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金融的发展范文1
(一)变量选取说明以及数据来源1、指标选择考虑到相关统计数据资料的可获得性,并借鉴国内学者研究文献的已有研究成果,农村金融发展水平指标包括农村金融规模指标和农村金融支农程度指标。农村金融的规模通过河北省农村信用社贷款余额占金融机构各项贷款余额的比重(x1)及农村信用社存款余额占金融机构各项存款余额的比重(x2)来衡量。农村金融支农程度通过河北省农村信用社农业贷款余额占金融机构各项贷款余额的比重(x3)和农村信用社乡镇企业贷款余额占金融机构各项贷款余额的比重(x4)来衡量;根据论文分析需要,鉴于环比增长率数据时效性强,可以真实反映当年变动情况的特点,本文选取指标农民人均纯收入环比增长率(x0)来反映河北省农村居民的收入水平变动。2、数据来源河北省农村金融机构各项存款余额和金融机构各项贷款余额历年数据来自于《河北经济年鉴》和《河北农村经济年鉴》;河北省乡镇企业贷款余额历年数据来源于《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》和《中国农村金融统计年鉴》;河北省农村居民人均纯收入历年数据来自于《河北农村经济年鉴》,数据区间为2003-2011年。(二)方法说明灰色关联分析以现有的信息为前提,以参考序列和比较序列之间的距离为基础,根据序列曲线几何形状的相似程度来对需要研究的比较序列进行分析,判断参考序列和比较序列之间联系是否紧密,从距离中找出各序列的差异性和接近性,确定比较序列对参考系列的贡献测度。由于灰色关联分析具有动态性、系统性、联系性的优良特点,所以该方法已广泛应用于社会科学分支的各个领域,在研究解决系统分析、结构优化、项目决策等方面是一种非常有效的方法。灰色关联分析的基本步骤如下:(1)选择参考数列和比较数列;参考数列记为x00(t)={x00(1),x00(2),……x00(k)},比较序列记为x0i(t)={x0i(1),x0i(2),……x0i(k)};(2)建立比较序列后,对数据进行无量纲化和初值化处理;经数据变换后的参考序列为x10(t)={x10(1),x10(2),……x10(k)},比较序列为x1i(t)={x1i(1),x1i(2),……x1i(k)};(3)计算比较数列与参考数列的绝对差值;计算公式i=(三)灰色关联度计算本文力图通过灰色关联方法来客观分析河北省农村金融发展具体细分指标与农村居民人均纯收入增长率的关联程度大小,以便客观了解河北农村金融发展在促进农民收入增加方面所发挥的积极作用,具体计算方法和步骤如下:2、计算各比较数列与参考数列在对应时刻的绝对值差值,同时从绝对值差值序列中找出最大值和最小值,通过计算可以看出:在01中,min=0,max=0.10;在02中,min=0,max=0.33;在03中,min=0,max=0.49;在04中,min=0,max=4.21;4、最后根据以上计算出来的关联系数,进行汇总平均计算,得到河北省农村金融具体发展指标与农民人均纯收入的关联度及排名,
实证分析
分析表明河北省农村金融部门所吸收的存款是否用于发放乡镇企业贷款以及农业贷款发放比例的大小是影响河北省农村居民人均纯收入增加的重要因素,一方面,农村农信社增加对乡镇企业发放贷款后,乡镇企业会扩大规模进行投资生产建设,积极吸收农村富余劳动力,提高农民的工资性收入水平,进而增加农民的人均纯收入;另一方面,农村信用社增加农业贷款规模和水平,极大地满足农民用于农业生产生活的资金需求,降低了信贷资金使用的交易成本,缓解了改革之前农村信用社信贷资金大量流入城市的不利局面,间接的提高了农民的人均纯收入水平;河北省农村信用社各项存款余额所占比重与农民人均纯收入水平的关联程度较低,说明随着金融领域改革的深入推进,城市大型金融机构显现出来的服务高效、产品多样、功能完善、结算便利的诸多优点,已经开始大量吸收农民群体的闲散资金存款,进而很大程度影响了农村信用社吸收农户资金的规模水平;河北省农村信用社各项贷款余额所占比重与农村居民人均纯收入关联程度最低,说明农村信用社对于关系农民切身利益的直接贷款规模总体水平严重不足,信贷资金转化为用于农村经济社会发展和改善人民生活生产的有效投资仍然十分有限,以至于严重制约了河北省农村居民人均纯收入的较快增长。
金融的发展范文2
关键词：金融发展；经济增长；内生经济增长
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1003―3890(2009)03―0009―04
金融发展已成为当今国际社会衡量一国(或地区)经济发展速度和社会文明进步程度的重要指标之一。经济学家关于金融发展与经济增长的研究最早可以追溯到19世纪的古典经济学家Bagehot(1873)，他注意到了金融中介在经济运行中的重要作用。King和Levine(1993)使用80个国家1960-1989年的数据进行实证研究，结果发现高水平的金融发展与更快的经济增长、物质资本积累、经济效率提高总是高度相关的。Fry(1988)在研究麦金农和肖的金融发展模型的基础，运用发展中国家的资料证明金融发展是经济增长的动力。Levine(1997)指出一个完善的金融体系具有降低风险、有效配置资源、动员储蓄、便利交易等功能，这些功能又分别通过影响资本形成和技术创新来促进经济增长。
借鉴国外的相关研究成果，国内一些学者也对我国金融发展与经济增长关系进行了分析，比较有代表性的是：路磊(1998)对中国金融发展与经济发展的实证分析得出结论：金融资产与国民生产总值高度相关，随着金融资产规模的增加，国民生产总值也在不断增加，并且两者在时间上呈现平行上升的趋势。谈儒勇(1999)通过对中国金融中介发展、中国股票市场发展的实证研究后得出的结论是：在中国金融中介发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系，在中国股票市场发展和经济增长之间有不显著的负相关关系。冯军(2002)运用中国1978-1999年数据，分析了中国货币、实际利率与经济增长的相关关系，并结合Gmager因果关系检验，得出中国更多地表现为经济增长带动金融发展的结论。
对于中国不同地区的金融发展状况，已有一些学者进行了一些探索性的研究。周立、王子明(2002)对中国各地区1978-2000年金融发展与经济增长关系的实证研究表明：金融发展与经济增长密切相关，金融发展差距可以部分解释中国各地区经济增长差距。陈先勇(2005)对中国区域金融发展与经济增长之间的关系以及中国经济金融的不平衡发展现状进行了分析，提出金融支持系统改革与发展的思路和对策。
改革开放特别是国家实施西部大开发战略以来，四川省的经济和金融都得到了快速发展，且成都在历史上就是四川钱庄、银行聚集地之一。鉴于金融发展对不同区域增长存在差异性，本文拟分析四川省金融发展与经济发展之间的关系，从而更好地为四川省经济实现跨越式发展提供金融支持环境。
一、金融发展对经济增长的内在机制及变量选择
本文借鉴Marco Pagano(1993)模型构造AK内生经济增长模型，认为金融发展主要是通过提高资本的社会边际产出、提高储蓄向投资转化的效率、提高金融中介影响私人储蓄率这三种途径来影响经济增长。即：
g=A(φs)-δ (1)
其中g代表经济增长率，A代表资本的社会边际产出，φ代表储蓄转化为投资的比例，s表示为私人的储蓄率，δ代表为折旧率。以等数的形式，将方程(1)重新整理如下：
g=A+Inφ+Ins (2)
方程(2)中表示3个主要机制的集合，通过这些机制的作用，金融市场可以引致内生经济增长。本文将选取一定的变量来代替上式中三个机制的行为特性。由众多文献可知，A的行为直接受资本产值率的影响，由此，本文将用四川省全社会固定资产投资占国内生产总值(K／Y)的比重来表示。φ的行为(也可认为是金融发展效率的指标)则用贷款余额与存款余额之比来表示。s(私人储蓄率)则用城乡居民储蓄存款余额占存款余额的比重来表示，一般来说，高储蓄率会产生高投资率，高投资率能推动经济增长，但也有学者认为是经济增长率决定储蓄率，而不是储蓄率决定增长率(Rodrick，2000)。
在金融发展与经济增长关系的实证研究中一般用GDP或用人均GDP来测量经济的增长。Heston(1994)指出，人均GDP数据易比总GDP数据出现更少的错误，因为一些影响GDP水平的估计错误也影响对人口的估计，这样错误可以被抵消。基于此理由，本文用人均GDP来衡量四川省经济增长(g)。则本文可建立如下回归方程：
g=a0+a1In(K／Y)+a2Inφ+a3Ins (3)
在分析金融发展对经济增长的指标中，一般要引入Goldsmith(1969)提出的金融相关率来反映金融发展规模。金融发展水平提高的一个主要表现为金融资产规模相对于国民财富的扩展，通常采用戈氏指标，即金融相关率(FIR)来衡量，其基本计算公式为：FIR=金融资产总值／GDP，以衡量一国的经济金融化程度。由于我国目前在地区层面上缺乏金融资产总值的统计数据，无法直接使用戈氏指标，而只能利用存贷款的数据作为金融发展程度的一个窄的衡量指标(周立、王子明，2002)，本文也借鉴这一指标设计方法，即：FIR=存贷款之和／GDP。
故方程(3)进一步变为：
g=a0+a1In(K／Y)+a2Inφ+a3Ins+a4InFIR+u (4)
二、四川省金融发展与经济增长关系的实证分析
(一)数据来源
鉴于数据的可得性及四川地处内陆的现状，本文选取1990～2007年的相关数据进行实证分析，为了减轻数据变动幅度，对有关变量取对数值(见表1)。本文所有的实证分析均借助于Eviews5.1软件完成。
由表1可以看出：四川省人均GDP逐年增长，自1990年以来经济增长率一直在10％左右，保持着较高的经济增长速度。随着经济的增长，金融发展规模(FIR)持续上升，由1990年的1.091增加到2007年的2.207，这说明在四川省经济增长过程中，金融上层结构的增长比国内生产总值的增长更加迅速，金融资产规模超过经济基础结构的规模。储蓄转向投资(φ)指标从1990年的(1.296)到2007年回归到理性适宜值(0.658)，说明金融中介效率不断提高。私人储
蓄率(s)基本上呈逐年下降趋势，但比重一直在50％以上，这反映出居民投资渠道的匮乏和消费意愿的低下，说明金融市场尚不完善，居民消费尚待启动。
(二)实证检验及结果
1 变量的单位根检验。根据计量经济学理论，在利用普通最小二乘法(OLS)等传统方法对计量经济模型进行估计时，如果时间序列为非平稳序列，则容易产生伪回归，从而使模型不能真实地反映解释变量和被解释变量的关系。因此，为了防止出现伪回归，首先应对变量的时间序列进行平稳性检验。本文采用Dickey&Fuller(1974)提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验，检验结果如表2所示。
检验结果表明，并不是所有变量在5％的显著水平下都是平稳的，但是它们的一阶差分序列在5％的显著水平都是平稳的，即Ing,InA、Inφ、Ins、和InFIR都是一阶单整序列，这样就具备协整检验的必要条件。
2 协整关系检验。协整检验主要是用于考察非平稳变量间的长期关系。因此，在前述单位根检验结果证实变量都具有非平稳性后，本文采用协整检验方法来考察四川省金融发展与经济增长的长期相关性。根据Jonhansen检验可知，Ing、InA、In中、Ins和InFIR之间存在唯一的一个协整关系，根据方程(4)建立的协整方程如下：
Ing=11.229+2.295InA-0.272Inφ+2.048Ins+0.822InFIR (5)
(29.629)(9.178)(-0.909)(5.216)(3.207)
R2=0.973修正后的R2=0.964 F=117.555
可以看出，方程(5)的拟合度很高，且各变量都通过了t检验。全社会固定资产投资(即资本产值率)、私人储蓄率和金融发展规模分别以2.295、2.048和0.822的程度促进经济增长。而储蓄向投资的转向则对经济发展起负作用，可以看出目前四川省金融市场发展并不完善，缺少有效的投资渠道和投资手段。
3 Granger因果关系检验。协整检验结果只告诉了我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger(1969)提出的因果关系检验可以解决此类问题。根据AIC原则和sc原则并结合L.R.检验，确定各变量的滞后阶数为4，对各变量的因果检验如表3所示。
由表3可以看出，在滞后4阶和5％的显著水平下，经济增长都是金融发展规模(FIR)和私人储蓄率(s)提高的Granger。经济增长促进私人储蓄率提高的主要原因是因为经济增长使居民收入得以增加，一部分居民收入会在短时间内转化为银行存款等金融资产(孙力军，2008)。
三、结论与政策建议
(一)研究结论
1 在长期关系上，全社会固定资产投资(即资本产值率)、私人储蓄率和金融发展规模与四川省经济增长都是正相关。而储蓄向投资的转向则对经济发展起负作用，可以看出目前四川省金融市场发展并不完善，缺少有效的投资渠道和投资手段。金融资源配置效率仍有待提高，表现为个体及私营获得贷款的比重近年来虽有增加但未超过1％，金融贷款主要流向效率较低的国有经济。
2 Granger因果检验显示：经济增长都是金融发展规模(FIR)和私人储蓄率(s)提高的Granger原因。而全社会固定资产投资(资本的产值率A)是经济增长的Granger原因，这与四川省的实际情况也相似，因为近年来，特别是西部大开发以来，全社会固定资产投资不断呈增加趋势，带动了经济的增长。而储蓄转向于投资的比例(φ)与经济增长之间不存在Granger原因，也在一定程度上说明了四川省金融市场不发达，没有完善的投资渠道。
(二)政策建议
金融的发展范文3
内生增长理论为全要素生产率增长的源泉提供了理论框架，但在很大程度上，TFP增长决定因素的讨论仍处于一个相对复杂的范畴（Hulten，2001），这也就决定了经济发展水平与金融发展之间的关系存在着一定的复杂性，我们将在下文对相关指标的分析过程中就两研究对象之间相互关系的复杂性作出具体阐述。本文拟根据我国31个省市自治区在2001-2010年间的统计数据，采用数学建模的方式对经济发展水平与金融发展效率之间的关系进行量化分析，并希望通过这种探讨为我国宏观经济政策的区域化实施提供部分参考资料，以便于政策制定者及政策的区域实施者通过设定政策实施路径、选择政策微调工具等方式实现经济平稳增长、熨平区域发展不平衡的具体政策目标。为便于实际操作，我们将采用国家统计局公布的各年度公开数据完成全部计算。本文的结构安排如下：第一部分为引言部分，在第二部分将完成两变量的指标设计与样本计算过程，第三部分是模型建立与分析，第四部分则是一个简单的总结部分。
一、全要素生产率（TFP）及金融效率的指标说明及相关计算
（一）各省年度全要素生产率的计算
全要素生产率的估算有很多种计量方法，如索罗残差法、隐性变量法和潜在产出法等等，郭庆旺等（2005）曾讨论过各种方法的具体优劣⑤。为符合传统的实际商业周期定义，在本文中仍选择传统的索罗残差法计量TFP。参照中国统计年鉴，我们可以得到如下指标的年度数值，为保证数据的可计量性和可获取性，同时考虑到对计算结果的实证考察的经济性，我们选择了2001-2010年的十年数据完成该部分的计算。力资本增强型劳动力），为年度GDP，两组数据均来自各年度统计年鉴；将净投资对新增产量的贡献率设定为0.4，这是国内外研究学者针对我国生产函数的研究所得出的较一致的数据（彭国华，2007）⑥。采用该形式计算得出的TFP完全调整了物质资本存量的影响。
物质资本存量的计量采用永续盘存法，其中，Kt为全国t年末的物质资本存量，δt为当年经济折旧率，It为当年固定资本形成额。以张军、吴桂英和张吉鹏（2004）计算出的中国大陆31个省区市1998年末物资资本存量为基期物质资本存量，得出各年度各省物质资本存量。δ即永续盘存法中的“重置率”，在此，我们依据以年度各省内固定资产构成加权后分类折旧率累加得出这一指标；年度固定资产构成数据来源于各年度各省统计年鉴，分类折旧率则计为：建筑安装工程6.9%/年，设备工器具配置14.9%/年，其他费用12.1%/年。于是，可根据恒等式（1）计算得出各省在观测年度的平均TFP存量，在将2000年价格指数设定为基准值的条件下，计算结果如下表所示⑦。
（二）各省年度金融效率的计算
索罗增长模型显示在推动人均GDP增长的两个要素，物质资本存量和全要素生产率，仅就二者而言，参照近两百年国际经济史的基本研究，资本驱动型的增长是不可持续的。也就是说，在资本劳动比达到一定水平后，人均GDP增长会出现停滞（规模报酬递减规律）。物质资本存量的进一步积累可打破这一停滞，但经过一个时期后仍会在另一个人均GDP水平上出现新的停滞，即资本的边际产出递减规律。而这一可证伪假设也就使得我们在研究金融效率的相关指标之时，必须考虑到金融效率对于经济发展水平的全要素生产率产生促进经济发展的渠道是物质资本积累还是全要素生产率的提升。
早期国际上的一些研究认为，金融发展同时促资本积累和TFP的提升，从而推动经济增长。但近期以Benhabid等（2000）为代表的部分分析认为，并非所有的金融发展指标都具有上述双重效应，显示出TFP提升效应的那些金融发展度量指标并不一定与资本积累有联系；在上述研究基础上，采用计量方法，Calderon（2003）证明，金融发展指标具有显著的TFP提升效应，且这种提升效应在发展中国家更为明显；但仅仅采用规模（信贷或存款）作为发展的主要评价指标则与全要素生产率的提升在统计学意义上的联系微弱。同时应当对直接金融市场与间接金融市场对TFP影响进行考虑。银行中介发展与股票市场发展在促进TFP的提升方面的确存在差异，来自股票市场的经验研究发现（Levine等，1997），反映股市规模、波动性等的一系列指标并没有对全要素生产率的增长产生明显影响，而银行信贷配置效率的改进则对TFP增长具有显著性的积极影响，且间接金融市场中介的发展还能有效反映未来TFP的变动。
考虑到信贷存量（金融发展的规模指标）与物质资本存量之间的相关性，同时兼顾到金融发展水平的计算采用尽量简单的形式予以得出，我们采用如下形式的等式计算金融效率（FS），设定固定资产投资中银行贷款资金为IC、国家预算内资金为II有FS=IC/II这种设定方式不仅仅是考虑到以间接金融市场的效率反映金融发展对于实体经济各部门的实际生产意义（即每单位贷款对应或“创造”多少产出），更是考虑到我国发展中国家的基本国情。在间接金融市场的发展特征方面，我国同样处于“金融抑制”状态，银行信贷资源效率低下的根源在于，出于实现特定政治目标的需要，政府对信用分配的控制与约束；在这个意义上，中国金融发展即可定义为政府对于信用分配控制的逐渐放松。落后地区由于当地储蓄的实际不足或贷占存比例过低，从而对各级政府的支持、扶植政策往往有较大程度的依赖，一旦这种支持具有普遍性，则很大成分上以地方政府反复要求提升贷占存比例为标志的中央银行的非独立性、整体金融运营低效率。在极端情形下，各地区贷款占存款比率一般就会成为衡量中央政府信贷干预程度的指标，国有银行地方分支机构往往倾向于服从地方政府政策进行经营，而缺乏提高经营效率以及对贷款企业进行有效风险评估的内在动力。尽管与国际上主要经济体的银行业相比，中国银行体系的信贷配置仍处于比较低的水平，但毫无疑问的是，相对于以财政拨款为代表的政府扶植政策而言，银行贷款的所受到的约束程度更强、效率更高，因此我们认为“固定资产投资中银行贷款与国家预算内资金之比”能够充分反映中国金融发展的事实。于是，可根据上式得出各省金融效率。
二、模型的建立与相关分析
根据上文分析，我们准备基于2001-2010年全国31个省份的数据构建面板数据模型，进而以之解释金融发展效率与经济发展水平之间的相互关系。首先，我们对需要采用ADF单位根检验对变量的单整、协整关系进行基本分析。采用Eviews完成具体计量分析过程，通过分析结果可知，在99%的显著性水平下，无论是TFP还是FS的平衡面板数据均不具有明显的趋势，这样就使得我们有条件在对之不进行调整的情况下完成长期关系推定。两变量都是无单位变量，且采用ANOVA方法可知年度之间的数字特征并不存在本质区别，故而没有必要采用指数形式进行无量纲化。其次，为了判定两变量之间的或有因果关系，我们进行了格兰杰因果关系检验，检验结果如下所示：至少在95%的显著性水平上，可以否定“金融发展效率不是全要素生产率推进因子”的假设。同时，依据统计分析结果可知，分省分时段的全要素生产率并非同地区同时期金融发展效率的解释变量。基于上述分析，我们就FS对TFP的解释关系进行建模。这里的一个关键问题在于，应该选择何种面板数据模型对之进行分析。
就面板数据模型的类型而言，可供选择的方法至少包括：混合模型、个体固定效应模型、时点固定效应模型、随机效应模型和以GMM方法为代表性处理方法的面板数据动态模型等等，而涉及的方法也包括混合最小二乘估计、平均数最小二乘估计、离差变换最小二乘估计以及一阶差分最小二乘估计、可行GLS估计和上面已经提到的GMM法。根据上文已经完成的单整检验，我们选择混合模型，采用混合最小二乘估计方法（PooledOLS）对两变量之间的关系进行描述，这样就建立了如下模型：其中i∈｛1，31｝，t∈｛2001，2010｝，分别代表着面板数据的个体与时点。该模型中，FS的T统计量的P值低于0.0001；整体的F统计量约为56.47，其P值低于0.0001；两者之间的长期、混合地区模型在99.99%的显著性水平上得到建立。为便于下一步检验，我们将本次回归的残差定义为。
混合模型正确设定的基础是解释变量与误差项的互不相关，即Cov（e，fs）=0，且e实际上是一个均值为零的随机变量，则无论自由度变动，模型参数的混合最小二乘估计量都将是一致估计量。参照如下协方差矩阵可知，该混合模型的设定能够在95%的可能性下满足基本假设。上述模型反映了全要素生产率与金融发展水平的长期稳定关系，由于两变量均不存在趋势性（由单整检验可知），故而在其他条件不变的情况下，在短期，模型描述的关系仍是稳定的，故而没有必要再进行误差修正。但即便如此，我们仍应对针对模型变量的省际分类特征对其是否存在个体固定效应进行校验。参照常规检验方法，采用两变量的平均数进行普通最小二乘法（OLS）回归，可得到如下等式：等式自由度为31，在99%的可能性上具有显著的统计意义（i与t的值域如上），而解释变量（FS）的参数与FS的参数在数值上基本一致，误差项同样为服从均值为零的随机扰动项。参与计算的FS与TFP不具有个体固定效应，模型（2）是两者关系的有效描述，金融效率的改进与经济发展水平的提升存在显著的正相关关系，具体的推进效应表现为，在现有水平下，特定省份金融效率的每单位改进，都将以推进当地0.4单位的全要素生产率改进，这种改进主要表现为金融自由化、市场化对于技术创新的支持效应，即金融发展推进全要素生产率增长（经济发展水平提升）的熊彼特效应。
三、结论与政策建议
本文构建了金融发展和经济发展水平的模型逆光，并以2001-2010年分省样本数据为基础，采用混合最小二乘法构建了样本容量达到310个的面板数据混合模型，对金融发展水平对全国各省经济发展水平的影响进行了分析，结果显示：金融发展与作为经济发展水平显示指标的全要素生产率之间存在显著的正向关系。这种正向关系在采用“固定资产投资中银行贷款与国家预算内资金之比”作为金融发展的衡量指标才具有上述显著性，以信贷投放/GDP为代表的传统规模发展指标并不能得到类似的计量分析结果。
个体固定效应的分析表明，作为一个整体发展的经济体，无论我国的东中西部地区还是行政区域所进行的人为划分，都没有影响金融效率改进对于经济发展水平的提升效应的发挥，也并未因为各地区的技术存量（全要素生产率存量）而对金融发展的熊彼特效应产生削减影响。就具体区域来看，以北京、天津、上海、江苏、浙江、广东为代表的东部地区在现有经济发展水平以及金融发展效率方面较其他地区均存在一定的优势，这种优势的存在使得我国各区域经济发展水平差距在过去十年中表现出逐年扩大的趋势。基于上述分析过程，金融发展的物质资本积累效应所代表的粗放型增长方式与金融发展的熊彼特效应对全要素生产率的贡献存在重大差距，而前者则难以在长期维持部分省区的既有经济发展水平方面的领先优势。
为保证各省区的全面协调可持续发展，必须调整经济增长方式，实现创新推进性经济增长。作为其中的关键步骤，金融部门的优先发展较之于生产技术的简单改进具有更大价值。在未来的产业结构调整过程中，各级政府应由重视中央政府及中央银行政策、信贷投放支持逐步转移到推进地方金融机构改革、重视地方金融机构发展效率方面上来。
金融的发展范文4
[关键词]物流金融；金融机构；物流企业
[中图分类号]F830．46 [文献标识码]A [文章编号]1003－3890(2006)09－0031－03
物流金融是一个新的概念，是指在现代物流供应链业务活动中，运用金融工具使物流产生的价值增值的融资活动。物流金融基于物流、资金流、需求信息流、商流产生，其引导的链式反应之长可以对经济发展起到极大的推动作用(见图1)。
一、物流金融的产生
对供应商和终端用户而言，商品从原材料制造到最终消费者手中的整个供应链过程中都存在着大量的库存，虽然合理的库存可以满足顾客的需求，应付供货周期与制造周期的不匹配，但是库存存在相应的资金成本。企业在发展的过程中面临的最大威胁是流动资金不足，而存货占用的大量资金使得企业可能处于流动资金不足的困境。这种资金不足的风险在中小企业的发展中更加明显，往往成为制约其发展的瓶颈。信贷资金的缺乏和在资本市场上融资能力的缺乏使得许多企业产生了利用存货融资的需求。而资金流运作过程非常繁琐，供应商和消费者为了避免风险，多是通过银行借助信用状况进行交易。这种方式不仅手续繁琐，而且还会产生不必要的利息成本。如果设立收款中心就会产生运营成本，也会加重中小企业资金周转负担。
对金融机构而言，在实际融资活动中如何降低风险最重要，而掌控着企业物流活动的机构应当成为最直接、最有效力的发言者。企业存在着以分立、合并、兼并、重组、托管、联营等方式进行产权、经营权的交易，但是作为实际商品的流通渠道是不变的。作为金融机构的银行为了控制风险，就需要了解抵押物、质押物的规格、型号、质量、原价和净值、销售区域、承销商等，要察看权力凭证原件，辨别真伪，这些工作不仅费时费力，而且超出了金融机构的日常业务范畴。
对物流企业而言，物流金融业务使得物流企业得以控制全程供应链，保证特殊产品的运输质量并长期稳住客户。在供应链管理模式发展下，企业逐渐转而强调跨企业界限的整合，使得顾客关系的维护与管理变得越来越重要。物流管理已从物的处理提升到物的附加值方案管理，传统的物流无法满足企业的需要。因此，随着物流业务的发展，物流金融就必然产生了。物流金融的出现对金融业、物流业及企业都产生了深刻的影响。
二、金融机构发展需要物流金融
与传统金融相比，现代金融最重要的特征就是金融创新。金融创新对社会经济生活的各个方面都将产生巨大的影响。物流金融业务的创新进一步推动物流业朝着多样化、综合化、个性化发展。近年来，金融业不断在存款、贷款、结算等方式上创新，使得客户在同一个账户下可以很灵活地调度资金；也使得企业运用资金更加便利。金融业务可以根据企业的需要，为企业提供“量身定做”的各项新型业务，从而推动现代物流业最大限度地满足客户的各种需求，而金融企业本身也在推动物流企业发展的同时获得了不菲的收益。
1．物流金融可为银行带来丰厚的中间业务收入。现代金融对物流的支持主要体现在结算手段和服务方面，从而保证物流、信息流和资金流的高效、统一，以完成资金流的归集。现代物流是在实现B to B、B to C的流程中适应不同需求者而设计的，物流的发展是以满足不同批量、不同规格、不同地区的需求为发展方向的。当顾客的需求是来自全国范围乃至世界范围时，金融的相应服务也就随之延伸到全国乃至世界范围。物流企业与银行通过资金流紧密联系在一起，与物流企业建立资金结算体系成为银行介入物流企业的突破口。这也将为银行带来更丰富的中间业务收入，因为这些物流企业在日常经营中多是采用汇兑、银行托收、汇票承兑、信用证等结算工具，这就会增加银行资金结算、资金查询、票据承兑换等中间业务。
2．物流金融有利于培育金融业的潜在客户。现代物流是多产业、多领域及多种技术的有机融合体，其运作强调物流企业要向它的上游和下游寻找服务对象，通过同他们建立战略合作伙伴关系，实现优势互补，提高其整体竞争力。而金融企业特别是银行作为物流供应链上资金流动的连接节点，在同物流企业合作时不仅可以与其建立长期稳定的业务关系，还可以提供延伸服务，拓展与物流企业相联系的上下游优质企业，使得生产厂商、物流企业、零售商或最终消费者的资金流在银行体系内部实现良性循环，从而开拓出新的客户群(见图2)。
随着一大批跨国公司制造中心或采购重心向中国的转移，就需要建立一套快捷、高效的现代物流系统来满足跨国生产与经营的需要。目前活跃在物流市场上的主要是为跨国公司提供物流支撑的一批大型本地国内物流企业，无论其提供的商品、零部件、产成品分拨物流，还是以综合性物流为概念的配送物流，都为银行的金融服务直接渗透到跨国公司产业链运作提供了理想的合作机会。同时，同跨国大型物流企业的合作也势必推动国际业务的开展，如办理信用证、承兑汇票、结售汇、外汇汇款、出口托收和进口代收等业务。
3．物流金融为金融业带来新的信贷投向。发展现代物流涉及社会经济生活的各个方面，以供应链管理为核心的社会大系统涵盖了运输业、邮政业、仓储业、装配业、流通加工业等产业，这些物流相关产业的发展涉及很多重大工程和重大投资；物流企业本身对原有的传统运输、装卸、配送、仓储等业务进行整合和改造也需要大量资金投入，都会为银行业带来较大的信贷需求。
4．物流金融可以使银行向物流企业提供理财服务。物流企业的主要收入为仓储收入、集装箱转运收入、配送业务收入、货运和进出口业务收入和信息服务收入，在物流企业进入成熟阶段后，将具有稳定的现金流入，形成企业大量的现金流。银行可以利用自身的资金管理优势为企业提供存款组合，理财方案，建立科学的资金管理机制，提高物流企业资金使用效率。在促进物流企业发展的同时，获得大量的沉淀资金，获取理财收入。
三、金融机构发展物流金融所面临的问题及对策
物流企业开展物流金融服务，无论是对客户、金融机构、客户的客户，还是物流企业本身来说，都是一个多赢的选择。但是，在发展物流金融的同时，还需要解决好物流金融服务的风险和效率问题。
1．风险问题。众所周知，物流金融服务具有一定的风险。目前在中国典型的物流金融业务主要有代客结算，仓单质押和保兑仓等。以仓单质押业务为例，其存在有五种风险：一是客户资信风险。有的客户资信不好，货物以次充好，有的货物来源有问题。二是仓单风险。现在系统多以入库单作质押，它
和仓单的性质相同，但仓单是有价证券，也是物权凭证，而入库单和仓单相比其对外的可信性大打折扣，加之有的物流企业无法保证仓单和入库单的唯一对应性和可靠性，这就给仓单质押的管理带来极大的困难。三是质押品种风险。目前的质押品种较多，也不可能有统一的价格评估体系，如果质押商品的价格变化幅度较大，就会给金融企业带来很大的风险。四是提单风险。目前大多由货主和银行开提货单，这与仓单提货相比无法保证仓单的唯一物权性质。五是内部操作风险。内部操作风险主要表现在金融机构内部人员偷换仓单和操作失误等。
2．物流金融服务的效率问题。质押贷款手续复杂、所需时间长，无疑降低了资金流的周转速度，并且增加了仓单质押的风险，所以要提高金融服务的效率，使仓单质押变成一种简便、可控性好的融资模式是今后开展物流金融服务的发展方向。
由此可知，金融机构在发展物流金融的同时应从以下三方面加强风险防范、提高运行效率。
1．加强对客户的信用管理以防范金融风险。信用管理是现代金融企业的核心管理内容之一。信用作为买卖双方交易完成的根本保障，构成了契约关系的最重要基础。在物流金融服务过程中，要通过对客户的资料收集制度、客户资信档案管理制度、客户资信调查管理制度、客户信用分级制度、合同与结算过程中的信用风险防范制度、信用额度稽核制度、财务管理制度等等，对客户进行全方位的信用管理。
2．开展统一授信的方式提高物流金融的效率。统一授信就是银行把贷款额度直接授权给物流企业，再由物流企业根据客户的需求和条件进行质押贷款和最终结算。物流企业向银行按企业信用担保管理的有关规定和要求提供信用担保，并直接利用这些信贷额度向相关企业提供灵活的质押贷款业务，银行则基本上不参与质押贷款项目的具体运作。该模式有利于企业更加便捷地获得融资，减少原先质押贷款中一些繁琐的环节，也有利于银行提高对质押贷款全过程的监控能力，更加灵活的开展质押贷款服务，优化其质押贷款的业务流程和工作环节，降低贷款的风险。
3．实施有效的过程监控。在物流金融实施过程中，如果银行的风险控制部门对商品的市场价值、企业的运营状况有充分的了解和监控，也可防范物流金融的风险。
金融的发展范文5
有人认为，互联网金融开辟了新的金融模式，中国金融体系正面临着互联网金融的冲击与颠覆。那么，如何看待互联网金融？我们简单谈一下互联网金融的缘起以及它对金融监管创新的启示。
互联网金融在中国迅速发展的原因
简而言之，互联网金融是依托于互联网而开展的各种金融活动的总称。中国的互联网金融主要包括网上第三方支付、P2P网络借贷、非P2P网络小额贷款、众筹融资、新型电子货币、金融机构的网络创新平台和基于网络的金融服务平台。
首先，互联网的本质以及日益显现出来的优势与金融“强强”结合，促进了金融中介与产品的创新，催生了互联网金融在中国的发展。
互联网的特点是开放、平等、透明、分享、高效。金融运作追求成本最低，效率最高。互联网金融依托于互联网信息高效透明，交易快速便捷、大数据和云计算等新型技术手段，拓展了金融投资主体的购买渠道，增加了金融交易的流动性，提高了交易效率，降低了金融交易成本，加强了金融交易本来就有的网络效应。
其次，互联网金融在中国最根本的“土壤”，是中国现行金融体系下金融管制形成的套利空间。
银行主要利润来源是贷款与存款之间的息差。中国的金融体系目前仍存在较大的价格扭曲。中国央行设定了统一的存款利率上限，扣除通货膨胀率等价格因素以后，中国居民的实际存款利率经常为负。现有金融体系的长期抑制与发展不足为互联网金融产品提供了机会。以余额宝为例，天弘基金用一只货币市场基金把客户资金集中投资于银行协议存款，获得了比个人活期存款高十余倍的存款利率。
其三，仅靠银行难以满足中国实体经济的金融需求，特别是中小企业的融资需求。在中国，商业银行追求自身利益最大化，出于安全性、效益性的考虑，往往将90%的资金集中投向AA级以上的国有企业、大型优质企业，而传统金融机构的主要业务是中高额贷款，非国有的中小型银行数量不足、运作质量不高，加剧了中小企业融资难的问题。但是，占中国企业总数98%以上的中小企业对中国实体经济发展起着重要作用。据阿里巴巴平台数据，约89%的企业客户需要融资，53.7%的客户需要无抵押贷款，融资需求在50万以下的企业约占55.3%，200万以下的约占87.3%。
互联网金融具备轻应用、碎片化理财、利益导向的特点，符合中小企业发展模式和刚性需求。以P2P网贷平台为例，经过6年的发展，正呈现爆发性的增长态势。据易P2P网贷研究院报告，截止2014年6月，P2P网贷平台数量达1184家，月复合增长率约为6.24%。2014年上半年，P2P网贷成交额964.46亿元，较去年下半年增加363.82亿元，增长60.57%。
其四，城乡居民消费剩余的资金投资渠道受限。2013年末我国全部金融机构本外币存贷款余额中住户存款余额为465437亿元，比上年末增长13.5%，其中人民币存款余额为461370亿元，比上年末增长13.6%。持续增长的居民收入增加了全社会潜在的金融投资需求。
但是在我国当前的金融体系中，市场信用严重缺位，银行信用由于以国家信用为背书，成为几乎垄断的信用机制。银行的储蓄存款是城乡居民消费剩余资金近乎唯一的投资渠道。
值得一提的是，21世纪以来我国债券余额规模增长了约10倍，但是我国的各类债券主要向银行等金融机构发售，直接金融工具由此转变为间接金融工具，金融脱媒现象（又称为金融非中介化）发展缓慢，实体企业资金紧缺和资金错配状况并未缓解。
其五，监管缺位为互联网金融的发展提供了契机。与我国不同，西方国家实行以业务监管为主的金融监管机制，每一项金融业务均规定了主管的金融监管部门。而中国的金融监管以金融机构为主，实行分业监管。首先，互联网不属于金融机构范畴，其业务不受金融行业监管部门的直接监管。其次，互联网金融公司没有资本的要求，无需接受央行的监管。此外，由于互联网金融刚兴起，应用边界模糊，业务形态灵活，难于监管。
其六，中国庞大的互联网人群以及新兴信息技术与互联网平台优势相结合，形成了集合优势、乘数优势。中国拥有世界上最庞大的网民人群。截止2014年上半年，我国网民规模达6.32亿户；光纤接入用户为5393万户；3G用户为4.7亿户。互联网的长尾效应、信息技术的革新，云计算、大数据等互联网技术的应用，加速了金融与互联网的融合。
与此同时，经过多年经营，一些互联网以及平台公司积累了巨大的用户量。以支付宝为例，截止2013年底，支付宝用户已达三亿，2013年支付超过27.8亿笔，支付金额达9000亿元，成为全球第一大移动支付公司。支付宝构建的支付跨界叠加类业务平台，借助大数据、云计算的互联网技术，对用户行为和经营数据进行分析，开始在支付的基础通道上进行客户关系管理、理财服务、融资服务。在风险可控的前提下，互联网金融产品的购买用户反过来又会继续充实该平台的用户量，由此达成一个良性的内部循环。
互联网金融推动监管创新
互联网金融有效补充了以银行为代表的主体金融机构的投融资功能，提高了社会资金的使用效率，降低了融资成本，推动了金融业务格局和服务理念的变化，完善了整个社会的金融体系。同时，以互联网金融为代表的金融创新和金融混业经营的趋势，使中国的金融市场正变得日益复杂。P2P的跑路潮、倒闭潮，网络理财产品的安全性等都成了人们热议的话题。据统计，从2013年4月到2014年2月的10个月期间，有80多家P2P平台发生了倒闭、老板跑路或延期兑付等问题。这对我们原有的监管框架以及监管主体提出了挑战。这是金融创新与金融监管之间的冲突，是监管漏洞的表现，同时也是监管创新的契机。如何监管才能既规范其发展，防范其风险，又能维护金融市场创新呢？
首先，当前互联网金融的“乱象”缘于当前金融监管构架与金融创新、混业经营之间的不匹配。这还缘于对互联网金融的金融本质在认识上的混乱以及现有监管规则相对技术发展的滞后性。我们需要突破原有的监管框架，打破现有体系内“分业监管”的机制，对互联网金融产品所涉及的金融业务做功能上的认定，并归属相应的监管部门。
其次，将当前国内主要以机构为主的传统监管模式，转化为以负面清单为主的市场合规监管。金融监管的核心是构建规范化、制度化的监管体系，及时、完整的信息披露体系，维护市场程序正义和效率。
其三，尊重市场主体间签署的合法契约。金融监管的目标是保障合同法的有效执行。坚决打破“刚性兑付”，让市场发挥主导作用和决定性作用。
值得一提的是，我们的监管部门应该把投资者教育作为一个长期性的系统工作来做。在保护投资者利益的基础上，对投资者的投资心态、风险承受能力、投资基本知识等进行长期系统的教育。保护投资者利益不是为投资者兜底，而是在产品信息合法披露、风险有效揭示的基础上，让投资者充分认识到风险和收益的关系。一个健康的市场，投资者应坚信：投资风险与投资收益是成正相关的，妄图追求高收益低风险甚至零风险的金融产品，这不符合金融的基本属性。此外，逐步提高投资人的契约意识，让投资者自主选择金融产品并按照合同自主承担投资责任。
其四，在监管手段方面，建立信息共享的企业、个人征信体系。
在全球经济、金融一体化快速发展的今天，中国的金融系统要提高对个人、企业的金融服务水平，发展银行信用信息以及税务、工商、质监、公安、水、电、煤气、电话等公用事业单位的非银行信用信息共享的征信体系，填补我国金融服务基础设施上的空白，提高商业银行经营效率，促进消费信贷和消费健康增长，改善经济增长结构，缓解中小企业借款难、促进经济健康持续增长，化解金融风险、维护金融稳定。同时，这也有助于我们提高企业、个人以及整个社会的诚信意识。这也是当前深化金融体制改革的迫切需要以及基础性的工作。
进一步加大金融体系改革力度
互联网金融的冲击，揭示了我国金融体制的“先天不足”，我们需进一步加大我国金融体系改革力度，推进利率市场化，促进市场信用快速发展。
金融的发展范文6
联合国大会早在1980年3月5日就向全世界呼吁“必须研究自然的、社会的、生态的、经济的以及利用自然资源过程中的基本关系，确保全球的持续发展”。在世界环境与发展委员会于1987年公布了《我们共同的未来》一书后，全球掀起了绿色经济的浪潮。世界资源研究所（WRI）、国际环境发展研究所（IIED）、联合国环境规划署（UNED）联名倡议：持续发展为我们的指导原则，并遵守此原则去研究世界问题。世界银行、亚洲银行的资助项目，都强调以持续发展作为基本标志。持续发展的研究和贯彻，成为世界各国在制定发展计划时必须考虑的基本准则。
所谓“可持续发展”，是指在不牺牲未来几代人需要的情况下，满足我们这代人的需要。自然资源，尤其是生物资源的高效与永续利用是保障社会经济可持续发展的基础；同时环境对人类活动造成污染的容纳限度，构成了经济增长的最终极限。因此，在现有的自然资源约束条件下，在经济开发与发展中，必须保护生物的多样性及自然生态环境，将稀缺的可再生资源的开发利用速度限制在其再生速率之内，非可再生性资源的消耗速度应最优地约束在技术进步所许可的范围内。废物所产生的速度应小于或等于自然环境的吸收力，并且尽量采用有益于环境的适用技术，努力满足人们对经济发展和良好环境的双重需求。当代人的利益获得不得以损害后代人的利益为代价；此地区的发展不得以损害彼地区的长远利益为代价。
近些年来，随着环境污染的加深，绿色概念渗入社会的各个领域。人类越来越清楚地认识到自身的发展对自然环境的高度依赖性，清楚地认识到竭泽而渔的生产方式最终危及的是人类自身。1992年，联合国环境与发展大会以可持续发展为指导方针制定并通过了《里约环境与发展宣言》和《21世纪议程》，从此，绿色革命渐趋高峰。绿色代表着人类与自然的和平共处与和谐发展，它将是21世纪的流行色。
1994年3月25日，国务院第16次常务会议讨论通过了《中国21世纪议程―中国21世纪人口、环境与发展白皮书》，中国成为世界上第一个完成国家级《21世纪议程》的国家，并且在社会生活中的各个方面贯彻实施。绿色金融正是在这种背景下开始出现的，它是金融业的绿色革命。
所谓“绿色金融”是指金融业在经营活动中要体现环保意识，即在投融资行为中要注重对生态环境的保护及对环境污染的治理，注重环保产业的发展，通过其对社会资源的引导作用，促进经济的可持续发展与生态的协调发展。具体地讲，它包含两层含义：其一，从金融和环境的关系人手，重新审视金融，将生态观念引入金融，改变过去高消耗、低产出；重数量、轻质量的金融增长模式，形成有利于节约资源、降低消耗、增加效益、改善环境的金融增长模式。其二，以绿色金融观念关注产业发展，为绿色产业发展提供相应的金融服务，促进环保产业的发展。
绿色金融是现代金融发展的一个重要趋势，它也是对传统金融的延伸和扩展。这一概念的提出，为21世纪金融业的发展提供了竞争的制高点。从金融活动过程来看，它和传统金融是一致的。然而绿色金融更强调维护人类社会的长期利益及长远发展，它把经济发展和环境保护协调起来，减轻传统金融业的负面效应，促进经济健康有序发展。
“绿色金融”是我国金融业发展的必然选择
绿色金融将环境保护视为其活动的目标之一，人类环保意识的增强,环境保护的进一步发展必然要求发展绿色金融。
首先，中国仍将长期面临人口、资源、环境与经济发展的巨大压力和尖锐矛盾。在进入经济快速发展的历史阶段，由于经济基础差、技术水平低、资源消耗量大、污染严重、生态基础薄弱，各种矛盾相互交织和激化。如果不把合理使用资源与保护生态环境纳入经济发展总体规划统筹考虑，经济增长就难以持续，也很难为后代创造可持续发展的条件。金融业是百业之首，是经济活动的核心。金融活动的绿化，可以引导资金的流向，调节国民经济结构，使之向生态型经济发展。而绿色经济的发展不仅会为绿色金融提供资金来源的支持，还会为绿色金融提供良好的资金运转渠道。
其次，对环境污染进行治理需要动用大量的资金。但由于国家财政支出力不从心，一些环保项目仍然存在大量的资金缺口，这一部分资金缺口就需要由绿色金融来弥补。比如以低息或无息贷款，或通过发行债券的途径来筹集资金。环保项目的开发可以带来巨大的经济效益，使资金的回流有了保证，从而使得绿色金融的发展进入良性循环。经济的可持续发展使得金融亦可持续发展，二者相辅相成。
总之，基于环境保护的可持续发展观，必然地提出了金融绿色化的要求，这同时也给金融业提供了巨大的发展机遇。绿色金融是我国金融业在21世纪发展的必然选择。
绿色金融理念下的融资策略
在绿色金融的理念下，怎样使资金得到有效配置？笔者提出如下建议：
1、组建政策性绿色银行。借鉴德国、日本创办环保银行的先例，我国可以考虑组建政策性绿色银行，以支持那些商业效益不高，一般的传统银行不愿意接受，但又是社会所必需的传统环保事业，以及那些很有发展前景，但目前急需资金支持的环保项目。
2、发行绿色金融债券和企业债券。金融债券流动性强，筹资量大，效率较高。银行通过发行金融债券可以吸收相对稳定的中长期资金，再以贷款方式投入到社会效益较好但却需要动用大量资金的环保项目和生态工程，急需资金的产业领域或工程项目。对于经济效益比较好的环保企业，可以允许他们发行企业债券，以满足这些企业对资金的需求。
3、设立绿色产业基金。通过政府财政划拨一部分资金、收取企业排污费，转移支付等方式筹集资金，建立绿色产业基金，对绿色企业产品开发进行直接投资，或用投资控股的方式，对与生态环境密切相关的企业进行积极的资金渗透，从原材料、生产技术、产品销售等方面支持他们的生产经营，促进这些企业所采用的绿色技术不断提高，走保护生态环境与合理开发利用资源的可持续发展的道路。
4、支持绿色企业上市。为了支持绿色金融的发展，国家应把调整产业结构，加强环境保护作为一个重要的政策导向，建立健全 “环保审查”机制。凡是未能通过“环评”企业，不能上市发行股票。在同等条件下，环保效果更佳的企业或项目可优先考虑上市。还可发行绿色优先股即环境保护优先股股票，企业通过这种优先股筹集来的资金，必须专用于建立环境污染的预防和治理体系。这类股票的发行适用于那些有较大市场潜力，实行绿色经营和清洁生产，经济效益看好的企业。
5、引进外国资本直接投资于国内绿色产业。许多外商利用我国环境标准低，环保意识淡薄的机会，把国外禁止生产的高污染产品向我国转移，加剧了我国环境污染程度，得不偿失。对引进外资，要实行环保一票否决制，决不能仅看数量和规模，而忽视环境效益。对外商投资环保产业应在税收、土地、贷款、投资、新产品开发、技术改造和进出口方面给予优惠；应允许境外投资者通过并购、BOT等方式到中国来进行绿色投资。
