摘　要 ：金融发展与经济增长之间的关系是经济学界长久不衰的研究课题。本文创新性地以经济决定金融为

出发点，研究地区金融业的发展是否与实体经济的需求相一致，探讨地区金融业的适度发展规模。在此基础上，

从建立差别化货币政策调控决策机制、保持金融总量与经济相适应等方面提出建议。

关键词 ：金融发展　经济增长　适度金融规模

【中图分类号】F830.2 　　 　 【文献标识码】A　　　　 　 　【文章编号】1007-841X-2015（7）-0011-05

区域金融发展适度规模的实证研究■　中国人民银行西宁中心支行金融研究处课题组

一、研究的背景与意义

古典经济学家认为，经济增长完全由实物部门决定，而

货币金融因素在实体经济中只充当“面纱”角色，对经济增

长没有影响，但后来越来越多的经济学家认为金融发展对经

济增长具有促进作用。20 世纪 50 年代以来，大批经济学家

对金融发展与经济增长的关系进行了广泛研究。主要包括跨

国、单一国家、一国内部区域层面的研究，金融与资源配

置、金融结构与经济增长层面的研究等。我国金融业开放晚

于其他经济领域，关于我国金融发展与经济增长关系的研究

在 2000 年后形成一个热潮，具体包括总体层面、区域层面、

金融业发展等方面的研究，代表性的研究者有谈儒勇（1999）、

沈坤荣（2008）等。

整体上看，多数学者对金融发展与经济发展关系的实证

研究一般以经济增长为因变量，以金融发展水平（金融深度）

为自变量，进行回归分析，研究金融发展对经济增长的影响。

而本文将以经济决定金融为出发点，研究地区金融业的发展

是否与实体经济的需求相一致，探讨地区金融业的适度发展

规模。

改革开放以来，我国区域金融发展不平衡，西部地区金

融机构无论是本外币存贷款余额、资产总额还是从业人数，

与东部地区都有很大的差异。截至 2014 年末，在金融机构

本外币存款余额地区分布中，东部地区占 60 %，西部地区

仅占 19 % ；在金融机构本外币贷款余额地区分布中，东部

地区占 60 %，西部地区仅占 20 %（见表 1）。金融作为实现

资源优化配置的重要手段，可以利用其特殊的联合功能发挥

推动力的作用，对区域经济结构的调整起到显著的推动作用。

但同时，金融源自经济，又服务于经济，二者相互依存，相

互促进，金融过快过慢的发展都可能对经济造成损害，乃至

引发经济和金融危机以及经济结构扭曲。

表1　东、中、西部地区本外币存、贷款比较单位：亿元　

区域划分 省、区、市 本外币存款余额 本外币贷款余额

东

部

地

区

北京 100096 53651

天津 24778 23223

河北 43455 27594

辽宁 42053 33024

上海 73882 47916

江苏 93736 69573

浙江 79242 71361

福建 31858 30051

山东 69152 53662

广东 127881 84922

海南 6428 5392

中部地区

山西 26943 16559

吉林 16526 12695

黑龙江 19481 12684

安徽 29818 22088

江西 21538 15466

调查报告

112015.7

国际金融危机的经验教训之一是金融发展既不能滞后于

实体经济，更不能超前于实体经济，如果脱离实体经济盲目

发展，反而会危害实体经济。当前，各地均采取以发展金融

业促进经济增长的战略，如果引导不当，加上区域经济与金

融原本发展的不平衡，可能导致局部地区金融规模增长过快

或金融结构不合理的情况出现，探讨各地区适度金融发展规

模和合理金融结构，有助于促进区域金融与实体经济的协调

发展，缩小地区间经济与金融的不平衡。

二、变量选取、数据来源及研究方法

（一）变量选取

1. 金融发展指标（LFVit）。衡量一国或地区金融发展水

平的指标众多，戈德史密斯（1969）提出金融相关比率（FIR），

即金融资产总量 /GDP ；麦金农（1973）以货币存量（M2）

与国民生产总值的比值反映一国经济货币化水平 ； King 和

Levine（1993） 使用流动性负债 /GDP ；Lardy（1998）用国

有银行存款 /GDP ；Boyreau-Debra（2003）运用存款 /GDP

等指标测度金融发展水平。鉴于数据的可得性和可比性，本

文主要对如下两个金融发展指标进行分析。

（1）银行业发展指标（FINit）。由于我国各区域经济金

融发展差异明显，为体现各省份不同经济金融发展水平下二

者之间的关系，并结合我国间接融资比重大、国有银行在金

融体系中地位显著，以及银行信贷与存款间存在高度相关性

的实际，本文采用存贷款 /GDP 作为衡量金融发展水平的测

度指标。选用存贷款 /GDP 指标主要是考虑到以下三点 ：一

是单独用存款 /GDP 只反映了金融系统动员储蓄的功能 ；二

是单独用贷款 /GDP 只反映了金融系统投融资转化的能力以

及资源配置的效率 ；三是单独用存款或贷款计算时，经常会

出现一些金融发展水平较低的省份计算出来的数值会高于金

融发展水平较高的省份。

（2）保险业发展指标（INSit）。从我国 1990—2014 年保

费收入情况看，保险收入呈不断上升的趋势。因此，将保费

收入 /GDP 作为影响经济增长的一个变量。由于 GDP 作为

分母本身具有价格平减的作用，故没有分别对分子分母调整

后相除。作为比例数字，不再取自然对数。

此外，大部分国内外的研究成果发现，股票市值波动较

大， 与 GDP 之间没有呈现明显的规律性关系。同时，我国

股票市场和债券市场发展较晚，对区域经济发展的作用相对

有限，考虑到金融指标的代表性、可比性以及可得性问题，

本文未将股权融资和债券融资指标纳入解释变量之中。

2. 经济增长指标（LnPGDP it）。最能充分反映一国或

地区的综合经济发展能力的指标就是 GDP。我们选择人

均 GDP 作为解释变量，时间跨度为 1978-2014 年。为剔

除人口因素影响，同时减少数据的波动性，消除数据可能

存在的异方差，本文依据中经网省际 CPI 指数累计计算得

到以 1978 年为基期的人均 GDP，并对其取自然对数，以

LnPGDPit 表示。

3. 控制变量（CONTROLit）。在进行金融发展的实证研

究中，影响因素很多。本文选择地方政府财力及融资规模作

为控制变量。1994 年实施的分税制对于我国区域经济发展产

生了重要影响，中央财政通过加大对中西部地区的转移支付

力度，缩小区域经济发展不平等。因此，有必要加入地方财

政收支变量，这也是研究我国金融发展与经济增长关系的一

个特征变量。我们将地方政府财政收入（LnGOVit）和财政

支出（LnEXit）取对数来控制政府行为。

（二）数据来源及统计量描述

我国从 1978 年开始实行体制改革，因此依照惯例我们

选取 1978 年作为研究起始年。本文从《中国统计年鉴》、《中

国金融年鉴》、《新中国 60 年统计资料汇编》、各省国民经济

和社会发展统计公报、各省金融运行报告、各省金融稳定报

告和中经网等处收集整理了上海、浙江、江苏、河南、湖北、

湖南、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆、西藏 12 省、市、区（其

中东中部地区 6 个、西部地区 6 个）1978-2014 年相关数据，

并对它们进行了处理，得到存贷款 /GDP、保费收入 /GDP、

1978 年不变价的实际人均生产总值对数值、财政收入和支出

的对数值，面板数据统计描述如表 2。各指标间的相关系数

计算如表 3。

调查报告

　续表1

区域划分 省、区、市 本外币存款余额 本外币贷款余额

中部地区

河南 41375 27228

湖北 36495 25290

湖南 30256 20783

西部地区

四川 53282 33884

重庆 25160 20631

贵州 15263 12368

云南 22338 17979

内蒙古 16218 14947

广西 20299 16071

陕西 28289 19174

甘肃 13958 11076

青海 4541 4303

宁夏 4229 4608

新疆 15035 11671

西藏 3089 1619

　数据来源：各省、市、区统计公报及统计年鉴。

12 2015.7

表2　面板数据的统计描述

指　标 指标含义 均　值 中位数 最大值 最小值 标准差 观测值 横截面

LNPGDPit 1978年不变价的人均GDP的对数 6.83037 7.31920 9.59886 1.4284 2.068851 250 12

FINit 存贷款/GDP 2.28344 2.24920 5.94571 1.1582 0.69802 250 12

INSit 保费收入/GDP 0.01857 0.01761 0.05149 0.00279 0.00956 250 12

LNGOVit 地方政府财政收入的对数值 5.25244 5.26697 9.78509 0.08333 1.93793 250 12

LNEXit 地方财政支出的对数值 6.50249 5.8549 17.4828 2.7054 3.17990 250 12

从收集整理的数据来看，金融发展与经济增长的所有测

量指标都呈现增长态势。

（三）研究方法

本文综合国内外已有的研究成果，用经济增长指标

（LnPGDPit）、地方政府财政收入（LnGOVit）和财政支出

（LnEXit）指标分别对银行金融资产指标（FINit）和保险市

场金融资产指标（INSit）建立模型。实证研究涉及的是既含

有时间趋势又含有空间趋势的面板数据，因此首先进行单位

根检验。面板数据的单位根检验包括同质单位根和异质单位

根检验两类，前者假定面板数据各截面序列具有相同单位根

过程，后者则允许面板数据各截面序列具有不同单位根过程。

同 质 单 位 根 检 验 方 法 有 LLC（Levin － Lin － Chu） 方 法

（1993）、Breitung （1999）检验、Hadri （2000）检验 ；异质单

位根检验方法包括 Im、Pesaran 和 Shin 方法（1997）、Fisher

－ ADF 检验和 Fisher － PP 检验（1932）。本文对经济增长

（LnPGDP it）、银行金融资产（FINit）、保险市场金融资产

（INSit）、地方政府财政收入（LnGOVit） 、财政支出（LnEXit）

等变量进行单位根检验时，选择包含截距项的外生回归量

形式，对原序列和各变量一阶差分分别进行 LLC 检验和 IPS

检验。其次，进行 Hausman 检验，Hausman 检验可选择建立

固定效应还是随机效应模型。第三，进行模型结果估计。

三、实证结果

（一）面板数据的单位根检验

如表 4 所示，对各经济变量进行同质单位根 LLC 和异

质单位根 IPS 检验，均存在单位根 ；对各经济变量的一阶差

分值进行单位根检验，其结果表明在 5% 的显著性水平下，

均不存在单位根，即各变量是一阶单整的 I（1），满足协整

分析的前提。

（二）面板数据的 Hausman 检验

对被解释变量面板数据分别进行判断个体固定效应和随

机效应的 Hausman 检验，结果见表 5。

检验结果拒绝了随机效应模型原假设，因此应建立个体

固定效应模型。

（三）设定实证模型

1. 银行业的增长规模

FINit = Ci +α1LnPGDPit+α2LnGOVit +α3LnEXit +εit

（1）

在模型（1）中，被解释变量 FINit 为银行业的发展指标，

解释变量包括人均 GDP 对数值、地方政府财政收入和支出

的对数值，变量下标 i 和 t 分别表示第 i 个省份的第 t 年度 ；

εit 为地区 i 在第 t 时期的随机误差项。

2. 保险业的增长规模

INSit=Ci+α1LnPGDPit+α2LnPGDPit2+α3 LnEXit +εit

（2）

从收集整理的数据来看，金融发展与经济增长的所有测

表3　主要指标相关系数

LNPGDP FIN LNGOV LNEX INS

LNPGDP 1

FIN 0.2198 1

LNGOV 0.5727 0.3397 1

LNEX 0.5591 0.6045 0.6236 1

INS 0.4777 0.6137 0.6215 0.6585 1

　注：所有指标的相关系数均在1%的水平上显著。

表4　12省区面板数据单位根检验结果

变量检验方法 平稳性

结论LLC检验t值 P统计量 IPS检验W值 P统计量

被解释变量

FINit 0.11690 0.5465 3.64382 0.9999 非平稳

FINit -15.7656 0 -14.1751 0 平稳

INSit -0.68469 0.2468 1.63637 0.9491 非平稳

INSit -5.55464 0 -7.96495 0 平稳

解释变量

LnPGDP it 5.47854 1 11.3320 1 非平稳

LnPGDP it -4.66167 0 -5.88229 0 平稳

控制变量

LnGOVit 1.74470 1 12.2286 1 非平稳

LnGOVit -14.1747 0 -13.6199 0 平稳

LnEXit 14.0055 1 18.0228 1 非平稳

LnEXit -8.40579 0 -6.83448 0 平稳

检验结果拒绝了随机效应模型原假设，因此应建立个体

表5　12省区面板数据的Hausman检验

被解释变量 解释变量 检验统计量 P值 支持模型

存贷款/GDP

人均GDP对数值财政收入对数值财政支出对数值

369.977 0.0000个体固定效应

模型

保费收入/GDP

人均GDP对数值人均GDP对数值的平方

财政支出对数值109.829 0.0000

个体固定效应模型

调查报告

132015.7

在模型设定（2）中，被解释变量 INSit 为保险业的发展

指标，解释变量包括人均 GDP 对数值及其平方、地方政府

财政支出的对数值。

（四）模型结果估计

1. 关于区域银行业的增长规模

运用 Ewiews5 软件，对被解释变量 FINit 估计如下 ：

R-squared=0.834469 Prob（F-statistic）=0.000000

样本决定系数为0.834469，模型的拟合优度较好，且在1%

的置信水平下显著。根据上述方程可进行各地区银行业发展

规模的预测。12 省区存在自发的金融发展差异影响，其中，

上海、宁夏、西藏截距项较小，表明金融与实体经济的联系

较弱或金融结构不尽合理。特别是上海的截距项为负值，作

为国际金融中心，在国际范围内发挥着金融聚集功能，其金

融发展较快，但与实体经济的联系较弱。而宁夏和西藏，作

为欠发达省区，其经济总量小，经济结构转变滞后，金融体

系不健全，产品创新层次低，金融市场发展缓慢，金融深化

程度低，因此其自发的经济对金融贡献率也较低。而浙江、

陕西、青海、甘肃、新疆截距项较大，表明金融与实体经济

联系较为紧密。这主要因为两方面原因，青海近几年存贷款

/GDP 不断增长，并与人均 GDP 演变表现出同步性，经过

30 多年的发展，青海基本形成了以四大行为主体，包括城

市商业银行、政策性银行、信用社、非银行金融机构在内的

多元化金融市场体系。另外，近年来青海省政府十分重视金

融业的发展，吸引全国股份制商业银行及外资银行入驻青海，

完善中小企业融资担保体系，推动村镇银行等新型农村金融

机构发展，青海金融环境也有较大改善。与东中部地区相比，

青海省尚存在较大差距，货币市场产品少，资本市场发展缓

慢，融资渠道较为狭窄，间接融资占比过大。西部大开发已

经进入了一个新的阶段，青海正处在经济快速增长和产业加

快转型的关键时期，当前应大力发展货币及资本市场，拓宽

投融资渠道，使得金融业在经济发展中发挥引擎作用。

2. 关于区域保险业的增长规模

对被解释变量 INSit 估计如下 ：

R-squared=0.861008 Prob（F-statistic）=0.000000

样本决定系数为 0.861008，表明模型的拟合优度较好，

且在 1% 的置信水平下显著，根据上述方程可进行各地区保

险业发展规模的预测。12省区存在自发的保险发展差异影响，

但经济增长对保险业的影响均较小。我国自 1980 年恢复保

险业务，市场规模还较小，发展方式还比较粗放，创新能力

不足，风险管控较弱，虽然其发展也有赖于市场经济的完善，

但与经济增长的联系较为松散。上海、宁夏、西藏的截距项

较小，表明其自发的经济增长对保险的贡献较低，原因可能

同对银行业的分析相一致，新疆的自发经济增长对保险的贡

献较高。

四、结论和建议

实证分析表明，不同地区自发经济增长对其银行业和保

险业的贡献明显不同，金融发展与经济增长关系具有明显的

区域性差异。主要结论如下 ：

一是上海作为国际金融中心，银行业发展规模趋于过度，

与实体经济的联系不紧密；宁夏、西藏银行业发展规模较小，

金融结构不合理 ；浙江、江苏、河南、湖北、湖南、陕西、

青海、甘肃、新疆银行业与实体经济联系较为紧密，银行业

发展规模较为适度。

二是上海、宁夏、西藏、青海自发的经济增长对保险业

R-squared=0.834469 Prob（F-statistic）=0.000000

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 1.068985 0.300775 3.554108 0.0004

LNPGDP？ -0.359485 0.076905 -4.674393 0.0000

LNGOV？ -0.216476 0.043453 -4.981861 0.0000

LNEX？ 0.738609 0.047344 15.60086 0.0000

FixedEffects （Cross）

SHANGHAI－C -4.758020

ZHEJIANG－C 0.651753

JIANGSU－C 0.239913

HENAN－C 0.248282

HUBEI－C 0.285280

HUNAN－C 0.053038

SHANXI－C 0.790127

GANSU－C 0.842823

NINGXIA－C -0.231471

QINGHAI－C 1.271288

XINGJIANG－C 0.804825

XIZANG－C -0.336323 R-squared=0.861008 Prob（F-statistic）=0.000000

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.019537 0.006283 3.109549 0.0021

LNPGDP？ -0.011891 0.001870 -6.358274 0.0000

LNPGDP2？ 0.000588 0.000112 5.235325 0.0000

LNEX？ 0.007725 0.000674 11.45585 0.0000

Fixed Effects （Cross）

SHANGHAI－C -0.051194

ZHEJIANG－C 0.006432

JIANGSU－C 0.005041

HENAN－C 0.004480

HUBEI－C 0.006897

HUNAN－C 0.002686

SHANXI－C 0.012419

GANSU－C 0.013624

NINGXIA－C -0.014927

QINGHAI－C 0.014870

XINGJIANG－C 0.015780

XIZANG－C -0.012727

调查报告

14 2015.7

的贡献较低，其中上海属于保险业发展过度，宁夏、西藏、

青海属于保险业发展不足，浙江、江苏、河南、湖北、湖南、

陕西、甘肃、新疆保险业发展规模较为适度。

根据上述分析，提出以下建议 ：

一是为了达到预期的效果，应考虑地区间经济存在的差

异，选择合适的金融调控体系、组织体系、市场体系以及金

融与投资政策。丰富差别性调控策略的内容，建立差别性货

币政策调控决策机制，量化差别性调控政策的执行技术指标，

对后发区域金融机构实行差别性政策。

二是各地应根据经济发展现状，将国家宏观政策、金融

调控制度与地区具体情况相结合，注重金融政策与区域产业

政策、经济政策的协调配合，加强金融对实体经济的支持，

既要保证金融发展满足经济发展的需要，又要防止金融过度

发展，促进区域经济与金融的同步融合。

三是保持金融总量与经济相适应。金融总量特别是信贷

总量过快增长会带来一系列负面问题，不仅要看到信贷扩张

对拉动投资和促进经济增长的重要作用，也要关注信贷资源

流向低效率行业、向优势行业过度集中，防范金融风险。坚

持金融总量扩张的市场化方向，在考虑经济总量、投资需求

的同时，要将对经济的支持作为金融总量扩张的一个重要参

考因素。

课题组组长 ：荆海龙

课题组成员 ：淡亚君　覃凌燕

责任编辑 ：李亚奇

校　　对 ：LYQ

摘　要 ：当前，农业银行小微企业金融业务发展还存在不少困难和问题，市场份额不高。本文通过对小微企

业金融业务发展现状及困难问题的分析，提出了通过小微企业分类、评级、行业准入以及审批流程等相关政策调

整和优化，积极探索满足小微企业客户需求的金融服务体系等相关建议。

关键词 ：小微企业　金融服务

【中图分类号】F830.2　　 　 【文献标识码】A　　　　 　 　【文章编号】1007-841X-2015（7）-0015-04

小微企业金融服务模式探讨■　马建华　王炳耀

（中国农业银行股份有限公司青海省分行　青海西宁　810001）

小微企业金融业务是农业银行面向“三农”市场定

位、履行企业社会责任、支持实体经济发展的重

要抓手，也是农业银行应对金融脱媒与利率市场

化挑战的重要手段。如何通过客户评级、信贷准入、审查审

批、产品创新的调整和优化，不断探索金融服务小微企业模

式，将小微企业金融业务打造成农业银行全面深化改革、实

现经营转型的战略支点，是提升农业银行小微企业金融业务

服务能力的关键。

一、小微企业金融业务发展现状

2013 年青海省银行业金融机构小微企业贷款余额 546.22

亿元，较上年增加 120.23 亿元，贷款主要分布的地区是西宁

市 379.92 亿元，海西州 69.22 亿元，海东市 66.58 亿元，其

占比分别为 69.55%、12.67% 和 12.19% ；贷款主要投向的行

业包括租赁和商务服务业，电力、燃气及水的生产和供应，

调查报告

152015.7