分析宏观经济波动对我国旅游业影响的动态效应,旅游经济学论文_学术堂
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分析宏观经济波动对我国旅游业影响的动态效应
时间： 来源：北京第二外国语学院学报 作者：夏赞才;胡粤 所属分类：
　　原标题：宏观经济波动对国内旅游发展影响的动态效应--基于动态面板模型的GMM估计
　　摘要：本文选取我国30个省、自治区和直辖市年的数据，建立了一个动态面板模型，利用系统广义矩估计法，在考虑国内旅游发展内生性的情况下，分析了宏观经济波动对国内旅游发展影响的动态效应。以国民经济增长率为关键性波动因素，以通货膨胀率、失业率和城乡收入差距为控制性波动因素，实证结果表明：（1）国内旅游发展具有动态持续性，当期国内旅游发展变动趋势受到上一期国内旅游发展演变机制的影响；（2）宏观经济波动对国内旅游发展具有稳健的显着正向影响效应；（3）通货膨胀率在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中发挥动态促进作用；（4）滞后一期的失业率与国内旅游发展呈现稳健的显着负相关，且失业率在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中呈现动态吸收作用；（5）城乡收入差距与国内旅游发展呈现显着负相关。
　　关键词：国内旅游；宏观经济波动；系统广义矩估计
　　一、引言及文献综述
　　伴随旅游产业黄金时代的到来，旅游业作为经济发展的新增长点和新支柱性产业，在国民经济与社会发展中扮演着越来越突出的角色。国内旅游作为旅游业的重要组成部分，在调整产业结构、增加社会就业、稳定社会发展等方面发挥了重要作用，为宏观经济增长做出了积极贡献。然而，处在宏观经济环境下，作为众多产业部门中的一部分，国内旅游业的发展同样受到宏观经济波动的影响，国内旅游发展与宏观经济波动之间呈现出相互作用的关系。已有的文献中，国内旅游发展对宏观经济的影响研究较为丰富，而基于国内旅游发展的角度，研究宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制的文献较少，因此，系统分析宏观经济对国内旅游影响的动态效应、深入探讨哪些宏观经济波动因素是影响国内旅游发展的核心因素具有重要的理论价值和现实意义。
　　关于旅游发展的影响因素研究，不同的学者从多角度进行了分析：梁艺桦、杨新军等（2006）将旅游发展影响因子分为资源因子与需求因子两个方面，认为报刊杂志出版量与我国旅游经济发展的关联度最高；而运输工具拥有量与旅游业发展关联度较小。陈佳平（2007）从区域整合的主、客观因素两方面研究了这两者对我国区域旅游发展的重要意义。
　　余凤龙（2008）通过比较国内外制度对旅游发展影响的相关研究，说明了制度因素对我国旅游业发展的重要影响。常胜（2008）用灰色关联理论分析了交通运输与我国旅游业发展的关系，给出了在进行旅游基础设施建设时应注意环境保护等相关建议。方相林等（2010）基于年数据，采用固定影响变截距模型建立了回归模型对影响其旅游业发展的因素进行了实证分析，认为突发事件、旅游资源、旅游服务设施、旅游交通条件、旅游活动组织能力以及区域经济发展水平等因素对湖北省旅游业发展影响显著。
　　对于旅游发展与宏观经济波动之间关系的研究成果，国外研究主要针对入境旅游与目的地经济增长之间的关系，Ongan和Demiroz（2005）得出了旅游发展与经济增长互为 Granger 原因。
　　Chi-Ok（2005）采用二向量自回归法（VAR）对韩国旅游业发展与经济扩张关系进行了研究，认为韩国旅游业的发展与该国经济扩张并无长期均衡关系。Brida（2008）等验证了旅游发展促进经济增长。Lee（2008）的研究中得到目的地经济发展带动旅游业发展的结论。国内学者的相关量化研究方法大致分为两大类：一类是采用灰色系统理论研究旅游发展与经济波动之间的关联关系，一类则采用计量方法研究旅游发展与经济波动之间的关系。武春友等（2009）采用协整检验和granger因果检验发现国内旅游发展与经济增长之间存在长期均衡关系，而国际旅游发展促进经济增长的作用并不显著。王维国等（2009）运用基于状态空间模型的可变参数模型估计并计算得到中国旅游边际消费倾向、狭义中国旅游收入乘数和广义中国旅游收入乘数，通过分析得出了可变参数模型适合用来测度中国的旅游边际消费倾向和旅游收入乘数，以及旅游对中国国民经济具有明显的拉动作用等重要结论。
　　吴利（2010）利用灰色系统理论，验证了旅游产业与经济增长具有高关联性，提出了通过加大旅游产业投入，提高旅游服务质量，开发旅游产品，打造旅游品牌，优化旅游产业结构，发展乡村旅游等方式，促进旅游产业发展，进而推动整个经济增长。乔宁宁（2013）通过建立VAR模型，采用分位数回归方法检验了宏观经济波动因素对入境旅游发展的影响。
　　以上文献说明，国内外关于旅游发展的研究主要集中在两方面，一是研究旅游发展的影响因素，二是研究旅游发展与宏观经济之间的关系。从研究方法上，较少从动态演变的角度考虑宏观经济波动对旅游发展的动态效应，从研究内容上，对宏观经济的界定往往采用国民经济增长值，较少将宏观经济波动深化为多因素的联合作用，较少系统分析宏观经济波动对旅游发展的动态效应。基于此，本文利用系统GMM估计法，在考虑国内旅游发展内生性的情况下，以国民经济增长率为关键性宏观经济波动因素，以通货膨胀率、失业率和城乡收入差距为控制性宏观经济波动因素，系统分析宏观经济波动对国内旅游发展影响的动态效应。
　　二、变量选取与模型设定
　　1．变量选取
　　在开放经济下，国家宏观调控的4个目标是：促进经济增长、增加就业、稳定物价、保持国际收支平衡。其中，经济增长作为首要目标，是衡量经济全面发展的主要指标，是一个宽泛、综合的概念，投资和消费需求的增减最终会体现到经济增长的变化上来，因此，本文选取国民经济增长率（rgdp）作为衡量宏观经济波动的关键解释变量。同时，由于增加就业和稳定物价同样是宏观调控的重要目标，是影响宏观经济波动的重要指标，因此本文选取失业率（ur）和通货膨胀率（ir）作为衡量宏观经济波动的两个控制变量。由于本文研究对象是国内的旅游发展，因此，未考虑国际收支平衡因素，取而代之采用城乡收入差距（gap）作为第三个控制变量。由于城乡收入差距的样本值是比值而非百分比值，为消除异方差问题，对其取对数得到lngap，其他回归变量均是百分比值，不再进行对数化处理（见表1）。
　　本文的样本选自年全国30个省、自治区和直辖市的面板数据，由于西藏自治区的部分数据缺失，因此排除在样本之外。统计分析数据来源于《中国统计年鉴》、各省统计年鉴、中国旅游统计年鉴、《新中国六十年统计资料汇编》。其中GDP以1997年为基期，各年的GDP都转化成1997年价格水平下的实际GDP。
　　2．模型设定
　　为了实证分析宏观经济对国内旅游发展的影响，本文以国内旅游发展（tdr）为因变量。
　　考虑到旅游发展除了受当期其他变量的影响之外，也必然受过去旅游发展水平的持续影响。为了反映并控制这种跨期的持续影响，本文将国内旅游发展的一阶滞后项引入到解释变量中，以充分反映旅游发展的历史信息对当期的影响。以国民经济增长率（rgdp）为表征宏观经济波动的关键解释变量，并加入通货膨胀率（ir）、失业率（ur）、城乡收入差距（lngap）等模型控制变量，建立面板数据模型。同时，基于宏观经济的动态性，即宏观经济波动是一个复杂的缓慢动态调整过程，过去的宏观经济波动值可能会影响当期国内旅游发展，故在关键解释变量和控制变量中加入各自的一阶滞后项。模型设定具体如下：
　　为了同时检验宏观经济波动中通货膨胀率、失业率和城乡收入差距对国内旅游发展的动态演变，本文在公式（1）中引入了国民经济增长率和各控制变量的交叉项，以及国民经济增长率和各控制变量平方的交叉项，模型设定如下：
　　公式（2）检验通货膨胀率对国内旅游发展的动态促进作用。
　　公式（3）检验失业率对国内旅游发展的动态吸收作用。
　　公式（4）检验城乡收入差距对国内旅游发展的动态吸收作用。
　　三、实证分析
　　1．实证方法
　　由于式（1）解释变量中包含了被解释变量的一阶滞后项，可能存在因变量到解释变量的反向关系，使得模型存在内生性问题，OLS估计结果会导致偏差，因此采用Arellano and Bond（1991）和Arellano and Bovver（1995）提出的广义矩阵法（GMM），广义矩估计法的优点在于使用前期的解释变量和滞后的被解释变量作为工具变量克服内生性问题，同时通过差分或使用工具变量控制住未观察到的个体效应。
　　Blundell and Bond（1997）认为，如果解释变量在时间上持续性较强，差分估计方程中这些滞后的水平变量就成为弱化工具变量，从而导致估计的有偏性。为了解决该问题，本文采用估计动态面板数据的系统广义矩估计方法（SystemGMM）。将差分估计和水平估计统一纳入一个系统进行估计，对式（1）进行差分，并增加一组滞后的差分变量作为水平方程相应变量的工具变量，从而同时利用差分和水平方程中的信息，提高估计结果的有效性。
　　2．变量统计描述
　　本文列出各变量的统计结果，观察各变量均值，发现所有变量的均值都为正值，说明各变量所表征的宏观经济波动因素都呈现整体增长趋势，这与我国经济高速发展的社会现状相符；此外，观察各变量标准差发现，tdr、rgdp、ir的标准差较小，ur、gap的标准差较大，说明前3个变量的波动幅度较小，能够维持较为稳定的增长趋势，而后两个变量的波动幅度较大，说明为各地区各时期的波动变化差异较大（见表2）。
　　3．稳健性检验
　　为了保证估计结果的稳健性和可靠性，在对设定的面板数据模型估计之前进行面板平稳性检验。本文采用LLC（Levin-Lin-Chu）、Fisher-ADF和Fisher-PP等方法进行面板单位根检验。表3中的结果显示，变量tdr、rgdp、ir、ur、gap均为1阶单整，由于模型中所有变量均为一阶单整，变量间可能存在面板协整关系，故在面板单位根检验的基础上继续进行面板协整检验。本文运用Pedroni和Kao方法进行面板协整检验，结果显示模型所选取的变量之间存在长期均衡稳定的协整关系。
　　4．模型估计与结果分析
　　本文采用动态面板数据的系统广义矩方法对式（1）进行估计，采用AR检验判断系统广义矩阵的一致性，并运用Sargan过度识别检验验证工具变量联合有效性。AR检验允许残差项存在一阶序列相关，但不允许存在二阶序列相关，Sargan检验的原假设为工具变量联合有效，即检验值大于0.1即说明工具变量联合有效。所有模型的AR检验结果均存在一阶序列相关，不存在二阶序列相关，符合系统广义矩阵的一致性要求。Sargan检验统计结果均大于0.1，说明模型不存在内生性问题。
　　宏观经济对国内旅游发展影响的估计结果见表4和表5。表4的1~6模型考察在加入不同控制变量的情况下宏观经济波动对旅游发展的影响，同时，观察不同控制变量及其滞后项对旅游发展的影响程度。表5考察国民经济增长率对国内旅游发展的影响如何受其他宏观经济波动因素的制约以及其他宏观经济波动因素对国内旅游发展的动态效应。具体估计结果分析如下：
　　（1）模型1~6均以国内旅游发展滞后项和国民经济增长率为关键解释变量，分别加入不同控制变量的估计结果。比较发现所有模型国内旅游发展滞后项在1%水平上显著相关，说明国内旅游发展具有动态持续性，当期国内旅游发展变动趋势受到上一期国内旅游发展演变机制的影响。
　　此外，国民经济增长率在各模型中也得到1%水平上高度显著的结果，说明其表征的宏观经济因素与国内旅游发展具有明显的正向关系，即宏观经济波动对国内旅游发展具有显著正向影响效应。
　　（2）除了模型统计上的显著性，通过观察各宏观经济波动因素对国内旅游发展的系统广义矩估计量有助于深入了解宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制。模型1中以国内发展滞后项、国民经济增长率为关键解释变量，国民经济增长率对国内旅游发展的回归系数为0.056，即当年国民经济每增长1%，国内旅游发展将增加0.056%。模型2中加入国民经济增长率滞后项，发现国民经济增长率滞后期对国内旅游发展产生显著负向效应，理解为滞后期国民经济增长率过高会对当期的国民经济增长造成压力，从而负向影响当期国内旅游发展。综合当期和滞后期的回归系数认为，当期的回归系数0.084大于滞后期的回归系数绝对值0.059，即国民经济增长率对国内旅游发展的影响以当期为主，并呈现明显的正效应。
　　（3）模型3加入通货膨胀率及其滞后项作为控制变量，结果显示国内旅游发展滞后项及国民经济增长率的显著正相关关系依然稳健。此外，综合通货膨胀率的当期值和滞后期发现，通货膨胀率对国内旅游发展具有负向影响，但这种影响并不显著，推测这是由通货膨胀率与国民经济增长率之间的相互作用产生的间接影响。模型7将对这种推测进行验证。模型4以失业率及其滞后项作为控制变量，结果显示失业率的当期值对国内旅游发展的影响并不显著，其滞后期值与国内旅游发展产生显著负相关关系，即当年的失业率每下降1%，未来1年的国内旅游发展将增长0.005%。模型5以对数化的城乡收入差距及其滞后项作为控制变量，结果显示当期城乡收入差距与国内旅游发展呈现显著负向相关性，滞后期城乡收入差距与国内旅游发展呈现显著正相关性，即当年城乡收入差距每上升1%，当年国内旅游发展将减少0.201%，未来一年国内旅游发展将增加0.028%。进一步观察回归系数发现，当期值的回归系数0.201明显大于滞后期回归系数0.028，说明当期值的影响程度明显大于滞后期的影响程度，城乡收入差距与国内旅游发展呈现显著负相关。
　　（4）模型6中将全部控制变量放入模型中，结合模型3~模型5的控制变量回归估计值判断各控制变量对国内旅游发展的影响效应。
　　通过显著性检验可知，通货膨胀率和失业率的显著性表现稳健，没有随着控制变量的改变浮动，而城乡收入差距的显著性随着控制变量的变化明显浮动，故判断3个控制变量之间存在相互作用关系。这种控制变量之间的相互作用会影响各控制变量与国内旅游发展的相关关系，但这种相互作用在通货膨胀率和失业率上表现不明显，而城乡收入差距受到控制变量之间的相互作用，与国内旅游发展之间的负向相关性消失，理解为城乡收入差距与控制变量之间的相互作用强于其与国内旅游发展之间的相互作用。
　　（5）表5估计结果显示，无论加入哪个宏观经济波动因素，国民经济增长率对国内旅游发展的显著正向关系依然稳健。
　　模型7是国民经济增长率、通货膨胀率与国内旅游发展相互影响的估计结果，国民经济增长率与通货膨胀率的交互项在1%水平上显著正相关，这表明宏观经济波动对国内旅游发展的影响依赖于通货膨胀率，通货膨胀率在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中呈现出正的调节作用，理解为动态促进作用。然而，通货膨胀率的调节作用存在一个门槛值，即这种调节作用类似于一个倒U型结构，通过两个交互项的结果可以计算得知这个门槛值等于0.0699，即只有通货膨胀率低于0.0699，其在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中才呈现动态促进作用。我国通货膨胀率的均值为0.0197，低于门槛值，但是样本中的通货膨胀率最大值为0.1010，意味着要想使通货膨胀率发挥动态促进作用，部分高通货膨胀率地区必须使用一些货币政策和收入政策来降低通货膨胀率。
　　模型8是国民经济增长率、失业率与国内旅游发展相互影响的估计结果，国民经济增长率与失业率的交互项在1%水平上显著负相关，说明宏观经济波动对国内旅游发展的影响依赖于失业率，失业率在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中呈现负的调节作用，理解为动态吸收作用。这种调节作用类似于一个正U型结构，存在一个门槛值，计算得到门槛值等于6.1333。我国失业率均值为3.5663，远低于门槛值，说明我国失业率在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中能够发挥动态吸收作用，即失业率会通过吸收国内旅游发展的红利来降低。
　　模型9是国民经济增长率、城乡收入差距与国内旅游发展相互影响的估计结果，交互项不存在相关性，认为城乡收入差距受到控制变量之间的相互作用，与其他控制变量的相关性较强，与国内旅游发展之间的相关性较弱，理解为城乡收入差距与控制变量之间的相互作用过强，弱化了其在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中的调节作用。
　　四、结论及建议
　　本文以年全国30个省、自治区和直辖市的面板数据为样本，使用系统GMM方法，以国民经济增长率为关键性宏观经济波动因素，以通货膨胀率、失业率和城乡收入差距为控制性宏观经济波动因素，实证分析了宏观经济波动对国内旅游发展的动态效应。得到的结论主要有：
　　（1）国内旅游发展自身具有动态持续性，当期国内旅游发展变动趋势受到上一期国内旅游发展演变机制的影响；（2）作为宏观经济波动的关键性变量，国民经济增长率不受其他控制变量的干扰，对国内旅游发展具有稳健的显著正向影响效应；（3）通货膨胀率在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中作用显著，且这种作用类似于一个倒U型结构，存在0.0699的门槛值，只有当通货膨胀率低于门槛值时，其在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中才能发挥动态促进作用，即只有当一个国家（地区）的通货膨胀率低于6.99%时，国内旅游发展才能随着通货膨胀率的增长而增长；（4）滞后一期的失业率与国内旅游发展呈现稳健的显著负相关，其他控制变量无法改变这种显著负相关性。同时，失业率在宏观经济波动对国内旅游发展的影响机制中呈现正U型结构的作用，存在6.1333的门槛值，只有当失业率低于门槛值时，其在宏观经济对国内旅游发展的影响机制中才能呈现动态吸收作用，即只有当一个国家（地区）失业率低于6.1333%时，国内旅游发展的增长才能有效降低失业率；（5）城乡收入差距当期值与国内旅游发展呈现显著负相关，而滞后期值与国内旅游发展呈现显著正相关，通过观察回归系数发现，当期值的影响程度明显大于滞后期的影响程度，因此判断城乡收入差距与国内旅游发展之间呈现显著负相关性。
　　本文的政策含义是：（1）旅游发展作为经济发展的新增长点并不是无条件的增长，在考虑国内旅游发展潜力、制定旅游发展政策的过程中，应该理性分析宏观经济波动状况，充分重视宏观经济波动与国内旅游发展之间的相互影响；（2）合理范围的通货膨胀是经济发展的规律，能够促进国内旅游发展，但过高的通货膨胀率对国内旅游发展有抑制作用。政府须时时监控通货膨胀水平，采取适当的货币政策和收入政策控制过高的通货膨胀率；（3）国内旅游发展能在一定程度上降低失业率，但这种作用并不是无条件的，如果失业率本身超过了合理区间，则国内旅游发展有效降低失业率的作用会消失。政府将降低失业率寄希望于国内旅游发展时，须事先明确一个国家（地区）当前的失业率水平，以避免盲目依靠发展旅游业降低失业率。
　　参考文献：
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　　一、金华金融业发展现状
　　金华金融业经过多年的发展、改革和创新，金融体系逐步完善，对稳定和推动经济社会发展的作用日益明显。
　　（一）金融资产规模不断扩大，存贷比例明显提升。年金华金融机构本外币各项存贷款余额迅猛增长，其中存款余额从2005年底的1559.58亿元增加到2014年底的6638.34亿元，年均增长17.5%；贷款余额由2005年底的1199.30亿元增加到2014年底的5733.36亿元，年均增长19.0%；增速分别比同期GDP年均增速高4.5和6.0个百分点。2014年存贷比86.4%，比2005年提高了9.5百分点，存贷比例得到明显提升，大量贷款为经济发展提供了源源不断的资金支持，尤其是对促进投资的作用最为明显。
　　（二）金融体系逐步构建完善，行业呈现多元发展。第三次经济普查结果显示，金华金融业法人单位[1]共548家，其中货币金融服务法人单位154家、资本市场服务法人单位240家、保险业法人单位65家、其他金融业法人单位89家（见表1）。基本形成了包括政策性银行、国有商业银行、股份制银行、城市商业银行、农村合作银行、村镇银行等在内的银行业体系；以人身险、财产险为主，保险经纪与代理服务、其他保险活动为辅的保险业体系；以及以金融租凭、典当、小额贷款、期货市场服务、资本投资服务、金融信托与管理、金融信息服务等为补充的非银行货币服务、资本市场服务和其他金融业，金融体系功能齐全、结构不断完善、行业呈现多元化发展。
　　表1：第三次经济普查金华金融业行业分布情况
法人单位数
货币金融服务
货币银行服务
金融租凭服务
其他非货币银行服务
资本市场服务
期货市场服务
资本投资服务
其他资本市场服务
保险经纪与代理服务
其他保险活动
其他金融业
金融信托与管理服务
金融信息服务
其他金融服务
　　（三）社会经济金融化程度高，GDP占比逐渐变大。从年浙江省各市金融相关比率[2]情况来看，金华金融相关比率近五年分别排在全省第4、4、4、2、2位，尤其是近两年都排在全省第2位，说明金华经济金融化程度以及金融发展水平都位居浙江省前列。
表2：年浙江省各地市金融相关比率（FIR）情况
　　金融业作为高附加值的行业，在运用金融手段推动经济发展的同时，本行业的增长也为经济发展做出直接贡献。从近十年金华金融业增加值情况来看，金融业增加值年均增速达到21.9%，比同期GDP增速高出8.9个百分点；金融业增加值占GDP的比重由2005年的4.6%提高到2014年的9.0%，占比仅次于工业和批发零售业，呈不断扩大态势，金融业的影响力和对经济发展的拉动作用不断强化，已逐渐成长为重要支柱型产业。
　　表3：年金华金融业增加值及占GDP比重情况
GDP（亿元）
金融业增加值（亿元）
金融业占GDP的比重（%）
　　二、金华经济增长与金融业发展关系实证分析
　　为进一步分析金华金融业发展与经济增长之间的关系和影响，本文通过统计回归分析对两者关系进行实证分析。
　　（一）建模变量选取。为进一步验证经济增长与金融业发展之间是否存在相互推进作用，现对两者进行格兰杰因果检验和回归分析。用金融机构人民币存款余额和贷款余额作为衡量金融业发展的指标，用地区生产总值(GDP)衡量经济发展状况。根据指标口径一致性和资料的可获得性原则，以年统计数据为样本，以GDP为被解释变量y，金融机构人民币存款余额（x1）、金融机构人民币贷款余额（x2）、金融相关比率（x3）为解释变量，建立模型。
　　为消除数据中异方差的影响，对地区生产总值、存款余额、贷款余额、金融相关比率四个变量同时取对数，分别用lny、lnx1、lnx2、lnx3表示。在实证检验和建模之前，对四个指标时间序列进行平稳性检验，选用ADF方法,利用计量分析软件eviews，并根据SIC准则对其进行检验，检验结果显示：在5%的显著性水平，贷款余额、金融相关比率具有一阶单整关系；在10%的显著性水平下，地区生产总值、存款余额显著，经作协整，也具备做格兰杰检验和回归分析的条件。
　　（二）格兰杰因果关系检验。经过地区生产总值与存贷款余额之间的ADF检验证明了金华经济增长与金融业发展之间存在着相互稳定的均衡关系, 但这种均衡关系是否能构成因果关系仍进一步验证。本文选用格兰杰（Granger）因果检验法，并运用计量分析软件eviews进行分析，检验结果如下：
　　表4：GDP与存贷款余额的格兰杰检验结果情况
显著性1%的判断
显著性5%的判断
lny(GDP)不是lnx1(存款余额)的原因
lnx1(存款余额)不是lny(GDP)的原因
lny(GDP)不是lnx2（贷款余额）的原因
lnx2（贷款余额）不是lny(GDP)的原因
lny(GDP)不是lnx3（金融相关比率）的原因
lnx3（金融相关比率）不是lny(GDP)的原因
　　1．lny变量与lnx1变量进行格兰杰因果关系检验。第一个原假设（GDP不是存款余额的格兰杰原因）检验结果P值为0.8273，大于0.05，表明在5%显著性水平上接受原假设，lny不是lnx1的格兰杰原因；第二个原假设（存款余额不是GDP的格兰杰原因）检验结果P值为0.0040，小于0.05且小于0.01，P值显著，在5%显著性水平上拒绝原假设，接受备择假设，说明lnx1是lny的格兰杰原因。
　　2．lny变量与lnx2变量进行格兰杰因果关系检验。第一个原假设（GDP不是贷款余额的格兰杰原因）检验结果P值为0.9049，大于0.05，表明在5%显著性水平上接受原假设，lny不是lnx2的格兰杰原因；第二个原假设（贷款余额不是GDP的格兰杰原因）检验结果P值为0.0052，小于0.05且小于0.01，P值显著，在5%显著性水平上拒绝原假设，接受备择假设，说明lnx2是lny的格兰杰原因。
　　3．lny变量与lnx3变量进行格兰杰因果关系检验。第一个原假设（GDP不是金融相关比率的格兰杰原因）检验结果P值为0.1787，大于0.05，表明在5%显著性水平上接受原假设，lny不是lnx3的格兰杰原因；第二个原假设（金融相关比率不是GDP的格兰杰原因）检验结果P值为0.0031，小于0.05且小于0.01，P值显著，在5%显著性水平上拒绝原假设，接受备择假设，说明lnx3是lny的格兰杰原因。
　　综合来看，通过格兰杰检验结果可以发现，在1%和5%的显著性水平下，存款余额、贷款余额和金融相关比率均是经济增长的原因，但经济增长都不是存款余额、贷款余额和金融相关比率的格兰杰原因。
　　（三）回归分析。通过计量分析软件Eviews，用最小二乘法对年金华地区生产总值（GDP）和金融相关比率（FIR）的数据进行线性回归分析，回归结果如下表：
　　表5：年金华GDP与FIR线性回归分析结果表
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
&&&&Mean dependent var
Adjusted R-squared
&&&&S.D. dependent var
S.E. of regression
&&&Akaike info criterion
Sum squared resid
&&&&Schwarz criterion
Log likelihood
&&&Hannan-Quinn criter.
F-statistic
&&&&Durbin-Watson stat
Prob(F-statistic)
　　对回归结果的残差进行ADF检验，在小于5%显著性水平下，模型的残差序列平稳，表明GDP和FIR之间存在协整关系，模型成立。从回归分析结果表5的情况来看，自变量ln（FIR）的t值为12.38892，变量显著性较好，伴随概率为0.0000，参数估计值是有效的，说明FIR与解释变量Y具有正相关关系。该模型的R-squared=0.905036，拟合优度较高；F统计量=153.4854，伴随概率为0.0000，具有较高的线性回归显著性。该回归方程可以写成如下形式：
　　ln（GDP）=-6.8ln（FIR）
　　由此可知，金融相关比率与GDP增长具有显著的相关关系，金融相关比率促进GDP增长的弹性系数约为2.35，同时GDP也显著影响金融相关比率的增长，经济与金融呈现相互促进、共同发展的局面。
　　三、金华金融业发展的机遇
　　金华商贸业发达、信息网络产业突飞猛进、工业经济稳步发展，经济社会的全面协调发展为金融业提供了有利的经济背景和发展环境。
　　（一）现代服务业试点全铺开，面临重大发展机遇。2014年8月，国家商务部、财政部正式批复金华启动开展现代服务业综合试点，金华正式成为全国现代服务业综合试点城市之一，且是所有获批城市中唯一的地级市，每年国家财政给予补助资金3亿元，同时省级配套资金不少于3亿元的资金支持。金融业在现代服务业发展中有着不可替代的重要作用，发展现代服务业，需要多种金融方式的支持与配套，因而现代服务业综合试点在金华的全面铺开，有利于推动金融业加快发展，并在金华产业转型升级、促进现代服务业提速发展中发挥更大的作用。
　　（二）浙中金融中心地位凸显，竞争能力不断增强。近年来，金华金融业取得长足发展，区域竞争力正不断增强，2014年，金华金融机构本外币存款余额6638.34亿元，已成为浙中金融业最发达的城市，而商业银行75%的存贷比红线放开后，更利于金华本地商业银行的发展。通过《&十二五&金融业发展规划》的施行，金华金融组织体系已日趋完善、金融机构资源与综合服务功能整合不断完善、农村金融改革深入推进。同时，利用金华在市场商贸、物流金融、跨境电子商务等领域的优势，有效拓展了金华的区域金融特色，浙中金融中心建设明显加快。
　　（三）经济转型升级步伐加快，金融业务空间拓展。目前，金华正处于重要转型发展期，企业转型升级愿望迫切，汽车及零部件、永康五金、义乌饰品等列入浙江省21个产业集群转型升级示范区，电子信息产业、文化产业等新型业态快速发展，&互联网+&逐步深入融合。企业转型升级也为银行业调整信贷结构和扩大业务空间开辟了新空间，有利于金融机构大力支持低碳经济、发展消费信贷、科技金融等新业务，开辟新的业务增长空间；有利于保险行业根据科技型、文化创意型、服务型和小微型等企业的发展规律和特点，积极为中小企业量身定制适合的保险产品，发展中小企业信用保险业务，探索开展出口信用保险项下的融资业务创新，实现以保险促信用、以信用促融资。
　　四、金融业与经济协调发展面临的主要问题
　　当前，金华经济增长仍主要依赖于投资拉动，消费对经济贡献度仍然比较低，产业结构调整任重道远，同时，金融业企业自身经营管理也面临诸多挑战，这些因素都加大了金融业的经营风险。
　　（一）人均存款水平增长快速，消费需求相对不足。从年浙江省各市人均存款情况来看，金华位居杭州、宁波、舟山、绍兴、嘉兴之后，排在第6位，人均存款金额低于全省水平，但与全省水平的差距在缩小；分地市看，金华与杭州、宁波两地差距较大，但与舟山、绍兴、嘉兴比较接近，处于浙江省中下水平（见表6）。
表6：年浙江省各地市人均存款情况
单位：万元
　　从近5年人均存款平均增长速度来看，金华平均增速为10.5%，高于全省1.0个百分点，位居全省首位，人均存款从2010年的7.43万元增长到2014年的12.21万元，增长快速。同期城镇居民人均生活消费支出从2010年的1.74万元增长到2014年的2.56万元，平均增速为10.2%，低于人均存款0.3个百分点。房价上涨、教育负担影响、消费习惯制约以及对社会转型期所造成对未来的不确定性，抑制了居民的消费欲望，消费行为较为保守，储蓄比例高、房产投资比例大、消费比例相对较小，居民消费需求未能充分得到释放。
　　（二）单位中长期贷款占比低，中小企业融资较少。从年金华存贷款结构情况来看，中长期贷款平均占比为22.6%；其中个人中长期贷款平均占比37.8%，单位中长期贷款平均占比14.2%。中长期贷款占比相对较低，而在单位中长期贷款中，经营贷款占24.4，固定资产贷款占75.6%。中小企业由于存在自身规模较小、综合实力不强、管理水平相对落后、信用普遍不高等情况，银行为降低风险，对其普遍存在&惜贷&和&惧贷&心理，而对不动产的抵押偏好更降低了中小企业的贷款机会，相较于中小企业日趋旺盛的金融服务需求，金融机构持续扶持中小企业的力度不足。
表7：年金华存贷款情况
中长期贷款
个人储蓄存款
单位普通贷款
单位普通贷款
　　（三）金融行业业绩明显下滑，风险保障机制欠缺。随着近几年金华信贷规模的持续扩张，银行业贷款损失准备金由2010年的42.17亿元提高到2014年的112.89亿元，5年年均增长27.9%；同期银行业营业利润增幅则由2010年的22.7%下降到2014年的9.6%，下降幅度明显。
　　保险业随着经济的发展，业务发展模式和盈利模式相对单一问题逐渐突出，如财产险业务增长主要靠机动车辆险增长拉动，2014年保险机构车险占财产险业务比重为87.6%，信用保险、企业财产险和家庭财产险等险种占比较低；在人身险业务中寿险占比较高，健康险和意外险所占比重偏低。
　　2014年金华规模以上小额贷款公司营业收入11.79亿元，同比下降10.1%；应付职工薪酬2.59亿元，增长19.9%。营业收入明显下滑，用工成本和经营成本却快速增长，加上客户群体主要是中小企业、个体工商户等，采用的多为无抵押的信用贷款或较为宽松的抵押担保条件，尽管社会效应明显，但潜在的风险也较大，面临可持续性发展问题。
　　表8：2014年金华规模以上金融业相关行业财务指标情况
资产总计(亿元)
营业收入(亿元)
营业利润(亿元)
应付职工薪酬(亿元)
小额贷款公司
　　五、金融与经济深入互动发展的对策建议
　　健康高效的金融体系能够通过促进资本积累和技术创新，推动经济的持续稳定发展，应充分加强机制、产品与服务创新，构建金华金融业与经济科学发展的良好局面，加快经济转型升级。
　　（一）推进金融生态环境建设，大力发展金融市场。金融生态是金融业运行的一系列外部基础条件，包括宏观经济环境、法制环境、信用环境、市场环境和制度环境等方面。金融生态环境的好坏直接影响金融功能的发挥，是决定金融业发展规模和发展效率的重要因素之一。当前，应围绕&稳增长、促改革、调结构、惠民生&的总目标，加快推进金融业改革创新，不断增强金融业的整体实力和抗风险能力，充分发挥金融业对经济稳定增长和转型升级的促进作用，努力保持经济平稳较快发展，加强金融法律制度建设和金融法制宣传，完善社会信用体系。同时，针对金华金融业的发展模式仍然是以间接融资为主的银行主导型，直接融资需求不断增加的情况，应加强建立多层次的融资体系，提高整个融资体系效率，继续拓展私募股权基金、债券、融资租赁等直接融资渠道，加强对民间金融的引导和规范，完善企业直接融资过程中的中介服务等等。
　　（二）支持中小企业金融需求，促进融资方式创新。健立健全中小企业融资体系是一个系统工程，从金融领域看，应把服务中小企业作为金融业自身实现可持续发展的重要领域，合理布局、优化资源配置，加快小额贷款公司、村镇银行、科技银行、金融服务公司等为中小企业服务的地方性金融机构发展，鼓励大型金融机构、股份制金融机构积极开展中小企业金融服务。同时，继续推进融资方式和渠道的创新，针对中小企业缺乏符合要求的抵(质)押品而无法获得优质融资资源的情况，各金融机构应在风险可控的基础上，根据不同行业、不同生命周期阶段的中小企业不同的融资需求，创新出更多量身订制的融资产品和融资方式，优先支持产品创新能力强、市场前景好的中小企业，如大胆应用影视作品版权、应收账款、抵押加成、保证保险等多种灵活的担保方式，缓解中小企业因缺少抵押物而造成的融资途径较少、融资成本较高的困境。
　　（三）积极助推消费金融发展，释放居民消费潜力。2014年，金华人均储蓄额达12.21万元，城镇常住居民人均可支配收入和人均生活消费支出分别为39807元、25627元，未释放的居民消费潜力巨大。随着浙中城市群、金义都市新区建设的全面铺开，金华城市化率平均每年提高1.0个百分点，城市化已是经济发展的主题，城市化进程的加快，农村和外来人口进一步积聚，长期消费和长期公共消费未来将会保持较快的增长。我国消费金融经过了二十年的发展，用于个人和家庭消费目的的贷款规模迅速扩张，贷款用途也日益广泛，消费金融已成为金融市场不可或缺的重要组成部分。通过进一步促进消费金融发展，有效支持个人消费业务的升级，特别是创新发展直接消费的消费信贷业务，对拉动内需和释放居民消费活力都具有重要意义。
　　（四）积极实施金融人才战略，集聚金融专业人才。随着金融业市场化改革的不断推进、金融业务拓展和服务深化，社会对金融人才的需求更加迫切。应健全引进和培育金融人才的工作机制，立足金华发展需要，制定金融稀缺人才和高级人才的培养、引进、交流的具体计划和措施。同时，有关主管部门应积极出台奖励办法，鼓励并资助符合条件的金融人才参加相关专业的国际培训或进修、参加高级别学术交流等活动，并通过联合高等院校、科研机构、金融机构等多方联合，建立资源共享型的多层次金融人才培养体系，鼓励和吸引高层次金融人才到金华发展，使金融人才的智慧和才干得到最充分的发挥，推动金融业创新发展。
　　[1]法人单位包含按国家统计局《统计单位划分及具体处理办法》规定的视同法人单位，即在其经营地独立报送统计数据的跨省分支机构。
　　[2]金融相关比率(Financial Interrelations Ratio, FIR):由美国经济学家Raymond.W.Goldsmith提出，是衡量一个国家或地区金融业发展水平最常用的指标，是指某一时点上现有金融资产总额与国民财富之比，其简化公式是金融资产（金融机构存贷款余额）与GDP之比。
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