学文网金融稳定工作经验总结第1篇
关键词：金融结构；资本配置；经济增长
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***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，***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，***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.
[2]韩立岩，蔡红艳.我国资本配置效率及其与金融市场关系评价研究[J].管理世界，2002（1）.
金融稳定工作经验总结第2篇
【关键词】金融发展 规模 效率 结构 出口贸易结构
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***（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***，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***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***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***.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）.
[6]李斌，李国强.金融发展与出口贸易结构优化[J].华南农业大学学报（社会科学版）.2008（3）.
金融稳定工作经验总结第3篇
为促进沿边金融、跨境金融、地方金融改革先行先试，促进人民币周边区域化，提升云南、广西两省区对外开放和贸易投资便利化水平，推动沿边开放实现新突破，2013年11月20日，经***批复同意，人民银行等11个部委办联合印发《云南省广西壮族自治区建设沿边金融综合改革试验区总体方案》，为认真贯彻《总体方案》，用足用好***给予云南金融改革开放创新先行先试的***策措施，2013年12月31日《云南省人民***府关于建设沿边金融综合改革试验区的实施意见》出台，实施意见明确了试验区建设要坚持“创新突破、先行先试，风险可控、稳步推进”的原则，力争实现1年全面启动实施、2年重点突破、3年取得明显成效的工作目标。围绕总体方案提出的10项主要任务，实施意见提出了实施推进的重点任务36项，要求制定实施细则的任务分解28项，突出2014年重点突破任务40项，并明确了牵头单位、责任单位。
据人行昆明中心支行副行长、云南省外汇管理局副局长刘莹介绍，为进一步做好《总体方案》的贯彻落实，人行昆明中心支行和云南省外汇管理局迅速行动，采取了一系列有效措施：一是及时成立了中国人民银行昆明中心支行推进建设云南省沿边金融综合改革试验区领导小组，统领全省人民银行贯彻落实《总体方案》各项工作，有效加强对沿边金融综合改革试验区建设的组织领导。二是迅速召开了推进建设云南省沿边金融改革试验区领导小组第一次会议，就全省人民银行扎实推进改革试验区建设工作进行了全面部署。三是对《总体方案》和《实施细则》认真研究梳理，将由人民银行负责推动的工作整理为39项，形成《人民银行昆明中心支行云南广西沿边金融综合改革试验区建设工作指引》，细分了各项工作任务，明确了相关的工作责任，有效确保了沿边金融综合改革试验区建设工作的有效落实。四是组成多个调研组分别奔赴德宏、红河、普洱、文山、临沧等沿边州市基层一线开展专题调研，准确掌握沿边州市经济金融的发展状况和实际需求，研究并确定沿边州市经济金融发展急需、近期能够突破的***策措施，提出具体实施办法，确定了全省人民银行2014年创新农村互助担保机制和信贷风险分担机制、加快推进农村支付结算体系建设、探索开展跨境个人人民币结算试点、简化外债登记程序和外商投资企业外汇资本金程序等10项重点工作，争取《总体方案》的贯彻落实能够开好头、起好步。五是针对沿边金融综合改革试验区任务分工，结合云南实际各项逐一研究制定了对应的具体措施、完成时间应取得的成效，拟定《人民银行昆明中心支行关于推进云南广西沿边金融综合改革试验区建设5年规划》，为推进云南省综合改革试验区的建设工作的稳定性和长期性提供了有力保障。
据悉，为加快推进步伐，人行昆明中支将从以下几个方面开展工作：一是积极推进人民币跨境结算创新，稳步促进跨境金融合作。拟制个人人民币跨境结算业务办法、人民币跨境双向贷款管理办法，推动境内银行为境外项目提供人民币贷款业务。畅通现钞出入境通道，并稳步推广非现金支付工具的跨境使用。推动试验区金融机构柜台挂牌人民币与周边国家货币汇率的直接挂牌，逐步实现人民币与周边国家货币的银行间市场区域交易。加强与周边国家的金融监管协作和信息共享，不断提高跨境金融合作成效。
二是加强金融基础设施建设，提升沿边金融服务水平。完善人民币与周边国家和地区跨境支付体系，为人民币跨境结算提供安全、稳定、高效的渠道。加强与周边国家支付清算系统的建设合作，积极支持银行开立境外机构人民币结算账户，办理跨境人民币国际结算业务，拓宽支付结算渠道。稳步推进非现金支付工具在沿边地区的使用。鼓励银行和支付机构创新支付服务手段，促进跨境贸易、投资便利化。
三是大力推进服务便利化，提升市场参与度。围绕“优化***策环境、推进服务便利、提升服务效率”的原则，简化手续，减少审批，降低企业交易成本，积极支持和满足云南省工程承包、技术合作企业的境外账户开立、资金境外存放、外币现钞提取、携带出境等需求，同时，为境内外个人合法资金的汇入、汇出提供便利化服务。
金融稳定工作经验总结第4篇
【关键词】工业化；信息化；金融发展；VAR模型
文章编号：ISSN1006―656X（2014）09-0016-02
一、引言
十报告提出，要坚持中国特色新型工业化、城镇化、信息化、农业现代化道路，并不断推动工业化与信息化的深度融合，推动工业化与城镇化良性互动，推动城镇化与农业现代化相互协调，“新四化”相互促进，四化同步是实现社会主义现代化的必经之路。工业化与信息化是一对“孪生子”，其深度融合决定着产业优化升级的方向。对于宏观经济的稳定和实体经济的发展，一个现代金融体系不可或缺，更要推进金融体制改革，深化金融发展。总而言之，工业化、信息化与金融发展三者相辅相成，工业化是现代经济发展的表征；信息化更是深刻改变社会经济的各个方面，被提升到国家发展战略的高度；金融发展为国民经济发展的助推力，实体经济的发展也为金融发展提供理想的土壤。
***地处西北边陲、西气东输的起点、西部大开发的主要阵地，也因其资源丰富、民族复杂、地域广大而备受关注。***城镇化和信息化水平相比东中部地区和全国平均水平较低，作为边缘地区更需要吸引更多金融资源和有效配置金融资源，为城镇化、信息化提供必要的金融支持，因此有必要理清***地区工业化、城镇化与金融发展的内在关系，不断推动深层次体制改革，有助于促进***地区
社会经济发展，落实“西部大开发战略”，维持边疆稳定和民族团结，具有重要的经济和***治意义。
国内外关于工业化与信息化关系的研究较多，姜爱林（2002）认为工业化是信息化的源泉，信息化是工业化的派生物，后工业化是信息化的特殊表征[1]；吴敬琏（2006）指出工业化与信息化融合就是新型工业化道路[2]；俞立平（2009）研究得出现阶段工业化对信息化的影响速度大于信息化对工业化的影响速度，且工业化对信息化的影响更加稳定的结论[3]；谢康等（2009）认为对工业化与信息化研究较为零散的原因在于我国二者融合的环境和基础与欧美不同[4]。国内外学者关于金融发展的研究更多地是与经济发展、产业结构调整联系在一起，也有一些是单独探讨金融发展与工业化或信息化的关系，很少把三者放在同一范围内进行研究，黄海清（2012）利用VAR模型对广西工业化、信息化与金融发展之间的内在关系进行研究[5]，但本文选取******自治区，考虑西北落后民族地区，具有很强的理论与现实意义。
二、指标与数据选取
（一）工业化指标
工业化通常被定义为工业或第二产业产值在国民生产总值中不断上升的过程，也跟从业人数在总从业人数中的比重不断上升密切相关。但是工业的发展并不是孤立进行的，总是与贸易的发展、市场的扩大和制度的完善密不可分，一般用非农产业在国民经济中的比重来表示工业发展水平[6]。
（二）信息化指标
信息化是指社会经济的发展，从以物质与能源为结构的重心，向以信息为结构重心的转变的过程，一般意义上被认为是通讯的现代化和计算机化。一些研究参照国家信息化测评指标来对信息化水平进行测度，但由于数据的繁琐和公认程度不高，我们一般用邮***与电信业务总额占GDP比重替代，是典型的信息化指标[7]。
（三）金融发展指标
金融发展一般分为金融增长和金融深化，涵盖银行业、证券业、保险业等行业。国际上常用金融相关率说明经济货币化程度，但由于***金融市场起步较晚，银行业占据主要投融资地位，因此本文选取年底存款余额加贷款余额占国民生产总值的比重来表示金融发展水平。
本文选取1995-2012年的统计数据为样本（来源于1996-2012《***统计年鉴》和2012年***民经济与社会发展统计公报）。因为统计数据具有年度一致性，所以未做转化。为了统计方便和消除异方差，本了对数化处理，结果不会对时间序列产生影响。
三、实证检验与分析
（一）ADF检验
时间序列分析要进行平稳性检验，以消除虚假回归等问题，一般可以通过散点***、样本自相关函数和ADF检验。本文对***工业化、信息化和金融发展指标，及一阶差分序列进行ADF单位根检验，结果如表2所示。从表1的ADF检验结果我们可以看到，信息化与金融发展指标对数序列在10%的显著水平上都不显著，不能拒绝有单位根的原假设。一阶差分序列后，三者都在1%的显著性水平上显著，LNInd、LNInf、LNFin为一阶单整时间序列，时间序列上的统计特征不会随时间的推移而变化，曲线围绕平均值上下波动，通过平稳性检验。
（二）Johansen协整检验
一阶差分使得时间序列变得平稳，但也容易丢失一部分总量的长期信息。而协整检验研究非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系和共同的随机性趋势。从ADF检验得知LNInd、LNInf、LNFin为一阶单整时间序列，它们之间可能存在协整关系。 我们用Johansen协整检验方法对LNInd、LNInf、LNFin指标间的协整关系进行检验，通过LR、FPE、AIC、SC和HQ准则选择VAR模型的滞后阶数为1，采用第四种形式（有线性确定性趋势，有截距项，有趋势项），得出工业化、信息化与金融发展指标之间存在长期稳定的均衡关系。
（一）Granger因果性检验
由Johansen协整检验我们得知***工业化、信息化与金融发展之间存在稳定的均衡关系，存在共同趋势，存在关联性。现进一步通过Granger因果性检验探讨变量之间的相互依赖性，该检验方法为2003年诺贝尔经济学奖获得者克莱夫？格兰杰提出，但检验结论只具有统计意义上的因果性，而不一定是一种真正的因果关系。
表3 格兰杰因果性检验结果
滞后两阶的Granger因果性检验结果表明：检验接受工业化不是信息化Granger原因的假设，但概率仅为0.06652，若在10%的置信区间下则工业化是信息化的Granger原因，信息化也是工业化的Granger原因，表明工业化与信息化互为影响，信息化与工业化高度融合。检验工业化不是金融发展的Granger原因的假设，也接受金融发展不是工业化Granger原因的假设，但10%置信区间下金融发展是工业化Granger原因，金融发展能为实体经济的发展提供金融支持，优化资源配置。但信息化与金融发展相互不是对方的Granger原因，因果关系不明显，可能和数据样本的选择有关。
（四）VAR模型估计
通过前面的ADF检验和Johansen协整检验，本文认为******族自治区的工业化、信息化与金融发展之间存在长期的均衡关系。就此构建VAR模型，对***地区的工业化、信息化与金融发展时间序列的关系进行估计。通过LR、FPE、AIC、SC和HQ准则选择VAR模型的滞后阶数为1，在一阶差分下***工业化、信息化与金融发展指标时间序列下平稳，通过估计得到VAR模型如下：
从VAR模型的估计结果来看，工业化指标受到滞后一阶的工业化指标影响明显，受滞后一阶的金融发展和信息化指标影响不明显；信息化指标受到滞后一阶的工业化和信息化指标影响明显，受滞后一阶的金融发展指标影响不明显；金融发展指标受到滞后一阶金融发展和工业化指标影响显著，受滞后一阶的信息化指标不明显，与前面Granger因果分析基本一致。
（五）脉冲响应函数分析
对VAR模型进行检验，发现全部根的倒数值都在圆内，VAR模型稳定，可以进行脉冲响应函数分析。横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度，得出脉冲响应分析的合成***。左***中，工业化指标对于自身的响应最大，后一直下降，对信息化指标的响应先上升后下降但作用一直为正向的，对金融发展指标的响应起先为负向的，后转负为正。中***信息化指标对自身响应最大，随时间推移不断趋向于零，对工业化指标的响应先上升后下降，先负向后正向，对金融发展指标的响应趋势相反。右***中，金融发展指标对自身、工业化指标、信息化指标响应的程度与趋势基本与中***信息化指标对自身、工业化、金融发展的响应保持一致。
（六）方差分解分析
对所建立的VAR模型进行方差分解分析，考察变量扰动项对变量变动的贡献度。***2中横轴代表滞后期数，中轴代表贡献率。左边的***中，LNInd的方差在1990年工业化指标贡献率为87.6%，之后不断下降，2012年为60.6%；LNFin的贡献率从1990年的12.4%下降为2012年的6.8%；LNInf的贡献率从无到有一直上升到32.5%。中***LNInf的方差分解中信息化指标的贡献率一职保持在90%以上，但一直呈下降趋势，LNFin、LNInd贡献率虽小但却上升趋势明显，保持在较低水平。右***中，1990年LNFin的方差贡献率全部来自于LNFin，后一直下降到92%，LNInd、LNInf上涨缓慢，影响不大。
四、结论与建议
本文利用VAR模型对西北民族地区***地区1990―2012年工业化、信息化与金融发展的内在关系进行研究，并进行ADF检验、Johansen协整检验、Granger因果性检验，同时根据VAR模型估计结果进行脉冲响应函数分析和方差分解分析，得出如下结论：
1.通过平稳性与协整检验发现，***工业化、信息化与金融发展指标之间是平稳性时间序列，并长期保持均衡状态。通过Granger因果性检验发现，工业化与信息化是高度融合的过程，是新型工业化不可或缺的部分。金融发展对实体经济尤其是工业的发展具有很强的推动力。金融发展对信息化的作用、信息化和工业化对金融发展的作用均不明显。
2.通过对VAR模型估计结果的脉冲响应函数分析发现，随着时间的推移，信息化与金融发展对工业化都有正效应；金融发展对信息化具有正效应，随着信息化的推进，对金融化为负效用。
3.通过对VAR模型估计结果的方差分解分析发现，随着工业化的推进，信息化对工业化的作用越来越明显；工业化、信息化对金融发展的贡献率都有弱微增长，但在低水平处徘徊；工业化对信息化的推动作用在显著增强。
通过建立向量自相关模型，并进行相关检验，通过实证分析得出***地区工业化、信息化与金融发展的内在关系。为进一步推动***民族地区经济社会发展，更好更快推进社会主义现代化事业，提出以下***策建议：
1.坚持以信息化带动工业化和以工业化促进信息化，推动产业结构优化升级。二者存在长期稳定的均衡关系，互为因果，工业化是信息化的前提和基础，信息化是工业化的延伸和增长引擎。必须要在继续推动工业化的同时，发挥后发优势，着力推进信息化，实现经济社会的跨越式发展。
2.推进金融深化和市场化发展，促进工业专业化进程，为实体经济的发展积累资金和优化资源配置，深化金融服务功能，坚持市场配置金融资源的改革导向，加强创新与监管，加强化解金融风险的意识与能力。
参考文献：
[1]姜爱林.论工业化与信息化的关系[J].上海经济研究，2002（7）：36-41
[2]吴敬琏.中国应该走一条什么样的工业化道路[J].管理世界，2006（8）：1-7
[3]俞立平，潘云涛，武夷山.工业化与信息化互动关系的实证研究[J].中国软科学，2009（1）：34-40
[4]谢康，肖静华等.中国工业化与信息化融合质量：理论与实证[J].经济研究，2012（1）：4-16
金融稳定工作经验总结第5篇
摘要：2008年金融危机后，巴塞尔银行委员会（BCBS）提出逆周期宏观审慎监管框架的构建思路，用以防范由金融体系顺周期行为而造成的系统性风险。本文从我国中央银行构建宏观审慎管理框架的必要性及可行性出发，采用面板模型及主成分分析方法实证研究了货币***策的风险承担途径及货币***策变动对银行经营稳健性的影响，进而提出了相关建议。
关键词：宏观审慎监管；货币***策；银行经营稳健性
2008年金融危机的爆发刺激了巴塞尔委员会加快金融机构系统性风险防范的研究，2010年BaselⅢ和《各国监管当局实施逆周期资本缓冲指引》公布，为各国监管机构制定本国逆周期资本缓冲框架提供了借鉴。逆周期宏观审慎监管的提出对银行经营行为及发展规划具有重大影响，对维护金融稳定具有很强的现实意义。
一、宏观审慎监管理论基础及国内外实践经验
（一）宏观审慎监管目标及工具
通过文献梳理，本文将宏观审慎监管目标概括为一个多层次概念，包括最终目标、直接目标和操作目标。最终目标指维护金融稳定。直接目标是防范系统性金融风险，缓解金融周期波动，避免金融失衡。操作目标从截面维度分析，是处理金融机构间共有且相关的风险，防止风险在系统内的传播；从时间维度分析，即为克服顺周期性问题，提升金融机构对实体经济衰退以及其他负面冲击的恢复能力。巴塞尔监管委员会将宏观审慎监管工具归纳为以下五项：一是逆周期资本要求，规定金融机构在经济扩张期增加资本，以弥补经济衰退期对资本需求的增加。二是动态损失拨备制度，要求金融机构在经济扩张期增加拨备计提，以弥补经济衰退期的损失。三是资本防护缓冲，要求银行需要计提除法定资本充足率外，额外的资本防护缓冲资金，以减缓经济扩张期信贷的过度增长和吸收经济衰退期的不良资产。四是杠杆率控制，规定设置最低杠杆率，以防止在经济上行期银行盲目扩大信贷规模。五是流动性风险管理，规定银行流动性资产比例。
（二）国外实践经验借鉴
一是设立宏观审慎监管机构。英国明确英格兰银行为宏观审慎监管机构，欧盟由欧洲系统性风险委员会履行宏观审慎监管职能，美国宏观审慎监管机构由美联储担任。二是扩大宏观审慎监管范围。将对冲基金、私募股权基金等金融机构、场外金融衍生产品及信用评级机构纳入监管，提升信息透明度。三是提高金融监管标准。BaselⅢ提高一级资本充足率至6%，并要求系统重要性金融机构计提1%的附加资本；针对顺周期性问题，要求建立2.5%的资本留存缓冲及2.5%以内的逆周期资本缓冲。四是加强对金融消费者和投资者的保护。英国消费者保护和市场署以及美国消费者金融保护局的成立，均是为了增强金融市场信心，避免恐慌事件的发生。
二、构建我国逆周期宏观审慎监管机制的必要性和可行性
宏观审慎监管体现为两个维度：一是时间维度，即“熨平”经济周期的剧烈波动，抑制银行顺周期行为；二是截面维度，指限制银行间的风险传染。本文主要研究时间维度上的宏观审慎监管，即构建逆周期宏观审慎监管机制问题。
（一）必要性研究
1.实证检验。本文借鉴（冯科等，2012）对顺周期性检验采用的向量自回归和格兰杰检验方法，验证了我国国内生产总值与信贷规模之间存在长期稳定的双向因果关系。统计数据使用1998-2015年各项贷款余额（DEBT）和国内生产总值（GDP）季度数据，为避免异方差，对两个时间序列取其对数，数据来源于wind统计数据库。首先对两组数据序列进行平稳性检验，基于ADF单位根检验分析数据序列的平稳性，结果显示国内生产总值对数序列（LGDP）和信贷规模对数序列（LDEBT）为非平稳序列，但一阶差分后都是平稳序列，排除了存在“伪回归”的情况。基于赤池信息量准则（AIC），选择滞后阶数为5。协整检验结果显示，在5%的显著性水平下，LGDP与LDEBT存在唯一的协整关系，说明国内生产总值与信贷规模之间存在长期稳定关系。对国内生产总值和信贷规模对数两个序列进行格兰杰因果检验，结果显示，假设“不是LDEBT的Granger原因”和假设“LDEBT不是LGDP的Granger原因”都被拒绝，国内生产总值与信贷规模之间具有双向因果关系。
因信贷投放与经济增长存在长期稳定关系，故两个序列之间可以建立VAR模型。根据AR检验结果，所有单位根的模的倒数小于1，都位于单位圆内，模型是稳定的。在此情况下进行脉冲响应函数分析，研究国内生产总值与信贷规模之间的动态关系。结果显示，给定GDP一个正向标准差的冲击，对信贷的长期趋势是正向的，具体来讲，第1期负向冲击，从第2期开始冲击向正向扭转，至第4期（即下一年度）起冲击转为正向。给定信贷投放一个正向标准差的冲击，对GDP的冲击一直为正向，这一冲击具有显著作用和较长的持续效应。实证结果证明1998-2015年期间，我国金融系统存在顺周期效应①，逆周期宏观审慎监管具有必要性。
2.结果分析。1998年中央银行正式取消贷款限额管理，对信贷规模由指令性计划转为指导性规划，实现了货币***策调控从直接向间接转变，银行信贷的自主性和市场化程度加强，顺周期行为随经济的周期性波动愈加明显。一方面贷款投放对经济增长有较强的促进作用，另一方面，信贷同样受经济影响，长期趋势看冲击为正向。经济繁荣时期，银行风险认知能力下降、融资约束减弱，倾向信贷扩张；经济衰退时期，银行资产负债表过度收缩，促使金融危机进一步恶化，加大整个金融体系的损失程度。基于这种典型的顺周期特征，逆周期宏观审慎监管的必要性得到凸显。
（二）可行性研究
为缓解顺周期性，建立适当的逆周期调整机制是宏观审慎监管的重要组成部分，从理论上说，可以通过逆周期宏观审慎***策工具在经济上行期降低信贷增长，在经济下行期刺激信贷增长，来解决顺周期所引起的系统性风险。本文测算了我国现阶段银行业的资本缓冲缺口情况，并对代表性银行的逆周期资本缓冲计提的实践情况进行分析，目的是验证逆周期宏观审慎监管对缓解因银行顺周行为而发生金融动荡的可行性。
1.测算方法。根据巴塞尔委员会公布的《各国监管当局实施逆周期资本缓冲指引》，本文选取季度信贷规模（DEBT）与季度国内生产总值（GDP）比值测算我国不同时期应计提的逆周期资本缓冲程度，测算方法如下：①计算比值时间序列（DG）：DG=DEBT/GDP②对序列进行H-P滤波分析，生成H-P滤波趋势值（HP）：即，求出min∑Tt=1|（DGt-DGTt）2+λ［c（L）DGTt］2|的解③计算偏离度（PL）：PL=DG-HP④根据《各国监管当局实施逆周期资本缓冲指引》，将偏离度转换为逆周期资本缓冲：当（PL）<2%时，不须计提逆周期资本缓冲；当2%≤（PL）<10%时，偏离度每上升1%，计提比例须上升0.3125%，不足1%的按照1%计算；当（PL）≥10%时，按2.5%计提。数据采用1997-2015年各项贷款余额和国内生产总值季度数据，其中，国内生产总值采用季度年化数据，即4个季度数据的移动加总，如2015年三季度的国内生产总值为2014年第四季度、2015年第一季度、2015年第二季度以及2015年第三季度国内生产总值总额。
2.测算结果。信贷规模与GDP比值从1997年的89.60%上升至2015年的138.84%，增速较快，出现4个典型阶段。第一阶段（1998：3-2000：1）：为缓解亚洲金融危机的冲击，我国自1998年起实施积极的财******策和稳健的货币***策，货币投放加快，信贷规模扩大，信贷规模与GDP比值超过其长期趋势。由于货币***策仍属稳健，该阶段整体偏离度不高，逆周期资本季度最高计提值为0.94%。第二阶段（2003：1-2005：1）：经济发展速度加快，固定资产投资增幅较高，信贷投放量加大，加上外资流入，该阶段共8个季度需计提资本缓冲，2个季度偏离度接近10%，计提值达2.5%。第三阶段（2009：2-2010：4）：为缓解2008年经济危机的不利影响，我国实施积极的财******策和适度宽松的货币***策，4万亿项目投资，贷款增速较快。经测算，该阶段个别季度需计提1.88%的逆周期资本缓冲。第四阶段（2015：2-2015：4）：2015年以来，央行加大对市场流动性的补充，鼓励银行加大对实体经济的信贷投放，M2增长较快。但受经济下行影响，银行信贷投放态度较为谨慎，风控能力加强，因此，此阶段偏离度并不高，逆周期资本最高需计提0.94%。
3.实践分析。使用信贷规模与GDP比值衡量系统性风险累积，通过对偏离期计提逆周期资本缓冲以提升银行业抵御风险的能力具有可行性，这在我国金融实践中得到佐证。以中国工商银行为例②，2006年2季度至2015年4季度资本充足率从10.74%提高至14.75%，增势明显。以实际资本充足率与法定资本充足率间差额表示实际计提的资本缓冲程度，工商银行资本缓冲计提基本与我国银行业测算需提取的逆周期资本缓冲长期趋势相符。2008年2季度至2010年4季度，工行提取资本缓冲超4%的共8个季度，最高提取值为2008年4季度的5.06%，与银行业总体趋势的第三阶段基本相符。2014年4季度至今，工行处于提取资本缓冲较高的阶段，资本缓冲值超过2.5%。
三、宏观审慎监管与货币***策协调
宏观审慎监管作为对传统货币***策的补充，能够弥补货币***策在维护金融稳定方面的不足。货币***策的目标是价格稳定，而宏观审慎管理的目标是金融稳定。作为中央银行，需要同时履行货币***策制定和宏观审慎监管两方面职能，二者若能有机结合，特别是货币***策在宏观审慎框架下的作用将金融稳定目标融入货币***策框架，具有重要意义。基于银行作为宏观金融中的个体，其稳健经营是实现金融稳定的重要部分，本文构建了银行稳健性指标，并进一步研究货币***策的变化对银行稳健型经营的冲击。
（一）银行稳健性指标（BSA）构建
本文使用主成分分析法（PCA）构建银行稳健性指标，研究货币***策对银行稳健经营的冲击。基于IMF推行的金融部门评估规划项目，考虑我国银行业相关指标的可获取性，从资本充足性（Q1）、资产质量（Q2）、盈利能力（Q3）、流动性（Q4）四个方面③构建BSA（见表2）。使用SPSS软件，样本范围涵盖16家上市银行2013-2015年的年度数据，结果显示KMO=0.624，Bartlett检验Sig.=0.000<0.05，因此釆用主成分分析法对指标降维和因子分析处理具有合理性。根据因子分析结果，计算14家上市银行④2006-2015年的BSA指标。五大国有商业银行稳健性经营整体呈现缓释“倒U型”趋势，受我国经济宏观影响作用较强，2006-2012年BSA指标呈上升态势，但在2012年之后BSA略有下降。股份制商业银行稳健性整体趋势呈“缓慢上升-略有下降-趋于平稳”态势。2011年股份制商业银行BSA指标开始下降，后趋于平稳，2011年之后最低值仍高于30，比五大行略高，说明股份制商业银行在经济下行阶段谨慎性更强。两家城市商业银行稳健性趋势呈缓慢上升态势，因城商行的本质属性使其更重视本区域的经济发展形势，注重经营管理的稳健性，因此，经营一直呈现较为稳健的状态。
（二）货币***策变化对银行稳健性的冲击
货币***策可分为数量型和价格型两种，由于长期以来我国利率市场化水平不高，价格型对比国外发达国家，货币***策调控尚处于起步阶段。因此，本文使用数量型货币***策，选用法定存款准备金率的调整，验证货币***策调控对银行稳健性经营的冲击。1998-2015年，中央银行调整法定存款准备金率总计46次，其中2010-2015年多达19次。基于计算得出的14家上市银行的BSA指数，本文通过构建面板向量自回归模型（PVAR）的脉冲响应实证检验货币***策的频繁调整对银行稳健经营的影响，度量货币***策对银行稳健性的冲击。为防止变量间的虚假回归，先对自回归向量中各序列的平稳性进行检验，采用LLC检验序列的平稳性。结果显示，两个变量均拒绝“存在单位根”的原假设，由此可以判断各序列是平稳序列，满足进一步分析的要求。基于赤池信息量准则（AIC）对PVAR模型的滞后阶数进行设定，PVAR模型的最优滞后阶数为4阶。本文通过给予货币***策变量一个标准差的冲击，使用蒙特卡洛模拟了100次得到脉冲响应函数***。横轴代表冲击反应的响应期数，纵轴表示内生变量对于冲击的响应程度。结果显示，给予存款准备金一个正向冲击，BSA在前3期呈向下的趋势波动，后逐渐上升趋于平缓，说明货币***策的调整影响银行稳健性经营，宽松的货币***策可提升银行稳健性指标，从紧的货币***策促使银行稳健性指数下降，但货币***策对银行稳健性经营的刺激作用时间较短。
四、结论及建议
（一）合理确定逆周期资本缓冲规模，准确把握缓冲时机
本文利用信贷规模与GDP的比值测算资本缓冲规模，用实证检验和代表性银行的实践证明了逆周期宏观审慎监管的可行性。值得注意的是，这种方法具有一定滞后性，且资本缓冲规模的计算指标并不唯一，本文只是作为监管机构构建逆周期宏观审慎监管机制的参考。实际运用中，银行应基于这一指标，引入更多数据和方法，系统有效地进行整合;同时提高预判能力，当系统性潜在风险增多时，及时采取相应的逆周期宏观审慎工具，准确把握提取资本缓冲的时机。
（二）确立中央银行在宏观审慎框架中的核心地位，引导商业银行稳健经营
基于货币***策在宏观调控中的核心地位及央行的职能作用，央行具备掌握系统性风险和管理流动性的优势，能够对金融体系平稳运行负责，应作为宏观审慎监管机制的核心，引导商业银行加快推进转型升级，逐步提高经营质量和盈利能力，实现稳健经营。商业银行应大力发展优质客户群体，不断推进信贷结构优化升级，积极发展中间业务和新型金融市场，加快盈利模式转型，扭转存贷差为主导的收入格局。
（三）加强与货币***策的有机结合，提高宏观审慎监管前瞻性
一方面，基于前文研究结论，货币***策对银行稳健经营会起到冲击作用，进而影响金融系统稳定；另一方面，宏观审慎监管作为经济冲击吸收器，可以通过影响金融部门的稳健性来直接影响货币***策传导机制，强化货币***策的影响和有效性。因此，要把货币信贷和流动性管理的总量调节相结合，在宏观审慎监管框架下制定货币***策，提高***策前瞻性。
（四）强化宏观审慎监管的动态化和差别化，建立功能完善、运行有效的监管体系
货币***策的银行风险承担传导渠道针对不同规模的银行具有异质性特征，宏观审慎监管应实行动态化和差别化管理。考虑到杠杆率（自有资本率）能够作为除资本充足率以外的第二大风控指标和宏观审慎监管工具，建议设立以杠杆率为核心、更加灵活可控的动态监管机制，随经济周期的变化调整监管要求，以防范银行过度承担风险的行为，确保金融体系和宏观经济的长期稳定。
参考文献：
金融稳定工作经验总结第6篇
本文首先从货币***策中介目标、其传导机制和社会融资规模内涵发掘出发，具体阐述了社会融资规模的界定、统计原则和口径。其次，对社会融资规模作为货币***策中介目标的可行性进行了理论分析，认为理论上来说社会融资规模具有满足作为货币***策中介目标的条件。再次，基于2002～2014年的季度数据进行计量实证分析，利用相关性检验、Johansen协整检验、Granger因果关系检验等方法研究社会融资规模作为货币***策中介目标的可控性，社会融资规模与GDP、CPI等主要宏观经济指标的动态关系和相互作用。最后，结果表明社会融资规模具有更好的可控性，其总量与经济增长、币值稳定的动态关系更紧密，适合作为货币***策中介目标。
关键词：
融资；货币；中介目标；实证分析
前我国金融体系存在一定程度的金融抑制，已不能满足经济社会快速发展的需要。传统金融服务的发展滞后于经济发展的矛盾现状催生了具有中国特色的社会融资规模的快速发展。直接融资在社会总融资中占比越来越大，大量金融创新正改变着社会融资的总量和结构构成，这种情况一方面对经济的发展产生了促进作用；另一方面，却严重削弱了货币***策的执行效果。
1概述
1.1社会融资规模的界定社会融资规模是指在一定时期内(每月、每季或每年)实体经济从金融体系获得的全部资金总额。相比于传统的货币***策中间指标，社会融资规模不仅关注通过传统银行提供的信贷同时也关注非银行机构产生的大量直接融资。社会融资规模概念的提出是我国经济发展过程中的又一重要创新，能更加全面的反映经济发展的实际状况，与实体经济的发展具有高度相关性，将成为未来货币***策制定过程中的一个重要参考指标。简单地说，融资结构是对企业的资金来源的描述，具体是对构成资金，以及该资金占企业资金比例的描述[1]。要探讨社会融资规模和货币***策的关系，首先要对社会融资规模的构成进行探讨，不同的融资渠道对经济的影响是不同的，同样融资渠道在不同阶段对经济的影响也不相同。一般认为，社会融资规模的构成从金融机构来说，包括银行、证券公司、保险等；从金融市场来看[2]，包括债券、信贷、股票、保险，以及其他影子银行系统或者中间业务等；为了使本文的统计数据，分析准确、真实和有说服力，本文采用中国人民银行关于社会融资规模的统计构成，社会融资规模包括RMB贷款、外币贷款(折合人民币)、委托贷款、信托贷款、未贴现银行承兑汇票、企业债券和非金融企业境内股票融资。
1.2统计原则和口径将社会融资规模作为货币***策中介目标分析时，其统计计算指标直接影响着其数据是否可以用以实证分析，以及实证分析结果是否支持作为货币***策中介目标。现有的文献研究认为，社会融资规模统计需要遵循四个方面的原则。(1)居民原则社会融资规模统计中需要确定国内实体经济部门和国外资本构成；按照居民原则，凡是国内资金借出和贷入的单位都属于我国的居民。而外债、外资投入的单位等不属于我国居民，这些资金构成也不纳入我国社会融资规模的统计数据中[3]。(2)金融原则按照一般统计，资金贷入所在的部门就是国家实体经济部门，所有数据应该纳入国内金融统计数据，而国债数据不应该纳入社会融资规模。(3)合并原则各金融部门、市场间进行资金流动中会出现重复计算和统计的情况，这就需要合并处理。(4)增量统计和计值原则社会融资规模的各统计指标产生的数据应该是一段时间内融资增加额，统计数据应来自于国家***府统计单位的发行价、账面价进行计值(本文的社会融资规模数据来源于中国人民银行、保监会、***等)。
2社会融资规模作为货币***策中介目标的可控性分析
可控性是通过调节某一经济变量或者经济指标，能够使目标达到预定水平。社会融资规模作为货币***策中介目标的可控性分析，是对社会融资规模进行可控性检验，研究社会融资规模是否与货币***策中介之间存在协整关系；相关文献中认为社会融资规模作为货币***策中介目标的可控性分析是指能够通过货币***策的调节来对社会融资规模进行调控；因为自1998年以来，我国已经实行了对信贷规模和市场的市场化管理，***府已经不能直接影响和调控社会融资规模，只能通过对信贷市场和其他金融市场的管理来间接影响社会融资规模。在当前我国社会融资规模总量的统计中，国内的各项贷款是各类金融机构提供的本外币贷款，人民银行可以通过变动贷款利率和存贷款利差实现调控，而存贷款利差可以影响实体经济部门的可贷款量，因为，如果存贷款利差较小，各类银行就可以实施加大资金储备、减少贷款总量的战略；反之就会提高可供贷款总量。社会融资规模总量中的委托贷款多由金融机构控制，资金来源于各种单位或者个人的委托人提供的贷款资金，和前面的中外币贷款一样受存贷款利差的影响；信托贷款的资金来源于信托机构，而信托机构储备资金和发放贷款的总量也受存贷款利差影响；因此，可以认为社会融资规模总量中的各个贷款指标是具有可控性的。
社会融资规模总量中的银行承兑汇票是银行机构为企业提供的承兑汇票去除银行贴现后的经济指标，一般银行通过调控承兑汇票数量和对企业进行承兑来控制该指标的变化。社会融资规模总量中的企业债券是国家非金融机构发型的各类债券，根据我国的《企业债券管理条例》规定，债券的发行要接受国家***的审批，并受人民银行和证监会的控制，因此该数据也是可控的。非金融企业境内股票融资多通过金融市场来实现，而股票的整个流程都是由证监会来进行监督和控制的；同时该经济指标也受国家存贷款利差的影响，利差增大则货币贷款***策从紧，金融机构收缩贷款总量，从而影响企业融资结构，并在股票市场上增加融资保证企业正常运转。由此可见，社会融资规模中的各项组成均会受到人民银行货币***策相关工具的直接影响，其中，各类贷款受银行监委会监管；债券和融资受证券会监管；保证了社会融资规模总量具有良好的可控性。
3社会融资规模作为货币***策目标的相关性分析
3.1变量选取和模型构建为了便于研究和分析，这里首先假设社会融资规模可以作为货币***策中介目标的可控性，人民银行可以通过货币***策的调整来影响社会融资规模总量。货币***策的相关指标选取基础货币的投入量来反映，即选取GDP和CPI作为衡量指标；社会融资规模选择社会融资规模总量作为统计数据，即季度数据TSF1，将该数据进行季度加和并取平均值得到TSF2即为社会融资规模总量的季度数据[4]。在实际的数据获取中由于数据受季节影响较大，这里对数据进行CensusX12方法进行数据处理，处理工具使用Eviews，这样就去掉了季节因素。
3.2相关性分析本文利用2002～2014年的季度分别与社会消费品零售总额、CPI、工业增加值以及城镇固定资产投资、GDP进行相关性分析，如表1所示。如表1所示，社会融资规模总量与国家的主要经济指标的相关性都比较高；结合人民银行统计司曾经进行的社会融资规模总量2002～2014年季度数据与上述经济指标的统计分析，作为货币***策的中介目标，社会融资规模总量比其他的新增RMB贷款等因素都更具有相关性。为了进一步说明社会融资规模总量作为货币***策的中介目标。
3.3ADF平稳性检验其他相关研究在进行变量的时间序列研究中多假设经济数据是平稳的，但是从近些年的经济指标来看，数据的时间序列并不都具有平稳的特征，为了防止不平稳数据产生的伪回归分析，本文首先采用ADF检验方法对相关的数据指标进行平稳性检验[5]。相关的检验结果如表2所示。通过表2可以看出，所有的指标都是水平非平稳，但是通过一阶差分后的整体趋势是平稳的，且置信度都能满足平稳性检验，可以将变量放在VAR模型下进行分析。
3.4协整检验协整检验是对上面变量指标之间长期稳定关系的检验，存在协整关系即本文的社会融资规模总量和CPI\GDP间存在长期稳定的比例关系；本文选用乔汉森检验对变量进行分析，选取的滞后阶数为2，对LCPIsa和LTSF1sa、LGDPsa和LTSF2sa之间的协整关系进行检验，相关的数据表明检验下变量存在1对协整关系，且数据满足0.05显著性水平；最大特征跟检验下变量间只存在1对协整关系，且数据满足0.05显著性水平；那么可以得到社会融资总量与CPI以及社会融资规模总量与GDP之间都存在长期稳定的关系。为了对两个变量之间的协整关系进行验证，这里采用格兰杰检验的方法，分析短期情况下LCPIsa和LTSF1sa、LGDPsa和LTSF2sa之间是否依旧保持稳定和均衡。同理可以说明社会融资规模总量和GDP经济增长指标之间的相关程度，社会融资规模总量可以作为货币***策中介目标。
3.5格兰杰因果检验为了对上述指标进行因果关系的定量分析，需要进行格兰杰因果检验。如表3所示。由表3可以得到，LCPIsa不是LTSF1sa的Granger原因被接受，也就是说CPI的波动不能引起社会融资规模总量的变化；反之，社会融资规模总量可以影响居民消费价格的变动；同理可以对LGDPsa和LTSF2sa进行检验，检验结果表明GDP对社会融资规模总量有一定的影响，而社会融资规模总量变动可以引起GDP的变动，从而说明社会融资规模总量作为货币***策的中介目标相关性和可控性较高。
4实证分析结论
本文通过实证研究，从理论上来说社会融资规模具有满足作为货币***策中介目标的条件。也进一步说明了社会融资规模总量在金融市场中是一个流量的变化，其融资渠道和工具是多元化的，它能够从多方面对货币***策进行适度的调节，同时也可以受到人民银行、证监会等相关部门的监控和调控，作为货币***策的中介目标具有高度的可控性。通过相关性分析，可以知道分别与社会消费品零售总额、CPI、工业增加值以及城镇固定资产投资、GDP进行相关系数都比较高，从而保证了其与宏观经济指标的较好相关。后面的各种检验和分析表明社会融资规模总量与经济增长、币值稳定的动态关系更紧密，适合作为货币***策中介目标。
参考文献
[1]Shurtleff,W.andAoyagi,A.:ASpecialReportonHistoryofSoybeansandSoyFoodsinChinaandaroundtheWorld.
[2]Coelli,T.J.;Rao,D.S.P.;O’Donnell,C.J.andBattese,G.E.:AnIntroductiontoEfficiencyandProductivityAnalysis,2ndedition,USA:SpringerPublishers,2005.
[3]吕浩荣.社会融资总量作为货币***策中介目标选择研究[D].天津:天津财经大学,2013.
[4]齐莹.社会融资总量作为货币***策中介目标的可行性研究[D].上海:上海交通大学,2012.
金融稳定工作经验总结第7篇
上海作为中国的金融中心，金融程度在不断深化，规模日益扩大，机制逐步健全，在很大程度上促进了上海产业结构的优化。受金融危机的影响，上海的经济增长也遭遇了一定的瓶颈，经济增长率急剧下降，产业结构亟待调整和优化。因而，通过研究区域金融发展，在明晰其对产业结构优化的内在传导机制和作用机理后，运用区域金融发展来调控和指导产业结构的调整与优化，为经济持续稳定健康发展提供充足的动力，就具有重要的现实意义。
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***（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。***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］。***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。
（二）对策建议
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