方差分解分析

脉冲响应函数主要是用来描述一个内生变量对其他变量的冲击作出的反应，具体的表现是在扰动项增加一个标准差大小的冲击时，系统某个内生变量当期及未来值受到的影响大小。对于每一个误差项，内生变量都有一个对应的脉冲响应函数。VAR中的方差分解是分析影响内生变量的结构冲击贡献度的方法。本文对变量LNISR进行了脉冲响应和方差分解检验，结果如图2。

由图2和表3都可以看出，变量LNFIR对LNISR有较大的正向冲击；LNFER对LNISR也具有正向冲击作用，且冲击贡献度在不断增加，但影响力度还是比较小；LNFSR对LNISR有负向的冲击作用，虽然其对LNISR的冲击贡献度较大，但冲击贡献度呈现不断下降的趋势。

5. 协整检验

协整检验是从分析时间序列的非平稳性着手，检验VAR模型中各变量之间是否具有长期稳定关系的分析方法。本文要考查四个变量间的协整关系，所以选用Johansen多重协整检验，检验结果如表4。

由表4可以看出，在5%的显著性水平下，协整检验拒绝不存在协整关系、最多存在一个协整向量和最多存在三个协整向量的假设，接受最多存在两个协整向量的原假设，由此我们知道检验的四个向量中存在着两个协整向量，说明安徽省的金融相关率、金融效率比率以及金融结构比率与安徽省的产业结构优化率之间存在着长期的稳定关系。

由表5中的协整系数可以知道协整方程为：

y1t=0.262517y2t+0.016501y2t-0.0054y3t

从协整方程可以看出，金融相关率的相关系数为0.262517，而金融效率比率的相关系数为0.016501，金融结构比率的相关系数为-0.0054。说明安徽省金融市场规模扩大1个百分点会使二三产业占比增大0.262517 个百分点。而金融效率提高1个百分点，会使二三产业占比增大0.016501 个百分点。而金融结构比率提高 1 个百分点会导致二三产业占比降低0.0054 个百分点。

四、结论

本文通过对所选取的四个指标进行ADF单根检验，发现其都是非平稳序列，但经过一阶差分处理后都变为平稳序列，说明他们都是一阶单整序列。

通过滞后期的分析发现应该建立滞后2期的VAR型。对建立的VAR模型进行AR检验，发现其AR根都在单位圆内，说明建立的该模型是一个平稳系统。

在确定了建立的VAR模型是平稳系统后对其进行的脉冲响应和方差分解分析表明，安徽省金融资产总量的增加可以促进其产业结构调整，并且影响力度较大；安徽省金融系统效率的提高也有助于产业结构调整，但其影响不是很大，原因可能是安徽省金融体系还不完善，金融效率还有待改进；安徽省金融结构在一定程度上阻碍了其产业结构调整，原因可能是安徽省金融结构不合理，银行业金融占比太大而证券业和保险业发展不足，占有市场份额太小，不能有效满足市场服务的需求。

通过协整检验，发现被检验的四个向量中存在着两个协整向量，表明安徽省的金融相关率、金融效率比率以及金融结构比率与安徽省的产业结构优化率之间存在着长期的稳定关系。对其进一步处理，得到了标准化协整系数，其中金融相关率的相关系数为0.262517，而金融效率比率的相关系数为0.016501，金融结构比率的相关系数为-0.0054。说明金融资产总量和金融系统效率对产业结构调整有支持作用，但金融结构对其不利，分析结果同脉冲响应和方差分解分析的结论一致。虽然目前安徽省金融对全省产业结构调整既有促进的因素也有阻碍的因素，但整体水平是正向的，由所得的协整系数也能看出来。所以安徽省金融能够支持全省学产业结构调整，通过对金融系统的完善，其必将提供更大的支持力度。

参考文献：

[1]爱德华・肖.经济发展中的金融深化[M].北京：三联书店，1988.

[2]Cesar C， Liu L. The direction of causality between financial development and economic growth[J].Journal of Development Economics，2003（72）.

[3]Nader N. Deregulation，financial deepening and economic growth：The case of Latin America[J].The Quarterly Review of Economics and Finance，2005（45）

[4]Jake K. Local financial development and growth， Journal of Banking & Finance，2012（36）.

金融工作经验总结篇12

中图分类号：F823/827.0文献标志码：A文章编号：1673-291X（2008）011-0074-02

所谓“金融脱媒”就是指在分业管理和分业经营的制度背景下，资金盈余者也就是储蓄者和资金短缺者也就是融资者，不通过银行等金融中介机构而直接进行资金交易的现象。这种现象将增加央行实施货币政策的难度，其原因如下：一是从居民角度说，在收入不断提高的情况下，倾向于更高的回报率和更为多样化的资产形式，从而影响居民定期存款比率，通过货币乘数的作用最后影响央行的货币供给量；二是企业为寻求更为便利的融资渠道和更低廉的融资成本，通过债券、股票、融资票据等证券直接筹措资金，从而影响商业银行的信贷规模，而信贷规模是央行实施货币政策的中介目标之一；三是各类理财机构如基金等，在传统的直接和间接基础上发展多种形式的金融产品和金融方式以赚取收益，这会影响央行货币供给量的统计口径。本文试从货币政策中介目标角度分析金融脱媒现象对我国货币政策的影响。

一、货币政策中介目标的含义及选择

货币政策中介目标是中央银行为实现货币政策最终目标而设置的可供观测和调整的中间性或传导性的金融变量。一个有效的货币政策操作框架中，中介目标的选择至关重要，通常需要遵循相关性、可测性和可控性三原则。因而本文主要围绕三个基本问题来评价金融脱媒现象对货币政策中介目标的影响：一是货币政策的中介目标在金融脱媒现象的冲击下能否正确定义与计量；二是货币当局能否有强有力的手段来控制货币政策的中介目标；三是受金融脱媒现象的影响，货币政策的中介目标与最终目标之间是否存在长期稳定的相关或均衡关系。

二、金融脱媒现象破坏了中介目标的可测性

1.货币结构。在新的金融工具不断涌现之前，货币层次的内涵是比较明确的，作为交易余额的货币和作为投资手段的流动性资产之间的界线清晰，特征分明，货币存量的统计也相对容易。然而由于金融脱媒现象的出现，各种新型货币性金融工具大量涌现，增强了金融资产之间的可替代性，改变了作为交易媒介的资产和高度流动性资产的构成，引起经济主体资产组合发生变化，不同层次的货币供给发生改变。

2.货币性能。金融脱媒产生了多种新型金融工具，大多金融工具具有高度流动性和再造能力，只是风险不同而已。按照现行货币定义，它们具有货币的某些特性，甚至可以成为新的货币成分，从而使货币的性能和特征产生变化。比如，网络货币、基金凭证、股票保证金存款、投资连结保险、分红保险、保险信用卡等都在不同程度上与已有的货币成分相近似，但是，它们基本上不属于通常的货币统计范围，这种货币性能的变化使得货币当局更加难以清晰地区分广义货币和狭义货币以及M1、M2、M3 等货币层次的内涵。

3.货币供应数量。就货币供应量而言，尽管一定时点上社会财富和货币数量相对确定，而且货币供应统计口径比较稳定，但当社会财富从已有的货币定义形式转化为其他形式之后，货币创造的机能也随之发生变化，比如有的货币变成基金凭证、股票保证金存款、投资连结保险等，这样，原有货币供应统计的覆盖面变得相对狭窄，产生货币统计上的“遗漏”现象。从动态来看，货币结构的变化会抑制货币的创造能力，货币替代现象可以更好地得到解释。比如，在储蓄资产转化为其他形式金融资产之后，货币结构随之发生变化，相应的货币创造能力也会有所减弱，这便相当于财富从货币形式转化为其他金融资产形式。因此，金融脱媒的出现，会产生货币替代现象。

三、金融脱媒现象降低了货币政策中介目标的可控性

金融脱媒促进了资本市场的发展，提升了金融资产的证券化率，众多介于资本市场和货币市场之间的新型金融工具涌现。这些金融工具大多既具有资本市场工具的高收益特征，通过各种避险操作组合，又呈现出货币市场工具的短期限高流动性的特征，符合安全性、流动性和盈利性三性原则。如货币市场基金、银证转账、银证通等等，这些货币性极强的信用工具和存款种类能够在很大程度上满足人们的流动性需要，从而减弱了人们的流动性偏好，导致货币需求总量下降。而且由于货币(狭义货币)不生息或很少生息，既然其他资产可以带来更高的回报，于是人们开始在其资产组合中尽量减少货币的持有量，增加非货币性的金融资产，其结果直接导致交易性货币需求减少和投资性货币需求的增加，从而货币结构发生变化。

四、金融脱媒现象削弱了中介目标的相关性理论及实证分析

本文运用1999年1月至2007年8月的月度数据，比较检验贷款总量与货币供给总量之间的因果关系以及股票市场融资额与货币供给总量之间的因果关系。这里之所以选择股票市场融资额这一变量，是因为我们无法获得企业债券发行融资的季度或月度数据，故而无法获得资本市场全部证券发行融资额的季度或月度数据。考虑到目前我国企业债券市场不发达，发行量一直不大，股票市场融资可以近似代表资本市场的融资。进一步需要说明的是，这里股票市场融资额包含股票首发融资、配股融资以及可转债融资。选取的三个变量：贷款总量（ALLLOAN）、货币供给总量（M2）以及股票市场融资额（SECFUND），其数据来源于中国人民银行网站、中国证券监督管理委员会网站以及历年《中国金融年鉴》。

（一）检验模型说明

（1）时间序列平稳性检验模型。DF平稳性检验就是以回归模型：Yt=α+β×Yt-1+ ut和Yt=α+ρ×Yt-1+ut进行估计，公式中Yt为时间序列，α、β为常数，ρ=β-1为随机误差项。备择假设H0为：ρ=0，说明观测的时间序列存在单位根，是非平稳时间序列。否则，该序列的统计量绝对值大于DF临界值的绝对值，认为该序列是平稳时间序列。Dickey和Fuller在检验过程中发现，在DF检验中不能保证回归模型中μt为白噪声，于是对DF 检验进行了修正，提出了ADF检验模型。回归模型为：Yt=α1+α2×t+ρ×Yt-1+βi×∑Yt-i+ut，等式中α1、α2、ρ、βi为参数，m为最优滞后项，ut为残差项，t是线性时间趋势项。

（2）最优滞后阶数m的确定。由于检验结论对滞后阶较为敏感，不恰当的滞后阶数将可能产生错误的结论，本文采用AIC定阶准则：AIC(k)=－2L/n+2 k/n (7) 来确定最优滞后阶数，其中L=-n/2×ln2π-n/2×lnσ2-n/2,式中n为估计方程的有效观测值数，k 为回归解释变量的个数(即滞后阶数)，σ2 为方差的极大似然估计值。AIC 的大小取决于L和k，k取值越小，AIC 值越小；L 取值越大，AIC 值越小。滞后阶数k小表明模型简洁，L 大表明模型精确。满足AIC(m)=min{AIC(k)k=1,2,3...}的m就是最优滞后阶数。

（3）格兰杰因果关系检验。1）检验“股票市场融资额不是导致M2变化的原因”的零假设，需要对无条件限制模型：M2=c+∑αiM2t-i+∑βiSECFUND和有条件限制模型：M2=c+∑αiM2t-I进行估计。2）用各个回归方程的残差平方和计算F统计量。3）检验零假设：H。：βJ= 0(J=1,2,3,...,n)，若其中至少有一个显著地不为零，则拒绝“股票市场融资额不是导致M2变化的原因”，的零假设，接受股票市场融资额是导致M2变化的原因；反之亦然。检验“贷款总量不是导致M2变化的原因”的零假设，仅需对模型M2=c+∑αiM2t-i+∑βiALLLOAN的有条件及无条件限制模型做类似上面的回归估计和统计检验即可。

（二）实证检验及结果分析

（1）经济变量的平稳性检验。三个经济变量的平稳性检验采用ADF方法，确定滞后阶数的原则为AIC最小准则，差分序列的检验类型按相应原则确定。检验结果如下表：

（2）经济变量之间的格兰杰因果关系检验。运用经济计量软件Eviews3.1，分别对贷款总量ALLLOAN以及股票市场融资SECFUND 是否显著地影响货币供给总量M2的检验结果如下表，确定滞后阶数的原则AIC最小准则。

表2

表2说明，股票市场融资额SECFUND在96.06％的显著性水平上是货币供给总量M2的格兰杰原因，贷款总量ALLLOAN在8.41%的显著性水平上是货币供给总量M2的格兰杰原因。综合两个Granger检验的结果，可以认为自上世纪90年代以后，由于金融脱媒的深化，作为货币政策传统中介目标变量的贷款总量不再能显著地影响货币供给总量的变化，从而与货币政策的最终目标也就不再具有显著的相关性。

参考文献：

[1] 李扬.脱媒――中国金融改革和发展的新挑战[N].中国证券报,2008-01.