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金融實證分析范文第1篇

關(guān)鍵詞：資產(chǎn)證券化；金融穩(wěn)定；脈沖響應(yīng)方程；金融危機

1引言

資產(chǎn)證券化作為一種重要的金融創(chuàng)新工具，對全球經(jīng)濟發(fā)展和金融活動產(chǎn)生了巨大的影響。如Frank J Fabozzi和Franco Modigliani（1998）曾指出，自20世紀(jì)60年代開始的資產(chǎn)證券化的浪潮徹底改變了傳統(tǒng)的金融中介方式，極大的促進了融資活動的發(fā)展。伴隨著金融自由化的趨勢，資產(chǎn)證券化在全球范圍內(nèi)迅速發(fā)展，其在提高金融市場流動性、轉(zhuǎn)移和分散風(fēng)險、促進宏觀經(jīng)濟發(fā)展等方面發(fā)揮了日益重要的作用。但是，美國于2007年爆發(fā)的次貸危機，使人們深刻的意識到資產(chǎn)證券化所隱含的巨大風(fēng)險，慘痛的教訓(xùn)使人們清醒的認(rèn)識到資產(chǎn)證券化只是把風(fēng)險在不同的投資者之間進行轉(zhuǎn)移，并沒有消除這些風(fēng)險。相反，當(dāng)經(jīng)濟活動中出現(xiàn)過度的資產(chǎn)證券化行為時，資產(chǎn)證券化還會放大金融系統(tǒng)中的風(fēng)險，甚至產(chǎn)生新的風(fēng)險，并加速信用風(fēng)險由金融系統(tǒng)向?qū)嶓w經(jīng)濟的轉(zhuǎn)移。因此，許多人開始擔(dān)心：如果資產(chǎn)證券化的趨勢沒有被遏制，那我們的金融系統(tǒng)將變得更加脆弱。

關(guān)于2007年金融危機爆發(fā)的原因，學(xué)者進行了深入的探討。其中，John Kiff和Paul Mills（2007）[1]認(rèn)為在向低信用借款人發(fā)放的長期貸款的中，中介機構(gòu)沒有充分對次級貸款質(zhì)量進行有效的監(jiān)督，是本次金融危機爆發(fā)的重要原因之一，因為這些次級貸款被廣泛用于資產(chǎn)證券化的資產(chǎn)池，造成了資產(chǎn)證券化產(chǎn)品的信用風(fēng)險被市場嚴(yán)重低估。他們也指出信用評級機構(gòu)在危機發(fā)生后表現(xiàn)遲緩亦加劇了金融危機對全球經(jīng)濟的影響。陳志武（2007）[2]指出，現(xiàn)有的制度結(jié)構(gòu)所能支撐的資本化容量遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于金融化、資本化的需求，最終導(dǎo)致了此次金融危機的爆發(fā)。雖然資產(chǎn)證券化在此次金融危機中扮演著不容忽視的角色，但毋庸置疑的是：金融危機爆發(fā)的主要原因是由于信用風(fēng)險管理的不到位和資產(chǎn)過度證券化，而不是資產(chǎn)證券化本身。因此，我們有必要準(zhǔn)確的分析資產(chǎn)證券化和金融穩(wěn)定之間的作用機制，從而對資產(chǎn)證券化有一個正確的認(rèn)識。

2相關(guān)研究

此次金融危機之前，人們普遍接受這樣一個觀點：資產(chǎn)證券化可以分散信用風(fēng)險，因此，其可以促進金融系統(tǒng)的穩(wěn)定。Donahoo和Shaffer（1991）[3]指出資產(chǎn)證券化可以顯著地降低銀行的金融成本，其作用機制由Fabozzi 和Kothari（2007）[4]進行了充分的闡述。Hill（1996）認(rèn)為資產(chǎn)證券化是解決公司金融中信息不對稱問題的一個重要手段。Schwartz（2002）指出資產(chǎn)證券化可以使發(fā)起人在資產(chǎn)市場上以更低的成本進行融資，從而降低了金融系統(tǒng)的風(fēng)險。Katz（1997）[5]指出抵押貸款市場中資產(chǎn)證券化的程度與抵押利率的截面分布呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系，這表明資產(chǎn)證券化促進了抵押貸款市場的發(fā)展。Kothari（2003）指出隨著資產(chǎn)證券化的發(fā)展，金融市場的融資雙方之間的聯(lián)系將更加緊密，這一進程將推動商業(yè)銀行的傳統(tǒng)主導(dǎo)地位逐漸被投資銀行所取代。

但是，資產(chǎn)證券化并非是一個沒有任何風(fēng)險的金融工具。Instefjord（2005）[6]指出結(jié)構(gòu)化金融產(chǎn)品可以導(dǎo)致發(fā)行人在經(jīng)營活動中愿意承擔(dān)更高的風(fēng)險，即資產(chǎn)證券化可能導(dǎo)致道德風(fēng)險。Rajan等（2005）[7]也指出，資產(chǎn)證券化程度的加深和風(fēng)險轉(zhuǎn)移鏈條的延長導(dǎo)致貸款人降低了保障最終投資者利益的動機，并且增加了金融機構(gòu)在此次金融危機中的道德風(fēng)險。Shin（2009）[8]指出有關(guān)資產(chǎn)證券化的傳統(tǒng)觀點忽視了信用供給的內(nèi)生性，如果增加資產(chǎn)供給的前提之一是降低借貸標(biāo)準(zhǔn)，那么資產(chǎn)證券化將不會增加金融穩(wěn)定。Allen和Gale（2005）[8]指出如果一國金融市場不完全，同時監(jiān)管缺乏效率時，資產(chǎn)證券化的風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制可能成為監(jiān)管投機的工具，則此種情形下的資產(chǎn)證券化將增加金融系統(tǒng)的風(fēng)險。Dionne和Montréal（2003）[10]通過加拿大的銀行數(shù)據(jù)實證檢驗銀行資本、資產(chǎn)證券化和風(fēng)險之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)證券化和銀行風(fēng)險之間具有顯著的正相關(guān)聯(lián)系，同時，資產(chǎn)證券化和銀行的總風(fēng)險資本充足率之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，當(dāng)資產(chǎn)證券化手段使用不當(dāng)或者政府監(jiān)管缺位時，資產(chǎn)證券化可能導(dǎo)致金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定。

3資產(chǎn)證券化與金融穩(wěn)定之間關(guān)系的實證檢驗

31 指標(biāo)選擇和樣本數(shù)據(jù)來源

資產(chǎn)證券化程度包含實體資產(chǎn)證券化、信貸資產(chǎn)證券化和無形資產(chǎn)證券化等內(nèi)容，但是考慮到市場數(shù)據(jù)的可得性以及足夠的樣本區(qū)間，我們僅采用美國證券市場的市值規(guī)模和GDP的比值衡量其證券化程度（SGDP），計算方法如下：

SGDP=股票市場總市值/GDP

金融穩(wěn)定反映在金融體系的穩(wěn)定上，金融穩(wěn)定狀態(tài)就是構(gòu)成金融體系的主要要素平穩(wěn)運行。Nout Wellink1（2002）認(rèn)為，一個穩(wěn)定的金融體系應(yīng)該能夠有效地分配資源和吸收沖擊，阻止這些沖擊對實體經(jīng)濟和其它金融體系造成破壞性影響。Foot（2003）提出了資產(chǎn)價格可以通過改變消費、國內(nèi)信貸和資本流動來影響實體經(jīng)濟和金融穩(wěn)定。我們可以使用多個指標(biāo)來度量金融體系是否穩(wěn)定，比如宏觀經(jīng)濟的增速，金融體系的信貸資源分配，金融體系的金融深化程度，金融體系資源配置效率等。

本文構(gòu)建以下四個指標(biāo)來度量金融穩(wěn)定：

a宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定程度：DGDP=（GDP-GDP（-1））/GDP（-1），DGDP表示實際GDP增長速度；b金融體系的信貸資源分配：TCGDP= TC/GDP，其中，TC是國內(nèi)信貸的總量；c金融體系的金融深化程度：M2GDP=M2/GDP；d金融體系資源配置效率：RI，RI代表美國的實際利率。

根據(jù)公開數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇從1988年到2010年的美國相關(guān)變量數(shù)據(jù)作為樣本，每個時間序列共23個樣本，原始數(shù)據(jù)來源于世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、IMF 數(shù)據(jù)統(tǒng)計資料和美國財政部，各個初始變量經(jīng)整理后得到上文描述的五個指標(biāo)。

32 格蘭杰因果檢驗

通過對資產(chǎn)證券化與金融穩(wěn)定的相關(guān)指標(biāo)進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，我們可以初步檢驗各個變量之間的作用機制――資產(chǎn)證券化能否影響金融穩(wěn)定，金融穩(wěn)定能否影響資產(chǎn)證券化的進程，或者兩種機制同時存在。

從Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)果來看，在5%的置信水平，我們可以拒絕資產(chǎn)證券化程度（SGDP）不是經(jīng)濟增長（DGDP）和貨幣供給增長（M2GDP）的格蘭杰原因的原假設(shè)，在10%的置信水平，我們可以拒絕資產(chǎn)證券化程度（SGDP）不是RI的格蘭杰原因的原假設(shè)。即從某種程度上，資產(chǎn)證券化可以影響美國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定、金融體系的深化和金融體系內(nèi)資源配置效率，雖然他們之間的作用方式尚不能確定。但是資產(chǎn)證券化程度（SGDP）和美國信貸規(guī)模（TCGDP）之間互相不是彼此的格蘭杰因果原因，即資產(chǎn)證券化和信貸規(guī)模之間的關(guān)系尚不能確定。此外，即使在10%的置信水平下，我們不能拒絕DGDP、M2GDP和RI是資產(chǎn)證券化格蘭杰原因的原假設(shè)，這可能意味著美國的資產(chǎn)證券化進程可以對金融穩(wěn)定產(chǎn)生作用，但這種作用機制是單向的，金融穩(wěn)定并沒有對資產(chǎn)證券化程度產(chǎn)生反向的推動作用。這些結(jié)論的準(zhǔn)確性還需要通過建立VAR模型進一步討論。

Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表1所示。

33 脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

在格蘭杰因果關(guān)系檢驗的基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建VAR模型以研究各個變量之間的作用機制。VAR模型在描述多變量系統(tǒng)內(nèi)的相互關(guān)系上具有先天的優(yōu)勢，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)，我們可以分析各個變量的外在沖擊對其他變量的系統(tǒng)反應(yīng)過程，如外在沖擊影響的持續(xù)時間長度和過程的收斂發(fā)散。根據(jù)ASC和SCI準(zhǔn)則，本文選取滯后2階的VAR（2）模型來描述各個變量之間的關(guān)系。由于本文主要考察各個變量之間的相互作用機制，所以并不給出VAR模型的各個參數(shù)。

我們討論變量SGDP在產(chǎn)生一個單位的正向外部沖擊時對其他變量的影響，其中，該沖擊在第一期會對SGDP產(chǎn)生正向的影響，然后沖擊對DGDP的影響程度開始震蕩下降至趨近于0，這說明資產(chǎn)證券化是宏觀經(jīng)濟的領(lǐng)先指標(biāo)，并且能夠促進宏觀經(jīng)濟增長，但是SGDP并不是預(yù)測經(jīng)濟長期增長趨勢的一個有效指標(biāo)；SGDP的單位沖擊會對TCGDP產(chǎn)生一個長期持續(xù)的、顯著正向的影響，這表明資產(chǎn)證券化程度的提高可以提高金融市場參與者的融資能力，促進信貸擴張；SGDP的單位沖擊在期初的兩期內(nèi)會對RI產(chǎn)生一個正向的影響，但在2期后會產(chǎn)生一個負(fù)向的長期影響，這表明在資產(chǎn)證券化加速的過程中資產(chǎn)價格一般會快速增長，宏觀經(jīng)濟亦會伴隨著加息周期，利率的提高可以防止資產(chǎn)價格出現(xiàn)泡沫，但在長期內(nèi)，資產(chǎn)證券化的提高會降低金融市場的融資成本，從而帶動真實利率的下降；該沖擊亦會對M2GDP在長期內(nèi)造成持續(xù)的正向影響。

在圖1b中，我們可以發(fā)現(xiàn)DGDP的一個單位正向沖擊在期初會對SGDP產(chǎn)生一個負(fù)向的影響，這可能是因為資產(chǎn)證券化是宏觀經(jīng)濟的領(lǐng)先指標(biāo)并能夠反映市場對宏觀經(jīng)濟發(fā)展的預(yù)期，當(dāng)宏觀經(jīng)濟的實際沖擊與市場預(yù)期相同，由于該沖擊已在資產(chǎn)證券化中有所反映，而宏觀經(jīng)濟更可能在下一期出現(xiàn)一個負(fù)向沖擊使宏觀經(jīng)濟回歸均衡增長路徑，所以DGDP沖擊對SGDP的影響是負(fù)向的；相反，M2GDP的單位沖擊在期初對SGDP會造成顯著的正向影響，因為寬松的貨幣政策有利于資產(chǎn)價格上漲和資產(chǎn)證券化的擴張；當(dāng)實際利率增高時，投資者會對風(fēng)險資產(chǎn)索要一個更高的預(yù)期回報率，這將降低人們對風(fēng)險資產(chǎn)的需求，所以RI的單位沖擊將對SGDP產(chǎn)生一個長期的負(fù)向影響。

4結(jié)論

在美國次貸危機之后，我們應(yīng)該清醒地認(rèn)識到資產(chǎn)證券化給金融市場帶來的好處和風(fēng)險，而不是僅把資產(chǎn)證券化當(dāng)作金融危機的罪魁禍?zhǔn)锥Ｖ菇鹑趧?chuàng)新。資產(chǎn)證券化作為現(xiàn)代金融市場中重要的金融創(chuàng)新工具之一，它在迎合市場中投資者的多樣化投資需求和提高金融機構(gòu)競爭力等方面發(fā)揮著不容忽視的作用。我們的實證檢驗也表明資產(chǎn)證券化可以對經(jīng)濟增長、信用擴張和真實利率等領(lǐng)域施加顯著的影響，合理的資產(chǎn)證券化可以促進金融穩(wěn)定，同時，金融穩(wěn)定亦會反過來促進資產(chǎn)證券化的進程。但是，非理性的資產(chǎn)證券化也會產(chǎn)生額外的信用風(fēng)險，造成金融系統(tǒng)更容易受到外在沖擊的影響。因此，政策決策者應(yīng)該充分理解資產(chǎn)證券化和金融穩(wěn)定之間的相互作用機制，從而能夠在不同的經(jīng)濟條件下制定不同的資產(chǎn)證券化政策以保持金融穩(wěn)定，如，當(dāng)實體經(jīng)濟存在衰退風(fēng)險時，政府應(yīng)該鼓勵資產(chǎn)證券化，從而促進信用擴張和降低市場利率，反之亦然。同時，為了維持金融穩(wěn)定，政府應(yīng)該采取更加積極的金融監(jiān)管措施，禁止金融欺詐和非法投機活動，并且抑制金融市場中可能出現(xiàn)的資產(chǎn)過度證券化現(xiàn)象。

參考文獻：

[1] John K，Paul MMoney for nothing and checks for free： Recent Developments in USSubprime Mortgage MarketsNew Finanee 2007；10： 43-7

[2] Chen ZWCrisis drove capitalization growth in capacityInternational Financing 2007；11：31-3

[3] Donahoo，K，ShafferSCapital requirements and the securitization decisionQuarterly Review of Economics and Business 1991；4：12-23

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[5] Katz JGetting secureFederal Reserve Bank of Boston Regional Review 1997；3：13-7

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[7] Rajan，RHas financial development made the world riskier Working paper 2005

[8] Shin HSSecuritization and financial stabilityThe Economic Journal 2009；119：309-32

金融實證分析范文第2篇

區(qū)域金融理論從根本上說是金融發(fā)展理論的范疇。它是將金融發(fā)展理論的國別分析尺度縮小到區(qū)域，相對于金融發(fā)展理論，區(qū)域金融理論研究的核心是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相互關(guān)系在區(qū)域中的表現(xiàn)。

現(xiàn)代金融發(fā)展理論肯定了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著相互促進的關(guān)系，關(guān)于經(jīng)濟增長和金融發(fā)展之間存在的雙向關(guān)系，很多學(xué)者都進行了理論和實證分析。馬科·帕加托（Macro Pagano,1993）運用AK模型予以分析，得出結(jié)論認(rèn)為金融發(fā)展通過影響儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的比率、資本邊際生產(chǎn)率或私人儲蓄率來影響經(jīng)濟增長率。而格林伍德和約萬諾維奇（Greenwood and Jovanovic,1990）、萊文（Levine,1993）等也都在他們各自的研究中闡述了經(jīng)濟增長對于金融發(fā)展的促進作用。

但是鑒于我國的特殊國情以及轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟的特殊性，僅僅通過國家層面上的研究是不夠的。周立和胡鞍鋼（2002）通過對我國經(jīng)濟發(fā)展差距和金融發(fā)展差距的計算和觀察，得出了兩點重要結(jié)論：第一，由于中國各地區(qū)發(fā)展的不平衡性顯著，對中國的研究不能只停留在國家層面，只有深入到地區(qū)層面，才可能把握到基本的現(xiàn)實，從而得出符合實際的結(jié)論；第二，經(jīng)濟差距和金融差距的變動趨勢在時間上具有一致性。這也充分說明了從區(qū)域的角度研究金融發(fā)展理論的必要性。本文以安徽省為例，選取省內(nèi)不同經(jīng)濟區(qū)域的9個地市2002～2011十年的數(shù)據(jù)，分析其金融發(fā)展程度及其與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，同時可以看出金融發(fā)展的區(qū)域差異。

區(qū)域金融理論的實證分析

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡以及貨幣供求方面的差異，決定了其金融發(fā)展差異較大。通常用金融資產(chǎn)規(guī)模相對于國民財富擴展的金融增長（Financial Growth）作為金融發(fā)展水平的替代指標(biāo)，國際上一般采用金融相關(guān)比率這種指標(biāo)來衡量金融增長水平，人們通常將其簡化為金融資產(chǎn)總量與GDP之比。由于缺乏地區(qū)金融的數(shù)據(jù)，所以一般采用金融機構(gòu)的存貸款之和與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比進行計算，計算公式為：

FIR=(S+L)/GDP

FIR為金融相關(guān)比率；S代表存款額；L代表貸款額；GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值。

通過對安徽省選取的9個地市10年數(shù)據(jù)進行實證分析可以看出，安徽省各地金融發(fā)展存在著區(qū)域差異（見圖1）。

1、省內(nèi)不同經(jīng)濟帶金融發(fā)展存在差異

總體來看，合肥市的金融相關(guān)比率要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他地市，且開始年份較高，但有逐步縮小并趨于穩(wěn)定的趨勢；不同地市之間均存在著差異，泛長江城市帶要高于安徽省內(nèi)部其他區(qū)域，這與政府政策支持以及地理位置導(dǎo)致的經(jīng)濟發(fā)展差異有很大的關(guān)系；皖南要高于皖北地區(qū)。對比圖2各地市GDP可以直觀判斷出FIR與GDP存在著顯著正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)然，各地市的金融發(fā)展程度除了與經(jīng)濟金融因素有關(guān)，還有些非經(jīng)濟金融因素的影響如：地方政府的干預(yù)和自然與社會條件的影響等。

2、經(jīng)濟增長與金融發(fā)展存在著正相關(guān)關(guān)系

進一步地，將9各地市10年間的樣本進行相關(guān)性分析，得出相關(guān)矩陣，可以看出各地金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著正相關(guān)關(guān)系二者相關(guān)系數(shù)為0.448。這說明安徽省經(jīng)濟增長與金融發(fā)展之間的相互促進的關(guān)系。

結(jié)論

金融實證分析范文第3篇

關(guān)鍵詞：內(nèi)部控制 商業(yè)銀行 控制環(huán)境

根據(jù)銀監(jiān)會的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，截至2010年末，我國銀行業(yè)金融機構(gòu)境內(nèi)本外幣資產(chǎn)總額為94.4萬億元，同比增長19.7%。銀行業(yè)金融機構(gòu)境內(nèi)本外幣負(fù)債總額88.4萬億元，同比增長19%。其中大型商業(yè)銀行總資產(chǎn)仍占主體（見圖1），而城市商業(yè)銀行發(fā)展最為迅速，因而在我國這種特殊的國情背景下，提高金融系統(tǒng)尤其是銀行系統(tǒng)的穩(wěn)定性，降低銀行業(yè)總體風(fēng)險的關(guān)鍵在于做好這些商業(yè)銀行個體的風(fēng)險管理工作，而這些銀行風(fēng)險管理水平的提高，都基于其內(nèi)部控制體系的完善，因而對于處于快速發(fā)展的城市商業(yè)銀行來說，對其內(nèi)部控制機制的完善的探討具有現(xiàn)實意義。

在我國，提高金融系統(tǒng)，尤其是銀行系統(tǒng)穩(wěn)定性對宏觀經(jīng)濟的正常運行、社會發(fā)展的持續(xù)穩(wěn)定至關(guān)重要。為了提高銀行系統(tǒng)的穩(wěn)定性，降低商業(yè)銀行的運作風(fēng)險，在商業(yè)銀行內(nèi)部進行切實有效的風(fēng)險管理是十分重要的，而對于商業(yè)銀行的風(fēng)險管理來說，一套行之有效的內(nèi)部控制制度的實現(xiàn)是其實現(xiàn)有效的風(fēng)險管理的主要途徑，而商業(yè)銀行的內(nèi)部控制機制的有效運營，必然受到其內(nèi)部控制環(huán)境的影響。

我國商業(yè)銀行內(nèi)控環(huán)境影響因素實證分析

本文所定義的商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境是指影響銀行內(nèi)部控制流程和制度運營成效和銀行控制手段實施效果的一切內(nèi)部控制制度外、企業(yè)組織結(jié)構(gòu)內(nèi)的影響因素。

在內(nèi)部控制的要素中，并非每個控制要素對于商業(yè)銀行內(nèi)部控制機制的運營成效的影響力度都是完全等同的，對于商業(yè)銀行來說，事后控制性的控制措施便難以符合商業(yè)銀行的運營控制需求。為了檢驗商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境要素這一影響商業(yè)銀行內(nèi)部控制制度運營成效的基礎(chǔ)變量對商業(yè)銀行內(nèi)部控制運營的實際影響狀況和影響程度，本文以相關(guān)性分析方法對商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境影響因素進行實證檢驗。

（一）變量的選取

本文以商業(yè)銀行外部審計費用支出變量為被解釋變量綜合考察商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境相關(guān)的影響因素對其內(nèi)部控制運營成效的影響。

內(nèi)部控制環(huán)境是對商業(yè)銀行內(nèi)部控制的規(guī)劃、設(shè)計、實施和監(jiān)督流程和程序產(chǎn)生直接作用的商業(yè)銀行內(nèi)部環(huán)境因素的總和。由于商業(yè)銀行的外部宏觀環(huán)境的影響因子眾多且影響機制較為復(fù)雜，并且由于本文所研究的樣本—國內(nèi)上市銀行均處于同樣的宏觀經(jīng)濟背景之下，考慮到本文的研究主要著眼于對商業(yè)銀行內(nèi)部運作中的內(nèi)部因素對內(nèi)控機制的影響機制的建模，因而本文沒有在模型中設(shè)計宏觀經(jīng)濟表征變量。商業(yè)銀行的內(nèi)部控制環(huán)境的內(nèi)部因素包括銀行的治理結(jié)構(gòu)，組織架構(gòu)、資本結(jié)構(gòu)等，因而本文主要從商業(yè)銀行的治理結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制機構(gòu)安排等方面設(shè)計商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境的表征影響因子，經(jīng)分析本文選取的指標(biāo)主要是：

1.年度內(nèi)監(jiān)事會的會議次數(shù)。即在一年內(nèi)召開的監(jiān)事會會議的次數(shù)，由于商業(yè)銀行的監(jiān)事會是銀行內(nèi)部實施有效內(nèi)部控制的重要保障機構(gòu)，銀行監(jiān)事會在監(jiān)督和監(jiān)控權(quán)上的權(quán)威可以保證其有效地監(jiān)督銀行內(nèi)部的管理層至操作層的所有運作。因而本文假設(shè)認(rèn)為年度內(nèi)監(jiān)事會開會次數(shù)越多，說明上市銀行的監(jiān)事會成員較為積極地參與企業(yè)運營的監(jiān)督工作，是商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境的一個表征影響因素。

2.審計委員會。本文將該指標(biāo)設(shè)定為：1-設(shè)立，0-未設(shè)立，3-未知來度量商業(yè)銀行審計委員會的建立及其內(nèi)部審計活動的開展對外部審計定價的影響。

3.CR_10指數(shù)。該指標(biāo)定義為商業(yè)銀行前10位大股東持股比例之和，由于商業(yè)銀行的資本構(gòu)成結(jié)構(gòu)也是影響銀行內(nèi)部控制的環(huán)境要素之一，因而本文選取該指標(biāo)來反映上市銀行的資本集中度，并建立假設(shè)認(rèn)為通常商業(yè)銀行的資本集中度越高，銀行出資人和所有者對于商業(yè)銀行的風(fēng)險報酬的要求也往往較為強烈，其對銀行的風(fēng)險管理與內(nèi)部控制的要求也更為嚴(yán)格，從而可以很好地表征商業(yè)銀行的內(nèi)部控制環(huán)境利好程度。

4.獨立董事的個數(shù)。即擔(dān)任獨立董事的人的個數(shù)，所謂獨立董事是指不在上市銀行擔(dān)任除董事外的其他職務(wù)，并與其所受聘的上市銀行及其主要股東不存在可能妨礙其進行獨立客觀判斷的關(guān)系的董事。由于現(xiàn)代公司結(jié)構(gòu)下企業(yè)的獨立董事是企業(yè)內(nèi)部控制發(fā)揮作用的制度措施，因而將該指標(biāo)作為商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境構(gòu)建水平的表征因子在理論和實踐上都是合理的。

5.獨立董事津貼。獨立董事的設(shè)立是企業(yè)保證自身內(nèi)部控制有效運作最為重要的控制環(huán)境，因而對上市銀行獨立董事津貼的考察十分必要。該指標(biāo)定義為上市銀行依法給予銀行獨立董事的適當(dāng)報酬。通過該指標(biāo)的考察可以發(fā)掘銀行對于自身內(nèi)部控制環(huán)境構(gòu)建的投入力度，是表征內(nèi)控環(huán)境優(yōu)劣的主要指標(biāo)。

6.高管人員持股總數(shù)比例。該指標(biāo)是指年末銀行全部高級管理人員中，除開董事、監(jiān)事以外的其他高級管理人員所持有的股票總數(shù)占總股本的比例。由于商業(yè)銀行的內(nèi)部控制措施的實施者主要都是銀行內(nèi)部的中高層管理人員，因而激勵和促使高管人員以主人翁的態(tài)度執(zhí)行內(nèi)部控制措施是保證商業(yè)銀行設(shè)計的內(nèi)控措施能有效運作的關(guān)鍵，從而使該指標(biāo)成為商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境的影響因子之一。

7.資本充足率。該指標(biāo)用來反映商業(yè)銀行運作過程中的穩(wěn)健性因素，由于商業(yè)銀行屬于高杠桿的負(fù)債經(jīng)營，資本充足的商業(yè)銀行方能具有更加強大的風(fēng)險抗擊能力并且可以對銀行的內(nèi)部控制機制運作帶來較大的影響，因而對該變量的考察亦是十分必要的。

綜上可知，在商業(yè)銀行的內(nèi)部控制環(huán)境特征的影響因子選取中，對于商業(yè)銀行內(nèi)部治理的具體制度如監(jiān)事會制度、審計委員會制度、獨立董事制度的相關(guān)要素安排是影響銀行內(nèi)部控制運作的關(guān)鍵要素，因而對商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)影響要素的選取也緊緊圍繞商業(yè)銀行的內(nèi)外部治理環(huán)境和銀行治理環(huán)境要素。

（二）樣本數(shù)據(jù)的選取

本文以1998-2010年滬深股市中商業(yè)銀行上市銀行的年報數(shù)據(jù)中上述所有解釋變量的指標(biāo)計算值為樣本，選取的上市銀行集合為在最新的中國證監(jiān)會上市銀行行業(yè)分類指引目錄下的銀行業(yè)，包括I金融、保險業(yè)大類下的I0101政策性銀行、I0105合作銀行、I0110國有獨資商業(yè)銀行、I0199其他商業(yè)銀行四個二級分類下的所有上市銀行。

本文研究數(shù)據(jù)主要從國泰安數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫中搜索和導(dǎo)入，涉及我國所有滬深股市上市銀行在上述各個指標(biāo)和觀察區(qū)間中的觀測值，如表1所示的例子為本文樣本中2010年部分指標(biāo)數(shù)據(jù)集。

（三）樣本數(shù)據(jù)相關(guān)性分析

通過對上文所設(shè)計的因變量和自變量進行Pearson相關(guān)性檢驗可以得到結(jié)果如表2所示。

通過該分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在標(biāo)征商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境的諸多變量中，對于銀行內(nèi)部控制成效能產(chǎn)生顯著影響到因素為CR_10指數(shù)、審計委員會設(shè)置和獨立董事人數(shù)，而其他如監(jiān)事會的動態(tài)、獨立董事的聘任支出、高管人員持股比例和資本充足率對銀行的內(nèi)部控制效果的影響程度較小。

商業(yè)銀行內(nèi)部控制成效與其環(huán)境因素回歸結(jié)果分析

首先，通過以上商業(yè)銀行內(nèi)部控制成效的表征變量商業(yè)銀行外部審計費用支出與其相關(guān)內(nèi)部影響因素的相關(guān)分析可以發(fā)現(xiàn)，商業(yè)銀行內(nèi)部控制體系的有效運作最大的影響因子在于其資本構(gòu)成結(jié)構(gòu)，商業(yè)銀行的大股東（尤其是前10名）的持股比例越高，其所花費的外部審計費用越多，隱含說明其內(nèi)部審計和內(nèi)部控制的成效往往較差，使其無法提供降低審計成本的資料和信息，并且增加了會計師事務(wù)所的審計風(fēng)險。

其次，其是否存在一個審計委員會，也是影響商業(yè)銀行內(nèi)部控制成效的關(guān)鍵影響因子，商業(yè)銀行內(nèi)部審計委員會的設(shè)立和在我國各大銀行的逐步推行使得我國商業(yè)銀行的內(nèi)部控制水平得到了一定程度的提升。

最后，商業(yè)銀行的獨立董事作為監(jiān)督銀行內(nèi)部控制機制運作的重要因素，其內(nèi)部獨立董事人數(shù)越多，獨立董事制度對于銀行運營可以產(chǎn)生的作用越明顯，由此可以獲得的內(nèi)部控制成效也越顯著。

商業(yè)銀行改善內(nèi)部控制環(huán)境的對策

（一）建立規(guī)?；莫毩⒍轮贫?/p>

商業(yè)銀行應(yīng)當(dāng)通過建立一個成規(guī)模的獨立董事制度，適當(dāng)擴展自身獨立董事人數(shù)，并提升獨立董事的監(jiān)督力度來保證自身內(nèi)部控制措施的有效執(zhí)行。由于獨立董事作為一個第三方鑒證個體，其對于商業(yè)銀行內(nèi)部控制制度的運營成效具有的較高層次的監(jiān)督權(quán)也有利于發(fā)掘商業(yè)銀行內(nèi)部控制和風(fēng)險管理框架中的缺陷，從而及時幫助商業(yè)銀行改進內(nèi)部控制機制，促進銀行內(nèi)部控制水平的提升。

（二）完善內(nèi)部審計委員會架構(gòu)

作為一種補充手段，提高商業(yè)銀行的內(nèi)部審計水平，完善商業(yè)銀行的內(nèi)部審計委員會架構(gòu)是改進商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境進而提高商業(yè)銀行內(nèi)部控制成效的有效手段之一。商業(yè)銀行可以通過為銀行的內(nèi)部流程的監(jiān)督配置足夠的內(nèi)部審計人員，并設(shè)計好其內(nèi)部審計機構(gòu)的組織架構(gòu)和運營機制，從而有效提升商業(yè)銀行的內(nèi)部控制績效。

（三）推動資本結(jié)構(gòu)改革

商業(yè)銀行可以通過推動自身的資本結(jié)構(gòu)改革，分散自身的股權(quán)，降低股權(quán)集中度，從而可以豐富銀行股東的構(gòu)成，并且股東群體的擴大也可以使商業(yè)銀行受到的監(jiān)督壓力增大，由此可以借助外部環(huán)境的壓力來推動商業(yè)銀行的內(nèi)部控制制度的改進，從而促進商業(yè)銀行的內(nèi)部控制的推行力度，提高領(lǐng)導(dǎo)層的內(nèi)部控制意識，從而提高我國商業(yè)銀行的內(nèi)部控制水平。

（四）控制獨立董事、監(jiān)事會的花費

銀行在監(jiān)事會運營和獨立董事津貼上的投入對于銀行內(nèi)部控制成效的提高的作用能力還有待考察，因而為了節(jié)約銀行的內(nèi)控成本，銀行可以適當(dāng)控制獨立董事和監(jiān)事會的花費。

由此，通過檢驗商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境要素對于商業(yè)銀行內(nèi)部控制運營的實際影響，從而發(fā)掘商業(yè)銀行內(nèi)部控制環(huán)境升級的關(guān)鍵途徑，對商業(yè)銀行內(nèi)控機制的升級具有重要的意義。

參考文獻：

金融實證分析范文第4篇

關(guān)鍵詞： 居民 金融資產(chǎn) 證券化

中圖分類號：F830.59文獻標(biāo)識碼：B 文章編號：1006-1770(2007)08-046-03

一、引言

隨著中國經(jīng)濟改革不斷深化，居民部門已逐漸成長為國民經(jīng)濟運行中最主要的儲蓄供給方，這種儲蓄主體的轉(zhuǎn)化促進了金融市場的發(fā)展和金融資產(chǎn)形式的多樣化。居民部門的金融資產(chǎn)規(guī)模迅速增加，金融資產(chǎn)占居民總資產(chǎn)中的比例不斷上升，可流通的證券化資產(chǎn)占居民金融資產(chǎn)增量的比例也在穩(wěn)定提升。廣義上看，居民部門的資產(chǎn)主要有兩種存在形式：實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)。金融資產(chǎn)又通常分為居民手持現(xiàn)金、儲蓄存款和證券資產(chǎn)。在我國居民人均資產(chǎn)存量構(gòu)成中，金融資產(chǎn)占居民總資產(chǎn)的比例不斷上升，相反實物資產(chǎn)的比例則持續(xù)下降。再就金融資產(chǎn)而言，從居民部門近20多年金融資產(chǎn)構(gòu)成成分趨勢分析中，可以看出居民部門的手持現(xiàn)金比重持續(xù)下降，儲蓄的增長率隨著利率的變化有所起伏，最重要的是居民的資產(chǎn)構(gòu)成不再是單一的儲蓄存款和手持現(xiàn)金，而是趨向選擇高收益率的證券資產(chǎn)，證券資產(chǎn)增量占金融資產(chǎn)增量的比率大幅上升。

目前，我國良好的宏觀經(jīng)濟環(huán)境和發(fā)展態(tài)勢，高水平的外匯儲備，出口貿(mào)易的持續(xù)順差以及人民幣的不斷升值等種種因素使得我國資本市場貨幣供給充裕，乃至造成了目前討論非常熱烈的“流動性過?！眴栴}。充裕的貨幣供給支撐使得我國證券市場從去年開始節(jié)節(jié)攀升，不斷創(chuàng)造新高。老百姓到股票市場開戶進行證券投資的數(shù)量近幾個月來每天創(chuàng)造新高。根據(jù)統(tǒng)計，最近每天開戶的數(shù)量相當(dāng)于過去股市低潮時每月開戶的數(shù)量?？傊?，去年政府出臺的房地產(chǎn)市場的各項調(diào)控政策以及“十一五”規(guī)劃中,大力發(fā)展我國資本市場的戰(zhàn)略決策將會迅速帶動我國資本市場的發(fā)展，從而居民部門進行金融資產(chǎn)證券化投資的步伐將會邁上一個快速發(fā)展的軌道。

本文通過對居民資產(chǎn)證券化影響因素的理論分析，以及對相關(guān)數(shù)據(jù)的實證檢驗來考察中國居民部門的資產(chǎn)證券化行為，并從中找尋規(guī)律，為進一步考察中國資本市場的發(fā)展趨勢提供一些借鑒。

二、經(jīng)驗觀察及解釋

影響居民部門金融資產(chǎn)證券化趨勢的因素是很多的，但其中一些基本因素將決定著居民資產(chǎn)選擇變化趨勢。

1、 居民收入

只有具備消費信貸等金融機制或者居民有足夠的資產(chǎn)存量兩個條件之一時，居民預(yù)算約束才能從現(xiàn)期一時向跨時轉(zhuǎn)變，資產(chǎn)選擇才會從手持現(xiàn)金和儲蓄存款向證券資產(chǎn)轉(zhuǎn)化。這里說明了金融深化和收入規(guī)模對居民資產(chǎn)證券化選擇的重要性。

在居民金融資產(chǎn)的構(gòu)成中，手持現(xiàn)金是一個相對獨立的變量，嚴(yán)格說來與收入沒有必然的聯(lián)系，因此居民收入主要是影響儲蓄和證券資產(chǎn)的構(gòu)成。居民收入增長在一定水平會引致邊際儲蓄率提高，居民資產(chǎn)規(guī)模的累積和儲蓄水平的提高會引致資產(chǎn)選擇向高風(fēng)險高收益的證券資產(chǎn)轉(zhuǎn)化。居民總體收入規(guī)模的穩(wěn)定增長為居民選擇證券化資產(chǎn)的傾向提供了足夠的數(shù)量基礎(chǔ)，同時擴大了全社會的金融意識，使居民認(rèn)識到現(xiàn)時消費與未來消費之間的機會成本，促使把暫時不消費的收入進行證券化投資。

另外，養(yǎng)老保險、醫(yī)療保障、失業(yè)保障等制度的建立將使一部分居民收入制度化為社會保障基金。按照發(fā)達(dá)國家社會保障體系的慣例，社會保障基金的一個重要投資渠道是證券市場。這一制度安排也將會極大地提高這一部分原屬于居民部門收入的證券市場邊際投資率。

2、 金融相關(guān)率和貨幣化比率

資產(chǎn)證券化的趨勢是金融深化的一種表現(xiàn)，金融深化為資產(chǎn)證券化提供了可能，是資產(chǎn)證券化的主要影響因素。改革前，中國處于典型的金融壓抑狀態(tài)，改革開放以來，中國金融則發(fā)生了根本性的變化。居民金融資產(chǎn)的規(guī)模迅速增加，可流通的證券化資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例呈上升趨勢，這些都得益于金融深化步伐的不斷加快。

衡量金融深化程度的重要指標(biāo)是金融相關(guān)率和經(jīng)濟的貨幣化進程。金融相關(guān)率是金融資產(chǎn)與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比。而一個經(jīng)濟體系的貨幣化程度可以用廣義貨幣（M2）占國民生產(chǎn)總值的比重（M2/GNP）來表示。中國經(jīng)濟的貨幣化進程呈快速上升趨勢，它表明在體制轉(zhuǎn)軌過程中，產(chǎn)生超常貨幣需求，并且貨幣流通速度減慢，而貨幣化則是中國金融資產(chǎn)迅速擴張的重要基礎(chǔ)。

以全國居民1990-2004年期間證券資產(chǎn)存量（SA）時間序列數(shù)據(jù)對貨幣流通數(shù)量做簡單回歸和雙對數(shù)回歸，從下面結(jié)果可以看出流通中貨幣數(shù)量每增加1元，全國居民證券資產(chǎn)存量增加0.95元，前者變動1%，后者變動1.40%。

SA= -210.084+0.950M0

(－1.867) (22.785)

R2=0.976SE=557.09F=519.17

LnSA=-3.555+1.400Ln M0

(－4.081) (13.128)

R2=0.930 SE=0.3584 F=172.35

3、 價格指數(shù)和利率水平

這是兩個重要影響變量，對居民證券化資產(chǎn)投資選擇最大的挑戰(zhàn)來自于居民實物資產(chǎn)的投資和固定收益率的銀行存款投資。價格指數(shù)是實物資產(chǎn)投資的收益率，利率是固定性收益的銀行存款的收益率。在80年代末期通貨膨脹高漲之際和90年代初期銀行存款利率陡增的年代，實物資產(chǎn)投資和銀行儲蓄存款都曾對居民部門顯現(xiàn)出無法抗拒的誘惑。

雖然利率作用于儲蓄具有不確定性，儲蓄存款占居民人均金融資產(chǎn)的絕對比例也一直很高，儲蓄與利率之間總體保持著同步的變化趨勢，相應(yīng)于90年代初期不斷提高的存款利率水平和保值貼補率的實行，儲蓄增長率也在增加,而在1995年以后，由于連續(xù)七次調(diào)低利率水平、取消保值貼補率、居民儲蓄存款的增長率也逐年下降。斯蒂格里茨總結(jié)說，盡管利率的變動對儲蓄的效應(yīng)無法確定，但大多數(shù)的估計顯示替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。因此，實際利率的增加或降低對儲蓄的增加或減少有一點正的效應(yīng)?？偟恼f來，我國當(dāng)前名義利率與儲蓄增長率之間存在正向相關(guān)關(guān)系。

三、模型及數(shù)據(jù)檢驗

本文是考察影響居民金融資產(chǎn)證券化趨勢的各種因素，我們用居民證券資產(chǎn)總量占金融資產(chǎn)增量的比率變化來代表金融資產(chǎn)證券化趨勢。用y表示，作為被解釋變量。居民的收入水平用城鎮(zhèn)人均收入指數(shù)表示，作為解釋變量X1；由于金融相關(guān)率的數(shù)據(jù)難以獲得，我們用貨幣化比率（M2/GDP）作為解釋變量X2；價格水平與居民的實物資產(chǎn)投資相關(guān)，這里用商品零售價格指數(shù)作為解釋變量X3；銀行一年期儲蓄存款名義利率作為解釋變量X4。從前面的分析可見這四個解釋變量與被解釋變量之間有著一定的線性關(guān)系，因此我們設(shè)定模型如下：

y=a0+a1X1 +a2X2+a3X3+a4X4+m

本文利用SPSS軟件因子分析中的Principal Components方法進行回歸，得到兩個主因子，第一個因子替代了X1、X2、X3的作用，第二個因子替代了X4的作用，兩個因子累計貢獻率達(dá)到99.2%，符合適用條件，同時KMO值等于0.643，偏向1，意味著因子分析的結(jié)果能夠被接受，這樣運用該法首先解決了模型的多重共線性問題。

回歸方程如下：

y=63.587+14.374(-3.324+0.008374X1+

0.008730X2+0.006126X3)+2.993(-4.308+0.496x4)

(54.211)(11.839) (2.465)

R2=0.912 SE=4.543 DW=2.199F=73.118

這里調(diào)整的決定系數(shù)值為0.912，表示四個解釋變量的回歸平方和解釋了總誤差平方和的91.2%，剩余的未作解釋的為8.8%，是由隨機擾動項U引起的，這表明回歸直線對實際數(shù)據(jù)擬合得好。T統(tǒng)計量檢驗和F統(tǒng)計量檢驗均顯著性通過，可以肯定多元線性回歸方程是顯著的，y與X1、X2、X3、X4之間顯著性線性相關(guān)。樣本回歸方程的異方差檢驗散點圖顯示殘差隨機地分布在一條穿過0點的水平直線的兩側(cè)，沒有異方差。標(biāo)準(zhǔn)化殘差的最大值為1.761，最小值為-1.666，沒有超過兩個標(biāo)準(zhǔn)化殘差，所以也沒有異常值。德賓-沃特森統(tǒng)計量DW=2.1999，近似等于2，可以認(rèn)為序列無自相關(guān)。

綜上所述，該模型的回歸結(jié)果是理想的，證明了前面對影響居民資產(chǎn)證券化行為的基本因素分析是合理的。

以上從四個基本方面敘述了居民資產(chǎn)證券化選擇行為的影響因素及其解釋框架，并進行了實證檢驗，給出了一個考察居民部門金融資產(chǎn)證券化選擇行為的模型。事實上，這些因素不是孤立的，它們之間是相互制約、不可分割的，居民的金融資產(chǎn)證券化選擇行為是這些因素共同作用的結(jié)果。因而，我們在具體分析居民的資產(chǎn)證券化選擇行為時，要站在一個立體的角度，系統(tǒng)的考慮上述因素的作用條件與效果，以模型為參考，而不能孤立地看問題。

四、結(jié)論及政策含義

綜上所述，居民證券資產(chǎn)比例的穩(wěn)步提升是居民部門資產(chǎn)選擇的結(jié)果，與90年代偶爾出現(xiàn)的由于國債攤銷帶來的高比例不同，是一種主動的變化，是伴隨著我國資本市場的不斷發(fā)展和完善而出現(xiàn)的。

當(dāng)前居民收入已經(jīng)構(gòu)成了居民從現(xiàn)時一期進行跨時資產(chǎn)證券化選擇的前提條件之一。能夠?qū)е率杖胱儎拥哪承┖暧^調(diào)控手段，如稅收、利率等被看成是反周期波動的、強有力的穩(wěn)定經(jīng)濟的工具。通過重視和運用各種宏觀調(diào)控手段，比如稅收手段、利率手段、控制通貨膨脹率、穩(wěn)定物價水平，協(xié)調(diào)總需求同總供給之間的關(guān)系，有利于保證國民經(jīng)濟穩(wěn)定、均衡增長，以確保居民部門的收入穩(wěn)定增長。

從前面分析已知，我國當(dāng)前名義利率與儲蓄增長率之間存在正向相關(guān)關(guān)系，可見利率杠桿會有效影響居民部門的資產(chǎn)證券化選擇行為。但近一年來央行連續(xù)幾次加息這一貨幣政策的效果不太明顯，沒有有效地對資本市場起到調(diào)溫作用。由此說明，居民資產(chǎn)規(guī)模的累積和風(fēng)險承擔(dān)能力的增強都會極大地提高收益率對居民資產(chǎn)選擇的第一指導(dǎo)作用，而價格指數(shù)和盯住其調(diào)整的利率水平的走勢應(yīng)該說是會對未來居民資產(chǎn)投資的選擇起調(diào)整和風(fēng)向標(biāo)的作用。在未來一段時期內(nèi)，央行預(yù)期將會繼續(xù)動用利率等貨幣政策工具，旨在對過熱的資本市場有所調(diào)整和降溫，但居民金融資產(chǎn)證券化選擇的絕對數(shù)量以及增長率還將會穩(wěn)步上升。這是宏觀經(jīng)濟和資本市場良性發(fā)展的必然趨勢。

一個完善的金融市場的存在，是居民能夠理性地進行資產(chǎn)選擇的前提。從中國金融深化進程的指標(biāo)來看，已經(jīng)與大多數(shù)發(fā)達(dá)國家的水準(zhǔn)相當(dāng)，但是總體看，中國的金融深化還不夠。所以一方面要繼續(xù)發(fā)掘已有金融產(chǎn)品的發(fā)展空間，比如現(xiàn)有國債的發(fā)行量仍低于需求量，企業(yè)債券市場還很不發(fā)達(dá)；另一方面要開發(fā)新的有關(guān)資產(chǎn)證券化的金融產(chǎn)品，目前我國可以被證券化的資產(chǎn)有居民住房抵押貸款、基礎(chǔ)設(shè)施費用、出口應(yīng)收賬款和高科技企業(yè)應(yīng)收賬款等。這些資產(chǎn)證券化的前景樂觀，將會進一步為居民提供風(fēng)險小收益高的投資渠道，為居民資產(chǎn)證券化趨勢提供操作平臺。當(dāng)然還要繼續(xù)推進產(chǎn)權(quán)制度改革，放松對國有產(chǎn)權(quán)的禁錮，改變對居民產(chǎn)權(quán)的歧視，以拓寬居民資產(chǎn)的選擇空間，吸收居民部門的投資，使得今后居民資產(chǎn)選擇向證券化資產(chǎn)傾斜的趨勢能夠具備一個強大的制度基礎(chǔ)。

綜合以上分析，我們可以看到在可以預(yù)見的將來，居民資產(chǎn)選擇由于上述基本因素的作用，將會出現(xiàn)不斷向證券化投資加強的趨勢。居民部門對證券化資產(chǎn)的投資增長將為中國證券市場規(guī)模迅速擴大創(chuàng)造條件，同時中國證券市場不斷地發(fā)展規(guī)范，保持較高的成長性，無疑將會給投資者豐厚的回報，這將會反過來拓寬居民資產(chǎn)選擇的空間，對我國居民部門資產(chǎn)選擇向證券化的轉(zhuǎn)型構(gòu)成巨大的刺激，為追求資產(chǎn)實現(xiàn)安全性和收益性完美統(tǒng)一的居民部門提供了良好的投資機會，從而使居民部門資產(chǎn)證券化方向不斷地強化。

金融實證分析范文第5篇

[關(guān)鍵詞]旅游業(yè)；金融業(yè)；耦合評價模型；耦合協(xié)調(diào)度

[中圖分類號]F59

[文獻標(biāo)識碼]A

[文章編號]1002-5006（2017）03-0074-11

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2017.03.013

引言

產(chǎn)業(yè)間互動協(xié)調(diào)發(fā)展是市場供給和消費需求的必然趨勢，可以在產(chǎn)業(yè)間產(chǎn)生疊加效應(yīng)，實現(xiàn)互相繁榮和互利共贏。旅游業(yè)與金融業(yè)互動協(xié)調(diào)發(fā)展，既是金融服務(wù)旅游經(jīng)濟，推動旅游經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長方式轉(zhuǎn)變的重要體現(xiàn)，也是旅游培育金融業(yè)增長點、增加金融衍生品的過程，同時也促進了實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟平衡協(xié)調(diào)發(fā)展。為加快旅游業(yè)發(fā)展和適應(yīng)新時期旅游業(yè)改革發(fā)展的需要，國務(wù)院先后出臺了《關(guān)于加快發(fā)展旅游業(yè)的意見》（國發(fā)[2009]41號）和《關(guān)于促進旅游業(yè)改革發(fā)展的若干意見》（國發(fā)[2014]31號），提出要推進旅游與金融互動協(xié)調(diào)發(fā)展，鼓勵旅游企業(yè)和金融機構(gòu)開展多種方式的業(yè)務(wù)合作，加大金融支持旅游實體經(jīng)濟力度，使金融對旅游業(yè)的服務(wù)水平得到改進和提升，推動設(shè)立旅游產(chǎn)業(yè)基金，支持符合條件的旅游企業(yè)上市，發(fā)展旅游項目資產(chǎn)證券化產(chǎn)品等一系列旅游業(yè)與金融業(yè)互動發(fā)展的方向和任務(wù)。由此可見，旅游業(yè)與金融業(yè)通過整合兩者高度互補的優(yōu)勢資源，可以打造出具備旅游服務(wù)、金融服務(wù)的雙重優(yōu)勢產(chǎn)品，全面提升旅游者的需求和體驗，順應(yīng)并推動我國旅游業(yè)與金融業(yè)互動協(xié)調(diào)發(fā)展的趨勢。

國外學(xué)者對旅游業(yè)與金融業(yè)互動協(xié)調(diào)發(fā)展的研究從微觀和宏觀兩個角度展開，主要集中在金融支持旅游業(yè)發(fā)展方面的研究。Vogel從生產(chǎn)運營、經(jīng)濟特點、企業(yè)融資等方面入手，對旅游業(yè)中的重要產(chǎn)業(yè)部門――航空、飯店、游船、主題公園/游樂園等進行了分析與論述[1]。Peric等分析了1991―2009 年由國際金融公司（IFC）投資和多邊投資擔(dān)保機構(gòu)（MIGA）擔(dān)保的旅游及酒店產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，得出國際金融機構(gòu)的項目融資對發(fā)展中國家旅游及酒店行業(yè)的促進作用[2]。Hawkins和Mann分析了世界銀行在旅游業(yè)實現(xiàn)聯(lián)合國千年發(fā)展目標(biāo)中的地位與作用[3]。Markandya等通過世界銀行在旅游業(yè)項目投入的分析，指出旅游資源的可持續(xù)利用對國家經(jīng)濟增長的潛在貢獻，認(rèn)為要獲得更多收益應(yīng)加大銀行對旅游業(yè)的投資[4]。

國內(nèi)對旅游業(yè)與金融業(yè)互動協(xié)調(diào)發(fā)展的學(xué)術(shù)研究大致有兩類觀點：一是金融業(yè)支持和助推旅游業(yè)發(fā)展的單一方向思考和研究。如楊建春和施若運用貴州和浙江兩省的金融、旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，運用方差分解等計量方法對兩省金融支持旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動態(tài)效應(yīng)進行比較研究，發(fā)現(xiàn)兩省金融對旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持存在較大差距[5]；葉春明和趙宇華認(rèn)為金融對我國旅游業(yè)發(fā)展有重要的支撐作用，而目前我國旅游金融支撐存在政府投資、銀行信貸投資、資本市場資源配置、旅游市場投資效率、金融服務(wù)產(chǎn)品開發(fā)等多方面的問題，并提出金融支持旅游業(yè)發(fā)展的政策建議[6]；胡文琳[7]、江鋒[8]、王智勇和趙越[9]、胡海燕等[10]分別以江西廬山、廣東梅州、云南麗江、新疆可可托海景區(qū)為例，分析了當(dāng)前金融支持旅游業(yè)發(fā)展所面臨的癥結(jié)，提出了消除金融抑制，加大相關(guān)金融支持的對策與建議。二是將旅游業(yè)發(fā)展與金融業(yè)的具體板塊進行互動融合。如王一林從銀行視角來將銀行業(yè)務(wù)與旅游產(chǎn)品進行結(jié)合，確立了“創(chuàng)建旅游金融特色銀行”的戰(zhàn)略定位，并在產(chǎn)融結(jié)合、養(yǎng)老金融及個人金融業(yè)務(wù)等方面進行了一系列創(chuàng)新探索[11]；楊復(fù)興和舒海通過“旅游金融”概念的提出，借用物理學(xué)的耦合概念，分析其耦合發(fā)展的邏輯脈絡(luò)，并從銀行、證券及保險等3個方面對旅游金融產(chǎn)品進行了創(chuàng)新思考[12]。

隨著旅游業(yè)與金融業(yè)互動協(xié)調(diào)問題的不斷深入研究，金融支持或助推旅游發(fā)展的文獻相對較多，而忽略了金融業(yè)如何借助旅游業(yè)來發(fā)展自身的產(chǎn)品和服務(wù)，以及如何使旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展壯大這一最終目的；同時，由于數(shù)據(jù)和資料局限，這一問題也缺乏相關(guān)的實證研究。此外，兩個產(chǎn)業(yè)互動協(xié)調(diào)發(fā)展的機理研究方面尚處于空白。而兩個產(chǎn)業(yè)的互動協(xié)調(diào)發(fā)展又亟待這方面的理論研究和實踐創(chuàng)新，鑒于此，本研究從產(chǎn)業(yè)耦合的視角切入，具有一定的獨特性。在分析旅游業(yè)與金融業(yè)互動耦合發(fā)展作用機理的基礎(chǔ)上，借鑒耦合度及耦合協(xié)調(diào)度評價模型，以東部經(jīng)濟大省――江蘇省為例，對兩個產(chǎn)業(yè)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展進行實證分析，最后得出兩個產(chǎn)業(yè)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的結(jié)論與建議。

1 旅游業(yè)與金融業(yè)耦合發(fā)展作用機理分析

旅游業(yè)與金融業(yè)之間互動耦合發(fā)展的理念來源于產(chǎn)業(yè)邊界模糊[13]、金融中介[14-15]、金融約束[16]等理論，其耦合發(fā)展過程在市場需求、企業(yè)推動、政府引導(dǎo)等驅(qū)動力下形成的，可視為實體經(jīng)濟借助于虛擬經(jīng)濟，虛擬經(jīng)濟依賴于實體經(jīng)濟，兩者相互依存、相互滲透、相互影響的融合過程，并能使產(chǎn)業(yè)資本得以積聚及增值[17]。一方面，旅游業(yè)綜合性強、關(guān)聯(lián)度高、拉動作用明顯，旅游消費不僅直接拉動了交通、食宿、娛樂、購物等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，也對金融等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)揮著重要帶動和促進作用。另一方面，金融業(yè)通過加快和改進自身服務(wù)，為旅游業(yè)發(fā)展提供資金保障、完善金融產(chǎn)品、創(chuàng)新保險服務(wù)、培育企業(yè)上市，助推和支持實現(xiàn)旅游繁榮，并實現(xiàn)金融業(yè)價值的增值。兩個產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)相互耦合發(fā)展的作用機理（圖1）。

3 江蘇旅游業(yè)與金融業(yè)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的實證分析

3.1 研究區(qū)概況及數(shù)據(jù)來源

3.1.1 研究區(qū)概況

江蘇是我國東部經(jīng)濟大省，2014年國內(nèi)生產(chǎn)總值僅次于廣東，旅游業(yè)與金融業(yè)發(fā)展水平多年來位居全國前列。以“吳韻漢風(fēng)”著稱的江蘇自然資源和人文資源富集，改革開放30年多來，江蘇省旅游業(yè)穩(wěn)步增長，主要旅游經(jīng)濟指標(biāo)多年來位居全國前列。2013年江蘇省旅游總收入7195億元，同比增長14.1%，占全國24.41%；接待境內(nèi)外游客5.22億人次，增長10.9%，占全國15.44%；旅游業(yè)增加值3212億元，增長14.2%，占地區(qū)生產(chǎn)總值5.43%1。江蘇省金融業(yè)在近年來實現(xiàn)了快速發(fā)展，在經(jīng)濟發(fā)展中的核心作用日益凸顯[34]，有力支持和促進了地方實體經(jīng)濟的發(fā)展。2013年年末江蘇省金融機構(gòu)人民幣存款余額85604.1億元，比上年末多增332.3億元，占全國8.20%；金融機構(gòu)人民幣貸款余額61836.5億元，比上年末多增652.1億元，占全國8.60%；在上海、深圳證券交易所籌集資金283.7億元，比上年增加75.2億元，占全國4.12%；全年保費收入1446.1億元，比上年增長11.1%，占全國8.40%①。整體看來，旅游業(yè)和金融業(yè)發(fā)展水平不斷提升，對國民經(jīng)濟和社會發(fā)展的貢獻不斷增加。

多年來，江蘇旅游業(yè)與金融業(yè)的耦合發(fā)展已取得一定成效。一是產(chǎn)融結(jié)合力度加大。根據(jù)2012年的《關(guān)于金融支持旅游業(yè)加快發(fā)展的若干意見》（銀發(fā)[2012]32號）精神，江蘇省旅游局與省郵政公司簽署游郵聯(lián)合戰(zhàn)略合作協(xié)議，將鄉(xiāng)村旅游建設(shè)作為貸款融資的重點；2014年江蘇省旅游局與農(nóng)行江蘇省分行簽署全面戰(zhàn)略合作協(xié)議，在包括農(nóng)業(yè)銀行江蘇省分行在內(nèi)的金融機構(gòu)支持下，堅持旅游與金融互動耦合發(fā)展，積極探索金融支持旅游發(fā)展模式。二是融資渠道得到拓寬。2012年全國第一只智慧旅游產(chǎn)業(yè)基金由江蘇物泰發(fā)起成立，該基金將為有競爭力的智慧旅游企業(yè)提供股權(quán)投資扶持。2013年，為支持江蘇旅游項目的發(fā)展，省財政廳和省旅游局聯(lián)合設(shè)立了江蘇省旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展基金，一定程度上緩解了中小旅游企業(yè)融資難問題。

綜上所述，江蘇優(yōu)越的資源和區(qū)位條件、厚實的經(jīng)濟基礎(chǔ)以及政策的扶持必將使其旅游業(yè)與金融業(yè)耦合程度得到提升，一方面，旅游業(yè)在金融業(yè)的支持和助推下，打開投融資之門，優(yōu)質(zhì)企業(yè)必將脫穎而出；另一方面，金融業(yè)在服務(wù)旅游經(jīng)濟同時，創(chuàng)新金融工具和產(chǎn)品，培育新的增長點。

3.1.2 數(shù)據(jù)來源

本研究以江蘇全省及其省轄市級行政單元為研究對象，研究2001―2013年江蘇省旅游業(yè)與金融業(yè)互動耦合發(fā)展的時空變化特征。研究所用的數(shù)據(jù)來自《江蘇統(tǒng)計年鑒》（2002―2014）、江蘇省旅游業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報（2001―2013）、江蘇旅游業(yè)年度報告、江蘇13市統(tǒng)計年鑒及13市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報（2001―2013），保證了數(shù)據(jù)具有較強的可靠性與權(quán)威性。在已收集數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對兩個產(chǎn)業(yè)綜合評價值進行相關(guān)性分析，相關(guān)系數(shù)值高達(dá)0.971，結(jié)果表明存在顯著的相關(guān)關(guān)系，說明兩者具有較強的耦合互動發(fā)展關(guān)系。根據(jù)公式（3）～（6）對江蘇旅游業(yè)和金融業(yè)系統(tǒng)評價指標(biāo)的權(quán)重值進行了計算（表2）。

3.2 實證分析

3.2.1 全省情況分析

據(jù)上述耦合評價模型，分別計算出2001―2013年江蘇全省旅游業(yè)與金融業(yè)系統(tǒng)的各項綜合評價值，兩個系統(tǒng)之間的耦合度及耦合協(xié)調(diào)度數(shù)值（表3）。

從表3中可以看出，2001―2013年江蘇全省的旅游業(yè)與金融業(yè)系統(tǒng)的綜合評價值基本呈逐年遞增態(tài)勢，表明兩個產(chǎn)業(yè)13年間整體發(fā)展?fàn)顩r良好。從旅游業(yè)綜合評價值來看，2003年、2013年出現(xiàn)下降情況，其余年份均為上升狀態(tài)。形成以上情況的可能原因在于1999年實行的黃金周一定程度上促進了江蘇旅游的迅速發(fā)展，2001年、2002年旅游業(yè)增速明顯。2003年受SARS疫情的影響，使旅游業(yè)發(fā)展出現(xiàn)了下滑。2004年旅游業(yè)發(fā)展速度最快，同比增長率達(dá)到225%。從2005年開始每年增長速度呈現(xiàn)下降趨勢，2008年的奧運會對江蘇旅游有一定促進作用，但由于受世界金融危機影響，增速未見明顯提升。2010年上海世博會帶動了江蘇旅游業(yè)的快速發(fā)展，2011年、2012年后世博時代使旅游業(yè)發(fā)展趨緩。2013年受全球經(jīng)濟不景氣、人民幣升值、食品安全、霧霾天氣等多個因素的影響，導(dǎo)致海外游客減少，造成江蘇入境游出現(xiàn)了“雙下降”1。從金融業(yè)綜合評價值來看，各年均呈F上升趨勢，其中2004年、2005年、2007年和2009年的上升幅度超過30%。究其原因，在國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境好轉(zhuǎn)和各項擴大需求的政策作用下，2001―2003年江蘇金融業(yè)保持穩(wěn)定的增長。2004―2007年江蘇省經(jīng)濟連續(xù)保持高位平穩(wěn)發(fā)展，金融業(yè)綜合實力增速明顯。2008年由于受國際金融危機影響，金融業(yè)吸引外資大幅減少，增幅有所下降。2009年銀行機構(gòu)數(shù)大幅提升，共設(shè)立各類銀行機構(gòu)44家，相當(dāng)于前5年機構(gòu)設(shè)立的總和，全年新增貸款9137.6億元，創(chuàng)歷史新高2。2010年以后受國際經(jīng)濟形勢的影響，金融運行平穩(wěn)，增長速度開始下降，直到2013年世界經(jīng)濟溫和復(fù)蘇，金融業(yè)服務(wù)實體經(jīng)濟的能力提升，增速又出現(xiàn)加快勢頭。根據(jù)旅游業(yè)與金融業(yè)的發(fā)展水平，2004―2012年為>，表明旅游業(yè)發(fā)展情況優(yōu)于同期的金融業(yè)，而金融業(yè)發(fā)展的滯后性，說明了金融業(yè)對旅游業(yè)的支持和服務(wù)還不能滿足旅游業(yè)快速發(fā)展的需求，在一定程度上甚至還制約了江蘇旅游業(yè)的發(fā)展。

從2001―2013年耦合度和耦合協(xié)調(diào)度的總體分布來看，江蘇省旅游業(yè)與金融業(yè)的耦合度在0.855～1.000之間，其均值為0.979，表明江蘇省13年間兩個產(chǎn)業(yè)互動發(fā)展的耦合性良好，要素之間互動強勁。與此同時，耦合協(xié)調(diào)度的發(fā)展在0.238～0.949之間，其均值為0.643，呈現(xiàn)逐年持續(xù)上升的態(tài)勢，其中，2001―2004年為失調(diào)階段，該階段旅游業(yè)與金融業(yè)發(fā)展的影響程度低且協(xié)同度較弱，兩個產(chǎn)業(yè)之間促進作用不強；隨著2005年江蘇經(jīng)濟總量、三大需求、工農(nóng)產(chǎn)值、城鄉(xiāng)居民收入等各項經(jīng)濟指標(biāo)均創(chuàng)近年新高3，旅游業(yè)與金融業(yè)的綜合水平得到了快速發(fā)展，兩個產(chǎn)業(yè)在特色旅游金融服務(wù)、旅游多元化融資渠道、旅游保險市場、旅游企業(yè)支付環(huán)境、旅游消費貸款、旅游金融卡等方面進行了一系列的耦合發(fā)展，產(chǎn)業(yè)間的互動耦合也進入?yún)f(xié)調(diào)階段，2005―2013年協(xié)調(diào)程度越來越高，產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)同效應(yīng)逐步增強。

3.2.2 分區(qū)分市情況分析

為了更清晰地了解江蘇省旅游業(yè)與金融業(yè)互動耦合發(fā)展情況，依據(jù)上述方法分別計算出2001―2013年江蘇省3大區(qū)域及13市旅游業(yè)與金融業(yè)系統(tǒng)的各項綜合評價均值，兩個系統(tǒng)之間的耦合度及耦合協(xié)調(diào)度均值（表4）。

從表4中可以看出，2001―2013年江蘇省13市的旅游業(yè)與金融業(yè)系統(tǒng)的綜合評價均值區(qū)域間存在明顯差異，基本呈蘇南、蘇中、蘇北遞減態(tài)勢。從兩個產(chǎn)業(yè)綜合評價均值來看，蘇南地區(qū)發(fā)展水平最高，均值分別為0.770和0.673，蘇中地區(qū)次之為0.419和0.379，蘇北地區(qū)最低僅有0.292和0.261，蘇中、蘇北的旅游業(yè)和金融業(yè)綜合評價均值都低于全省平均值。由此可見，蘇中和蘇北的旅游業(yè)和金融業(yè)綜合帶動效應(yīng)遠(yuǎn)不如蘇南地區(qū)，對整個江蘇旅游業(yè)發(fā)展的貢獻和影響也較弱。從分市情況來看，旅游發(fā)展水平最高的是蘇州，均值為0.938，而金融業(yè)發(fā)展水平最高的是南京，均值為0.882，全省兩個產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平最低的是宿遷，僅為0.045和0.152。南京、無錫和蘇州的旅游業(yè)和金融業(yè)綜合均值超過0.70，為兩個產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高地區(qū)；常州、鎮(zhèn)江和南通的均值低于0.70超過0.40，為兩業(yè)發(fā)展中等水平地區(qū)；揚州、徐州和連云港的旅游業(yè)均值低于0.70超過0.40，金融業(yè)均值卻低于0.40，為旅游業(yè)發(fā)展中等而金融業(yè)發(fā)展水平較低的地區(qū)；泰州、淮安、鹽城和宿遷的兩業(yè)均值低于0.40，為發(fā)展水平較低地區(qū)。將13市旅游業(yè)與金融業(yè)綜合評價均值進行對比，>的地區(qū)有南京、常州、蘇州、鎮(zhèn)江、揚州、徐州、連云港，表明以上地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展整體情況優(yōu)于金融業(yè)，而其他地區(qū)則為旅游業(yè)發(fā)展滯后于金融業(yè)。

從耦合度平均值來看，2001―2013江蘇省3大區(qū)域及13市旅游業(yè)與金融業(yè)均處于高度耦合狀態(tài)，除宿遷（0.840）外，其余地區(qū)旅游業(yè)與金融業(yè)耦合度值都大于0.90，表明各地區(qū)兩個產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)要素之間達(dá)到較好的共振耦合。同時，江蘇省旅游業(yè)與金融業(yè)耦合協(xié)調(diào)度的空間差異非常顯著，13市的耦合協(xié)調(diào)度在0.316～0.951之間，其均值為0.643，協(xié)調(diào)度最高的是南京，最低的是宿遷。蘇南地區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度（0.842）顯著高于蘇中（0.582）和蘇北（0.479），蘇南5市均為協(xié)調(diào)狀態(tài)，其中，南京、蘇州達(dá)到了優(yōu)質(zhì)協(xié)調(diào)；蘇中3市雖然也均實現(xiàn)了協(xié)調(diào)，但協(xié)調(diào)等級低，南通和揚州為初級協(xié)調(diào)，而泰州僅為勉強協(xié)調(diào)；蘇北5市大都為失調(diào)狀態(tài)，僅徐州和連云港為勉強協(xié)調(diào)。

3.3 影響因素分析

對于上述結(jié)果，本研究認(rèn)為影響江蘇省旅游業(yè)與金融業(yè)耦合程度的因素可以分為外因和內(nèi)因，外部因素主要包括經(jīng)濟基礎(chǔ)、區(qū)位、資源條件及政府政策支持，而影響兩個產(chǎn)業(yè)耦合的內(nèi)部因素則由產(chǎn)業(yè)自身特點所決定的。

從外部因素角度來看，南京、無錫、蘇州等蘇南城市位于長三角城市群的核心地帶，緊臨上海，經(jīng)濟基礎(chǔ)較好，各種生產(chǎn)要素流動便捷，“蘇南模式”“昆山之路”“江陰板塊”等一系列優(yōu)質(zhì)發(fā)展模式成為支撐蘇南經(jīng)濟高速增長的生力軍[35]。蘇中、蘇北距中心城市的位置相對較遠(yuǎn)，受經(jīng)濟中心的吸引和輻射比較弱，經(jīng)濟基礎(chǔ)遠(yuǎn)不如蘇南地區(qū)發(fā)達(dá)。同時，蘇南旅游資源豐富且知名度較高，截止2014年10月，江蘇擁有4A級以上旅游景點160家，其中，蘇南5市就占有98家1。相反，蘇中、蘇北大多地區(qū)旅游資源欠缺，高品質(zhì)的景點和項目不足[36]，導(dǎo)致金融業(yè)無法對旅游業(yè)進行有效投入，出現(xiàn)南通、泰州、淮安、鹽城和宿遷等旅游業(yè)發(fā)展滯后型城市。此外，政府政策對產(chǎn)業(yè)間耦合發(fā)展方面提供指導(dǎo)，寬松的政策有利于產(chǎn)業(yè)分工和協(xié)作，從而促進產(chǎn)業(yè)互動協(xié)調(diào)發(fā)展。江蘇在旅游業(yè)與金融業(yè)耦合發(fā)展的政策支持方面整體較弱，且在蘇南、蘇中、蘇北區(qū)域之間存在著不平衡現(xiàn)象，各地不同程度地存在著向旅游企業(yè)流入的引導(dǎo)資金不足、政策執(zhí)行的長效機制不健全、政策落地困難、推進緩慢及實施過程中缺少明確的牽頭部門等問題。

從內(nèi)部因素角度來看，旅游業(yè)與金融業(yè)自身發(fā)展的特點影響了兩個產(chǎn)業(yè)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。江蘇旅游業(yè)雖然在過去35年實現(xiàn)規(guī)模從小到大的跨越，產(chǎn)業(yè)地位明顯提升，但區(qū)域發(fā)展不平衡現(xiàn)象嚴(yán)重，蘇南地區(qū)旅游發(fā)展水平遠(yuǎn)高于全省平均水平，五市中南京、無錫和蘇州屬于旅游發(fā)達(dá)地區(qū)，鎮(zhèn)江和常州為旅游較發(fā)達(dá)地區(qū)[37]，且金融業(yè)支持力度較大，兩個產(chǎn)業(yè)耦合緊密，協(xié)調(diào)度等較高。而蘇中、蘇北部分地區(qū)由于旅游發(fā)展還處于起步階段，旅游企業(yè)經(jīng)營規(guī)模小、管理不規(guī)范、產(chǎn)權(quán)不明晰、信用等級低等一系列問題，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)濟效益增長緩慢，盈利能力和抗風(fēng)險能力弱，出現(xiàn)融資渠道受阻、融資成本高等現(xiàn)象。對于2004―2012年江蘇出現(xiàn)的金融業(yè)相對旅游業(yè)發(fā)展滯后現(xiàn)象，表明金融業(yè)中資本市場在利益最大化原則下固守風(fēng)險規(guī)避，要求資金在安全性的前提下具有較高的流動性和收益率，而旅游基礎(chǔ)設(shè)施和項目的投資量大、周期長、風(fēng)險難以控制，相悖的供需加大旅游企業(yè)獲得銀行貸款的難度。另外，按照信貸配給理論，銀行傾向于貸款給抵押充足的企業(yè)或者項目，而部分景區(qū)采用經(jīng)營權(quán)、收費權(quán)等未來收益的方式抵押，由于潛在風(fēng)險和不確定因素，嚴(yán)重制約了金融對旅游的支持。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本研究在分析旅游業(yè)與金融業(yè)系統(tǒng)互動耦合發(fā)展作用機理的基礎(chǔ)上，構(gòu)建耦合評價模型和耦合指標(biāo)體系，以江蘇省為研究對象，對江蘇省2001―2013年旅游業(yè)和金融業(yè)耦合發(fā)展的時空演變情況進行了實證分析。研究結(jié)果顯示：

（1）江蘇全省旅游業(yè)與金融業(yè)在研究期內(nèi)發(fā)展較快。旅游業(yè)和金融業(yè)的綜合評價值在13年間得到了大幅提升，分別從0.032、0.101增加到0.883、0.918。2004―2012年為>，表明旅游業(yè)發(fā)展超前且金融對旅游支持力度不夠，兩個產(chǎn)業(yè)間的聯(lián)合多為旅游資本追逐金融資本。

（2）旅游業(yè)與金融業(yè)兩個系統(tǒng)存在顯著的耦合發(fā)展關(guān)系。江蘇省13年間兩個產(chǎn)業(yè)互動發(fā)展的耦合度變化不大，其均值為0.979，說明兩者要素互動強勁。耦合協(xié)調(diào)度變化幅度較大，從2001年的0.238提升到2013年的0.949，協(xié)調(diào)等級也越來越高，2005年作為耦合協(xié)調(diào)度的分界點，之前為失調(diào)階段，之后進入?yún)f(xié)調(diào)階段。

（3）旅游業(yè)與金融業(yè)區(qū)域間發(fā)展具有顯著差異。兩個產(chǎn)業(yè)綜合評價均值呈蘇南、蘇中、蘇北遞減態(tài)勢。13市中>的地區(qū)有南京、蘇州、常州、鎮(zhèn)江、揚州、徐州、連云港，表明以上地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展整體情況優(yōu)于金融業(yè)，而其他地區(qū)則為旅游業(yè)發(fā)展滯后于金融業(yè)。

（4）旅游業(yè)與金融業(yè)區(qū)域間耦合協(xié)調(diào)度有待提升。江蘇3大區(qū)域及13市旅游業(yè)與金融業(yè)皆處于高度耦合狀態(tài)。而耦合協(xié)調(diào)度數(shù)值顯示達(dá)到優(yōu)質(zhì)和良好協(xié)調(diào)的城市只有南京、蘇州和無錫，尚有淮安、鹽城和宿遷處在失調(diào)階段，其余地區(qū)雖然實現(xiàn)了協(xié)調(diào)，但協(xié)調(diào)等級低，僅為初級協(xié)調(diào)和勉強協(xié)調(diào)。

4.2 建議

綜合實證分析的結(jié)果，江蘇旅游業(yè)和金融業(yè)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展不僅受外部因素影響較大，產(chǎn)業(yè)自身的特點更是制約兩業(yè)耦合的重要因素。為促進江蘇旅游業(yè)和金融業(yè)耦合協(xié)調(diào)度的提升，今后應(yīng)重點做好以下兩個方面工作：

一方面，加大金融支持和服務(wù)。在旅游業(yè)與金融業(yè)耦合互動過程中，旅游業(yè)的資金缺口大與信用等級低成為制約發(fā)展的瓶頸。所以要實現(xiàn)金融的支持，首先應(yīng)提升旅游業(yè)的信用等級。江蘇旅游企業(yè)通過探索項目“BT”（建設(shè)―移交）、“BOT”（建設(shè)D經(jīng)營D轉(zhuǎn)讓）、“TOT”（轉(zhuǎn)讓D經(jīng)營D轉(zhuǎn)讓）等模式[38]，轉(zhuǎn)讓一定時期特許權(quán)、運營權(quán)或一定比例收費權(quán)的方式來提高自身的信用保證，增加信用等級。其次是拓寬金融業(yè)的信貸方式。針對旅游景點投資期限長、資金需求量大的特點，對于江蘇“三圈三帶三軸”規(guī)劃內(nèi)重點旅游開發(fā)項目，可發(fā)展信貸組合管理工具――銀團貸款，而中小旅游企業(yè)可以實行聯(lián)保聯(lián)貸等方式，實現(xiàn)貸款金融機構(gòu)的風(fēng)險分擔(dān)和利益共享。最后是強化旅游金融服務(wù)。金融機構(gòu)要完善旅游區(qū)各項網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)服務(wù)設(shè)施，為旅游者提供線上、線下支付、消費等旅游電子化服務(wù)。在江蘇全省推行金融旅游卡，金融機構(gòu)聯(lián)手旅游企業(yè)結(jié)成戰(zhàn)略同盟，集信用卡和旅游服務(wù)、消費功能于一體，實現(xiàn)“一卡在手，玩轉(zhuǎn)江蘇”。此外，金融機構(gòu)應(yīng)簡化個人旅游信貸的申辦程序，鼓勵使用個人信用擔(dān)保來實現(xiàn)貸款業(yè)務(wù)。

另一方面，新耦合發(fā)展模式。為促進旅游業(yè)的加速發(fā)展和轉(zhuǎn)型升級，借鑒已有的參考文獻[39-41]，江蘇旅游業(yè)與金融業(yè)耦合可采用以下3種模式：主動耦合模式、互動耦合模式和重組耦合模式。耦合協(xié)調(diào)均值處于失調(diào)階段的淮安、鹽城和宿遷適用主動耦合模式，旅游業(yè)主動爭取金融資金的投入和政策的支持，金融業(yè)則跨越該產(chǎn)業(yè)與旅游業(yè)之間的產(chǎn)業(yè)邊界來促進和助推旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，此模式是旅游業(yè)與金融業(yè)耦合發(fā)展的最基本模式。對于已經(jīng)達(dá)到協(xié)調(diào)但等級較低的鎮(zhèn)江、常州、南通、揚州、泰州、徐州及連云港可采用互動耦合模式，該模式強調(diào)兩個產(chǎn)業(yè)要素相互滲透、兩個產(chǎn)業(yè)資本互動耦合，實現(xiàn)由產(chǎn)到融和由融到產(chǎn)的兩業(yè)產(chǎn)融結(jié)合歷程，最終達(dá)到改變對方產(chǎn)業(yè)鏈的目的。隨著旅游業(yè)與金融業(yè)耦合的不斷深入，對于耦合協(xié)調(diào)度達(dá)到優(yōu)質(zhì)和良好的南京、蘇州和無錫等地區(qū)，可以采用目前兩個產(chǎn)業(yè)耦合發(fā)展最高形式――重組耦合模式，該模式引入金融業(yè)的理念和做法，通過旅游資源、產(chǎn)品等方面的資產(chǎn)化，放大和創(chuàng)造旅游要素價值，擴展旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間，使旅游業(yè)在重組發(fā)展中提升自身的價值鏈，形成新型的旅游金融發(fā)展方式。

本研究從產(chǎn)業(yè)耦合角度研究旅游業(yè)與金融業(yè)互動發(fā)展，利用耦合評價模型測度兩個產(chǎn)業(yè)的耦合協(xié)調(diào)度，對兩個產(chǎn)業(yè)的良性耦合發(fā)展有著重要的指導(dǎo)意義，同時也對旅游業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的互動耦合發(fā)展有一定的借鑒意義。但由于對研究模型的運用不夠深入，導(dǎo)致區(qū)域內(nèi)橫向比較和區(qū)域間縱向演變的研究尚存在不足，有待在后續(xù)研究中進一步深入。

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