存贷款余额与县域经济增长的实证分析

【摘要】本文介绍了寻甸县存贷款以及经济增长的基本情况，以按当年价格计量的 GDP 总量和银行贷款余额、各项存款余额作为衡量经济增长与金融发展的指标，对寻甸回族彝族自治县经济发展与金融发展的关系进行实证检验，发现两者之间存在线性关系，且贷款与经济增长存在双向的格兰杰因果关系，存款与经济增长存在单向格兰杰因果关系，从而为发展金融推进经济增长提供了实证支持。在此基础上，通过主成分分析，一方面基于时间系列对贷款按行业分类统计的 22 项指标作主成分分析，进而分析不同行业的贷款投向对经济增长的贡献程度以及不同时期贷款结构的变化情况；另一方面基于截面数据对乌蒙山区连片重点县经济发展基本情况的 11 项指标作主成分分析，找出在乌蒙山片区寻甸经济金融方面自身的优势，借助金融在支持云南加快扶贫开发方面的作用，实现寻甸县域经济社会跨越发展，最后根据研究结果提出相关对策建议。

【关键词】经济增长 主成分分析 存款 贷款

习近平总书记今年 5 月 9 日指导兰考县常委班子党的群众路线教育实践活动时指出，县一级承上启下，要素完整，功能齐备，在我们党执政兴国中具有十分重要的作用，在国家治理中居于重要位置。县作为我国行政区域划分的基本单元，承载着连接城乡的重要作用，县域是宏观与微观、工业和农业、城市与农村的结合部，其经济发展和运行的质量、效益，直接关系到国民经济的发展速度和社会的长治久安。对县域经济发展水平的科学度量尤为重要，如何科学地落实县域经济发展战略是摆在地方政府面前的重要课题。

本文以按当年价格计量的 GDP 总量和银行贷款余额、各项存款余额作为衡量经济增长与金融发展的指标，对寻甸县经济发展与金融发展的关系进行实证检验，在此基础上，通过主成分分析对多变量的数据进行最佳综合简化，使问题简单化，克服相关性、重叠性，进而分析不同行业的贷款投向对经济增长的贡献程度以及不同时期贷款结构的变化情况，同时，找出在乌蒙山片区寻甸县经济金融方面自身的优势，并指出问题，提出建议。

一、寻甸县存款、贷款以及经济增长的基本情况

（一）县域经济发展情况

近年来，随着改革力度的加大以及各方面的共同努力，寻甸县县域经济获得了较快的发展，经济总量不断增长、市场日趋活跃、城乡居民收入水平不断提高。经济增长带来了产业结构不断调整和优化，从 2011 年寻甸县第二产业总产值开始超过第一产业，第二产业在国民经济中的比重从 2005 年的 18% 到 2013 年占比不断提高至 31%，第三产业保则持 40% 左右的占比。全县国内生产总值延续着近几年的快速增长势头，以 2013 年末为例，同比增长 14.05%，其中：第一产业增长 11.91%；第二产业增长 11.23%；第三产业增长 18.06%。

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图 1.1 寻甸县存贷款余额与 GDP 走势图

（二）县域金融支持情况

2013 年全县各项存款和贷款继续保持 20% 以上的增速，贷款投向合理，增长规模较快，整体金融运行形势良好，确保了各项货币信贷政策在全县的有效实施，有力地支持了地方经济的发展。在经济成分、经济结构多元化情况下，金融业对经济发展的支持是全方位、多渠道的，不能仅以贷款余额增长的多少来衡量，但不可否认的是，在县域融资市场很不发达的现实条件下，银行信贷作为县域经济融资的主渠道，贷款投放仍是衡量金融支持力度的一个重要指标。近年来，农村信用社贷款余额连年增长，其对县域经济的支持力度不断加大。

表 1.1 存贷款余额和经济增长情况表

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1.现状分析。通过对寻甸县域经济发展以及金融支持情况的分析，我们可以看出，除了 2009 年受金融危机影响，第二产业出现了负增长，导致该该年度 GDP 增长速度由 2008 年的 26.22% 放缓为 8.26%，增长速度大幅下降。金融危机过后寻甸县域经济出现了较快的复苏，2012 年度 GDP 增长为 24.86% 的较高水平，从图 1.2 可看出寻甸县各项存款余额、贷款余额增长速度和各产业增长速度一直围绕 GDP 增速周期性上下波动。

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图 1.2 经济增长率和存贷款余额时间序列图

资金问题始终是困扰寻甸县域经济发展的「瓶颈」之一。从图中可以看出各项存款和贷款总计的增长速度出现负相关的趋势，当各项存款增速速度较快时贷款总计的增长速度却相对增长较慢；反之，当贷款总计的增长速度较快时，各项存款的增速速度相对却较慢。现行稳健货币政策背景下，由于贷款规模的控制，农村信用社贷存比偏低的情况更为明显，但正常情况下从总体情况来看，存款和贷款应该成正相关，因为贷款能够派生存款，贷款增加，存款相应的也会增加。2007 年以来，寻甸县存差资金以年均 6 亿的绝对额递增，以年均 37% 的速度增长。「存差」是银行存贷款的差额，一定意义上可认为是银行从存款人吸收来的可利用社会资源，没有被银行充分利用而形成的富裕资金。对寻甸县出现的这种情况的一种解释就是，存贷款资金逆向流出，而县域资金的大量流出，则加大了县域资金需求的缺口，加剧了资金的供求矛盾。

2.弹性分析。金融机构存贷款余额弹性是 GDP 增长率与金融机构存贷款余额的增长率之比，即金融机构存款或贷款余额增长一个百分点拉动经济增长的百分点数。

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图 1.3 GDP 与存款和贷款之间的弹性

图 1.3 可以看出，2008～2013 这 6 年中 GDP 对贷款和存款的弹性系数均为正值，说明寻甸县存贷款的增长促进了经济增长。总体看，E1>E2，说明贷款对经济的拉动力大于存款对经济的推动力。GDP 对贷款的弹性系数平均为 0.97，也就是贷款余额增加 1 个百分点，GDP 增长 0.97 个百分点，说明贷款增长对经济增长具有的拉动作用。

表 1.2 GDP 与存贷款之间的弹性

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二、数据平稳性检验

由于 GDP、存款余额、贷款余额都是时间序列数据，对变量进行 Granger 因果关系检验和回归分析之前首先需要对相关的变量进行平稳性检验，只有变量平稳或存在协整关系时才能避免谬误回归的情况。为了确定这些数据是否具有平稳性，本文选用 SAS9.1 统计软件中的 ADF 方法对数据进行单位根检验，表 2.1 为寻甸县 GDP 和存贷款数据。

表 2.1 寻甸县 GDP 和存贷款数据 单位：人民币万元

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表 2.2 寻甸县金融机构贷款余额取对数后的单位根检验

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运用统计软件 SAS 9.1 对寻甸县 GDP 和存贷款相关数据做单位根检验（StationarityTests-Augmented Dickey-Fuller Unit Root Tests）。从表 2.2 中看出对贷款余额进行 ADF 检验，Pr

由表 2.3 可知用 Single Mean 和 Trend 两种方法，一阶差分条件下的 ADF 统计值都小于 1%、5% 显着水平的临界值，从而拒绝有单位根的假设，表明差分变量的平稳性，一阶差分后序列 logDepo 通过平稳性检验。同理，LogGDP 和 LogLoan 一阶差分后也通过平稳性检验，都是一阶自回归，存在协整关系。从而说明分析的这三个变量是一阶单整的，即为 I（1）序列。

表 2.3 寻甸县金融机构存款余额取对数后一阶差分的单位根检验

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三、格兰杰因果检验

Granger 关于因果关系的定义：称随机过程不是随机过程的原因，如果 ■。首先建立 yt 对 yt 的滞后项的多元线性回归模型，然后在解释变量中加入 xt 的滞后项。如果 xt 的滞后项具有解释能力，即为统计显着的，那么称序列 x 是序列 y 的格兰杰原因，同时可以研究序列 y 是不是序列 x 的格兰杰原因。具体方法是建立如下两个回归方程：

■

其中 k 是最大滞后阶数。

设定原假设：GDP 不是贷款的格兰杰原因（GDP does not Granger Cause Loan），即 ■。

表 3.1 logGDP 与 logLoan 格兰杰因果检验结果

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如果拒绝原假设 H0，那么说明 GDP 是 Loan 的格兰杰原因；如果不能拒绝原假设 H0，那么说明 GDP 不是 Loan 的 Granger 原因。运用 SAS 9.1 对 logGDP 与 logLoan 和 logDepo 各变量滞后 1 期分别进行 Granger-Causality Wald Test。

由于广义的经济增长不仅包括纯粹 GDP 数值的上升，还包括技术层面的相关指标，诸如全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）等指标，在此我们仅以 GDP 来代表经济的增长。从表 3.1 的结果可以知道在 95% 的置信水平下 GDP 与贷款余额（Loan）间存在双向 Granger 因果关系，而且存在一期的滞后性，即本期的 GDP 增长可以引起后一期的贷款余额的增长，以此同时，本期的贷款增长也能引起下一期的 GDP 的增长。

表 3.2 logGDP 与 logDepo 格兰杰因果检验结果

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从表 3.2 的结果可以知道在 95% 的置信水平下 GDP 与存款间存在单向的 Granger 因果关系，GDP 的增长能够促进下一期存款余额的增加，而存款余额的增加对下一期 GDP 增长则没有明显的 Granger 因果关系。

四、一般计量模型分析

通过 Granger-Causality test，因为 GDP 与贷款之间存在双向的促进关系，同时 GDP 对存贷余额存在单向促进关系，分别对 GDP、Loan、Deposit 取对数后（取对数可以减少数据的波动性，减弱金融时间系列的异方差，系数也是弹性系数。）以 logGDP1 作为被解释变量，logLoan 作为解释变量，和 logLoan、logDepo 分别作为被解释变量，logGDP 作为解释变量，μ1、μ2 和 μ3 分别作为随机干扰项建立如下回归模型：

logGDP=C1+αlogloan+μ1 （4.1）

logLoan=C2+βlogGDP+μ2 （4.2）

logDepo=C3+γlogGDP+μ3 （4.3）

（一）贷款余额对经济增长的分析

1.回归方程的检验。由于一阶差分后数据间是平稳的，所以我们可以接着做回归分析，通过 SAS9.1 可以得到如表 4.1 所示的回归分析结果。

其中，R-Square 等于 0.9639，说明回归方程拟合的很好，回归系数中截距项 C1 和 LogLoan 的系数 α 分别为 2.85 和 0.76，同时它们的 P 值都表现为比较显着，所以拒绝回归系数为零的原假设。

回归方程为：logGDP=2.85+0.76*logLoan2 （4.4）

表 4.1 GDP 与贷款余额对数的回归分析结果

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2.结构分析。寻甸县的贷款与经济增长之间存在长期稳定的关系，由 4.4 式可知，GDP 对贷款余额的弹性为 0.76，即当贷款余额增加 1% 时，以 GDP 衡量的经济增长 0.76%。

（二）经济增长与贷款余额的分析

表 4.2 SAS 回归分析 AUTOUREG 过程结果

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同样，数据经过一阶差分后通过 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Tests 数据是平稳的，所以直接经过回归分析，所得回归结果和检验结果如表 4.2 所示。拟合度为 0.8966 表现为高度拟合，回归系数中截距项的 P 值不显着，所以不能拒绝回归系数为零的原假设，所以截距项的估计值 C2 为零。LogGDP 的系数 β 估计值为 1.14，同时 P 值小于 0.0001 表现为高度显着，所以认为回归系数不为零，回归方程是合理的。

根据表 4.2 SAS 回归分析 AUTOUREG 过程结果可知回归方程为：logLoan=1.14*logGDP （4.5）

由等式 4.5 可知弹性为 1.14，即 GDP 每增加一个百分点，贷款余额相应的增加 1.14 个百分点。

由于 0.76 小于 1.14，所以贷款对经济增长的贡献要比经济增长对贷款增加的贡献要小 38 个基点，即经济增长（即 GDP）对贷款的贡献要大于贷款对 GDP 的贡献，下面将做进一步的验证。

（三）经济增长与存款余额的分析

以存款余额（logDepo）为被解释变量，经济增长（logGDP）为解释变量，回归分析后得到表 4.3 的结果，截距项 C3 和回归系数 γ 经过检验后都是显着的，所以，回归方程为：

logDepo=-3.77+1.35*logGDP （4.6）

由等式 4.6 可知弹性为 1.35，即 GDP 每增加 1%，存款余额相应的增加 1.35%。

表 4.3 SAS 回归分析 AUTOUREG 过程结果

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五、主成分分析 4

（一）基于时间系列——对贷款按行业分类统计的 22 项指标作主成分分析

数学模型的设定。我们已经知道贷款与经济增长之间存在相互促进的关系，我们需要进一步分析贷款按行业分类中，哪一方面的贷款投向对经济增长的表现更为突出，本文考虑到贷款按行业分类种类之多、差异之大，故对《寻甸县全金融机构（不含外资、证券）-（通用）贷款按行业分类统计时序表（人民币）》中列出的 22 项按行业分类贷款通过该方法进行初步简单的分析。相关数据见表 5.1。

表 5.1 寻甸县全金融机构（不含外资、证券）贷款按行业分类统计时序表 单位：万元（人民币）

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数据来源：《云南金融统计》，时间序列样本。

在此有 14 个样本，每个样本观测 22 项指标（变量）：X1，X2，…，X225，所以可以得到原始数据资料阵：

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其中 Xi=（x1i，x2i，…，x14.i）T，5 i=1，2，…，22

计算样本数据的协方差矩阵：Σ=（Sij）22×22，其中

■

i，j=1，2，……，22

求出协方差矩阵 Σ 的特征值 λ1≥λ2≥…λp>0 及相应的正交化单位特征向量：

■

则 X 的第 i 个主成分为 Fi=aiTX7 i=1，2，…，22

再用数据矩阵 X 的 22 个列向量 X1，X2，…，X22 作线性组合，得综合指标向量：

■

简写成：

PRCi=a1iX1+a2iX2+…+a22.iX22 （5.1）

i=1，2，…，22

输出的数字分析结果有 4 个部分：简单统计量、相关系数矩阵、相关系数矩阵的特征值以及相关系数矩阵的特征向量。表：5.2 给出相关系数矩阵的特征值（Eigenvalue）、上下特征值之差（Difference）、各主成分的方差贡献率（Proportion）以及累积贡献率（Cumulative）。

表 5.2 基于时间序列——相关系数矩阵的特征值以及对应的特征向量

■

这 7 个主成分从原始指标所提供的信息总量中所提取的信息量依次递减，每一个主成分所提取的信息量用方差来度量，主成分方差的贡献就等于原指标相关系数矩阵相应的特征值，相关矩阵的特征值中前两个特征值对应的累计贡献率为 80%，能够充分解释主成分 Fi 所反映的信息量的大小，因此，只需用前面两个主成分就可以概括这组数据。据此可以通过对 prin1 和 prin2 进行整理写出第一和第二主成分得分：

Prin1=0.21x1+0.24x2+0.25x3-0.28x4+0.17x5+0.30x6+0.30x7 -0.23x8-0.21x9+0.00x10+0.24x11+0.24x12+0.29x13+0.09x14-0.14x15 +0.27x16+0.02x17-0.10x18+0.24x19+0.00x20+0.00x21+0.28x22（5.2）

Prin2=-0.31x1+0.25x2+0.25x3-0.05x4+0.39x5-0.04x6-0.01x7 +0.27x8+0.16x9+0.00x10-0.26x11-0.07x12-0.02x13+0.16x14+0.30x15 +0.01x16+0.46x17-0.30x18-0.01x19+0.00x20+0.00x21+0.20x22（5.3）

经济内涵：对于第一主成分而言，x4 电力、燃气及水的生产和供应业，x8 批发和零售业，x9 住宿和餐饮业，x15 居民服务和其他服务业和 x18 文化、体育和娱乐业，这四个行业的对应特征向量值为负数，处于平均水平以下；x1 农、林、牧、渔业，x2 采矿业，x3 制造业，x11 房地产业，x12 租赁和商务服务业，x22 个人贷款，这 6 个行业的对应系数在 0.30 左右，相对其他行业来说，第一主成分（Prin1）主要由这 6 个变量解释；而第二主成分（Prin2）则主要由 x2、x3、x5、x8、x15、x17 这 6 个变量解释。

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图 5.1 Time series data——主成分得分散点图

经济意义：按第一主成分和第二主成分的得分所作的散点图又称为载荷图，图 5.1 中看出，2012 年和 2013 年第一主成分 Prin1 的得分远远高于其他年份，但在第二主成分 Prin2 的得分则处于中间，而 2010 年和 2011 年的第二主成分得分位于前列。主成分对贷款的解释是：总体上看成发展的趋势，且后两年出现了行业调整的情况，x2 采矿业，x5 建筑业，x8 批发和零售业和 x17 卫生、社会保障和社会福利业，在后两年得到的贷款支持力度有所减弱；x13 科学研究、技术服务和 x16 教育行业最近两年发展较快。

（二）基于截面数据——对乌蒙山区连片重点县经济发展基本情况的 11 项指标作主成分分析。

近年来云南省扶贫开发工作取得了显着的成效，但由于自然和历史的原因，寻甸县农村贫困人口数量依然庞大，深度贫困人口比重依然较高，民族地区贫困问题依然突出，扶贫攻坚依然任重道远。

表 5.3 云南省连片特困地区金融统计分县域表-乌蒙山区连片重点县 7

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寻甸县作为一个少数民族聚集的贫困县，又是连片国家扶贫开发重点县，是我省扶贫攻坚的主战场之一，在乌蒙山片区寻甸县需要借助金融在支持云南加快扶贫开发方面的作用，充分发挥自身的优势，实现寻甸县经济社会跨越发展。从各变量之间的相关系数矩阵表 5.4 中可以看出，基于横截面数据的分析，乌蒙山区连片重点县地区生产总值 GDP（y8）与各项贷款（y1）之间的相关系数为 0.9460，与各项贷款（y2）之间的相关系数为 0.9196，与社会消费品零售总额（y10）之间的相关系数为 0.9415，这些解释变量之间出现了相关性，而且多重共线性比较严重。

表 5.4 基于截面数据——主成分分析相关系数矩阵

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此时虽然 OLS 法仍是最好的估计方法，但它却不是「完美的」，尤其是在统计推断上无法给出真正有用的信息，因此我们对乌蒙山区连片重点县经济发展基本情况的 11 项指标作主成分分析。

经济内涵：表 5.5 中可见相关系数矩阵的方差贡献率前两个累计已经达到 91%，第一主成分除了支农再贷款这一指标系数较小外，其他指标的相关系数都比较大，第二主成分中 y4 和 y11 具有较大的正系数，远远超过其他指标的影响，因此，可以把第一主成分看成是由除支农再贷款为其他所有指标所刻画的反映经济发展水平的综合指标；把第二主成分看成是由支农再贷款（y4）和财政收入（y11）所刻画的与经济金融有关的综合指标。

表 5.5 相关系数矩阵的特征值、上下特征值之差、方差贡献率以及特征向量

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图 5.2 Cross-section data——主成分得分散点图

经济意义：主成分得分散点图中主成分载荷量越高，说明这些地区整体的经济金融发展水平越高，第二主成分寻甸县的取值最高，其次是禄劝县和会泽县，但这三个县的第一主成分都处于中等水平，共同特点是支农再贷款数额较大且各项贷款和涉农贷款的规模也比较大，在乌蒙山连片特困地区中发展农业有一定的自身优势。宣威市的第一主成分得分最高而第二主成分较低，主要是因为宣威市 2013 年的支农再贷款余额为零而其他经济金融相关指标的数值较大，在乌蒙山连片特困地区中经济金融发展优势较为明显。

六、存在的问题和相关建议

（一）金融支持贫困地区县域经济发展中所存在的问题。

1.县域资金外流。随着金融改革的深化，经济欠发达地区商业银行的县支行职能转移到了以组织存款、盘活存量及收贷收息工作重心上来，其信贷资金管理体制也发生了改变。商业银行的县支行存款逐年增长，贷款增速却逐年低于存款增速。同时，由于商业银行「信贷集中」和「贷款权限」上收，实际上成立上级行的「储蓄所」，没有自主发放贷款的权利，也降低了县支行发放农业贷款的积极性。县支行把闲置的吸存资金上存流向上级，这是造成贫困地区县域资金外流的重要因素。同时，位于县城及乡镇的邮政储蓄网点，由于只能吸收储蓄存款，不能开展信贷业务。以寻甸县为例，寻甸县邮政储蓄吸收的存款全部上划省局，因此，邮政储蓄也成为县域资金外流的主要渠道。寻甸仅有的一家村镇银行，虽能开展信贷业务，但由于刚开业不久，信贷业务发展速度有限，且每月贷款规模和贷款进度被人民银行严格管控，该机构吸收的存款除平时在同级人民银行保留 200 万元左右的准备金存款外（截至 2014 年 4 月底该机构存款准备金率为 14%），其余资金也基本上划到主发起行——成都农商行，主发起行对其上划资金执行 4.4% 左右的利率，高于金融机构存放人民银行超额准备金利率 3.68 个百分点，作为金融企业，高额利差加之上存资金无任何资金安全风险，吸引地方金融机构将闲余资金上存到上级机构或母行。资金的体制性外流和自发性外流，加剧县域经济发展的不均衡，也不利于县域产业升级和经济结构性调整。

2.借贷资金成本较高。在县域农村金融市场，农村信用社几乎垄断经营贷款业务，但农村信用社在贷款资金的定价方面有较大的上浮区间优势，其贷款品种单一，利率实行统一定价，单一价格左右市场，农户可获得的贷款额度小，这种机织和没有竞争的环境，只是提高了农村信用社的经济效益，反而增加了农民的负担。对县域小微企业而言，想从商业银行、信用社获取信贷支持，必须提供相应的抵押或担保，但由于我国现行的土地政策和产权政策限制，小微企业在投资固定资产建设过程中，产权证的取得所需时间长度与获取资金支持继续投产的迫切需求往往有不可避免的时间冲突，在难以获得银行信贷资金支持的背景下，使得民间借贷市场火热，「高利贷」现象有所抬头，企业「资金链断裂」的风险加大。

3.县域金融体系不完整。寻甸县域金融体系主要包括农业政策性银行、国有商业银行、农村信用社以及邮政储蓄机构等，证券、担保、信托投资和租赁等金融机构和服务基本上处于空白状态。从机构看，国有商业银行在县域的金融服务功能逐步萎缩，机构网点减少，农业银行 90% 的乡镇营业所撤销，2014 年 1 季度末建设银行仅占有寻甸市场份额的 8% 左右。

4.风险补偿机制不完善。因「三农」经济发展基础薄弱，贷款风险很大，过去由于缺乏利益风险补偿机制，金融部门为了规避风险，容易将之排除在门外。近年，云南省财监办县域金融机构涉农贷款增量进行奖励，但涉农贷款的口径不是特别清晰，监管存在不到位的地方，对金融机构加大涉农金融支持激励作用不是特别明显。

5.企业自身方面的问题。推动县域经济逐步由「资源导向型」向「市场导向型」转变过程中小微企业起着举足轻重的作用，要发展小微企业，必须要解决小微企业资金短缺的问题。一方面企业规模小，盈利能力弱。2014 年 5 月末，寻甸县有小微企业 700 余家，受访的 15 家小微企业涵盖批发零售、住宿餐饮、加工制造、矿业开发、建筑、养殖、医疗等行业，其中近 70% 的小微企业创立时间在 5 年以内，且大部分还停留在较低的管理水平。我县小微企业总体规模还偏小，产业分布还不均，有将近一半的小微企业月营业额在 50 万元以内，近 80% 的小微企业毛利率不足 20%，盈利能力弱。另一方面自身禀赋差，融资难度大。在融资需求方面，90% 的小微企业表示有融资需求，但是比较重视自身的偿付能力，一般资金缺口较小，大部分企业资金短缺额度不超过 50 万，缺资金缺口主要是如购买原材料、偿还应付款项、发放工资等流动资金，建厂房、设备更新等固定资产投资较少。小微企业由于数量相对大，行业分布面广；创立时间短，管理水平较低；抵押物品少，偿付能力不强；信息不对称，信用观念缺失等身的禀赋较差，从获取资金的能力上看，能力不足的，嫌银行放贷对其不公；缺口较小的，嫌银行放贷手续太烦；时限紧张的，嫌银行放贷速度太慢。小微企业获得贷款的难度很大。

（二）进一步做好金融支持经济发展的建议

1.落实科学发展观，推进经济金融协调发展。当前和今后一个时期全县金融系统要进一步深入研究经济金融发展规律，以科学发展观统领指导全县金融工作。一方面，要正确把握国家宏观调控政策。2014 年国内外复杂多变的形势下，要达到 2014 年经济的平稳运行，必须控制好流动性的尺度，各金融机构要正确理解好、把握好、利用好国家的宏观调控政策，将其作为重要战略发展机遇，审时度势，顺势而为，推进经济和金融双向联动，实现跨越式发展。另一方面，要正确把握经济和金融的关系。经济决定金融，经济健康发展是金融稳健运行的基础和保障；金融服务经济，经济的发展离不开金融的支持。因此，我们要牢固树立经济金融同兴共荣理念，高度重视研究抓好金融工作，全面分析宏观形势的走向与脉络，客观看待面临的机遇与挑战，正确处理深化改革与加快发展，风险防范与业务创新，局部利益与全县大局的关系，合理引导资金流向，聚集更多的资金服务全县经济社会发展。

2.抓住关键环节，在优化信贷结构方面有新突破。具体到我县金融形势，2014 年，我们既要顾及壮大实力，优化结构，改善经营，提高效益等方面自身发展需求，也要考虑小微企业经营、民生改善、基础建设、「三农」发展等全县经济建设资金需求。要突出对「三农」工作的扶持力度，要突出对中小企业的扶持力度，要突出对优势产业的扶持力度，要突出对民生工程的扶持力度。一是在农业上，重点加大对农业产业化经营、农业龙头企业培植、农业生产基础设施建设、农村社会公益设施建设等方面的信贷支持，努力提高农业综合生产能力，全面改善农村生产生活条件。二是在工业上，重点加大对市场前景好、产品附加值高、辐射带动作用强的大项目的资金注入，力争在骨干龙头企业的培植上尽快实现大的突破。三是在服务业上，加大对旅游产业的资金支持，同时，要加大对中小企业和民营经济的资金支持力

3.完善工作机制，推进政银企全面合作。近年来，通过政府和金融单位的共同努力，已初步构筑起了政府、银行、企业相互信任、相互支持、互惠双赢、共谋发展的新型政银企关系。今后，要进一步加强合作，共同推进我县经济社会健康协调发展。政府强化统筹领导，加大部门间的协调配合力度，建立财政政策、金融政策与产业政策相结合的农村金融服务长效机制。各级金融部门要不断增强为地方经济发展服务的意识。县域经济的发展繁荣，是金融事业发展壮大和充满活力的基础，所以，金融部门要牢固树立服务地方经济就是壮大自我的意识，转变观念，推进改革，挖掘资源，改进服务，强化监管，在支持地方经济发展中实现互促双赢。

4.推进信用体系建设，构建和谐金融生态环境。健全信用担保体系，规范信用担保行为，努力打造信用政府、信用社会、信用企业、信用金融。加大由政府领导、人行主导、多方参与、多方受益农村信用体系建设，统一部署、统一标准、统一范围，建立科学统一的农户信用征集制度和信用信息管理制度。搭建农户信用信息共享平台，依法合规开展农户信用信息采集和信用评价，有效整合各涉农部门记录的农户信用信息，促进「守信激励、失信惩戒」联动机制形成。

5.推进金融产品创新，加强对中小企业的金融支持。一方面在有效控制风险的基础上，金融企业要不断开发适销对路的金融产品，拓展中间业务，以利率市场化为导向确定核实的资金定价，建立责权对等的现代营销激励机织，有目的地支持县域中小微企业及时转产，盘活信贷资金。另一方面，拓宽中小企业抵押担保品范围，根据中小企业的特点，切实增加信贷有效投放，积极扶持培植中小企业重点产业集群发展。尤其在寻甸这样的欠发达地区，金融对经济发展起着更加特别的、举足轻重的作用，培植产业，必须依靠金融；建设基础设施，必须依靠金融；改善人民群众的生产生活条件，实施民生工程，也必须依靠金融。

6.用好货币政策工具，坚定不移支持地方发展。人民银行作为县域金融机构的「引路人」，一方面采取有力措施，及时传达贯彻国家金融方针政策，坚定不移把握支持地方经济发展的「大势」，确定辖区产业优势和支持重点，破解经济发展难点，「冷却」盲目膨胀热点，充分发挥窗口指导作用，引导全县金融机构适时调整工作思路和贷款投向，积极优化信贷结构，盘活存量、用好增量，不断加强对小微企业、「三农」和民生领域的信贷支持力度。另一方面加大扶贫贴息贷款投放，发挥扶贫贴息贷款杠杆作用，各银行业金融机构要提高发放扶贫贴息贷款的积极性和主动性，根据扶贫项目实际，合理确定扶贫项目贷款利率，加大对财政贴息项目的贷款力度，最大限度利用好各级财政贴息政策，推动扶贫贴息贷款真正实现帮扶贫困户成功实施生产项目，促进辖区贫困农户脱贫致富。

注释

{1}课题组成员：马冰玉、马福阳、李再兴、潘祥顺、丁立贵（执笔）

{2}为了同 SAS 软件中的函数保持一致方程中的 log 均为以常数 e 为底数的对数。很多变量诸如 GDP，是随着时间的推移与日俱增的，对数化也是一种去趋势的方法，它和移动平均、滤波等一样，是为了拨开趋势的迷雾，让我们能更清楚地看清变量变化的本质。（1）取对数一般能使序列平稳（stationary）；（2）减少共线性和异方差（heteroscedasticity）出现的概率；（3）把一些非线性的东西变成线性的；（4）有经济学意义上，比如弹性。

{3}方程 logY=a+blogX 两边求导得：1/Y*△Y/△X=b*1/X，即 b=（△Y/△X）*X/Y=（△Y/Y）/（△X/X），这就是弹性公式，变量取对数后回归方程的系数即为相应的弹性系数。

{4}主成分分析是数学上对数据降维的一种方法。其基本思想是设法将原来众多的具有一定相关性的指标（比如 p 个指标），重新组合成一组新的互不相关的综合指标来代替原来指标。主成分分析试图在力保数据信息丢失最少的原则下，对这种多变量的数据进行最佳综合简化，使问题简单化，克服相关性、重叠性。

{5}此处的 Xi 表示列向量，在线性代数中列向量是一个 n×1 的矩阵，此处为 14×1 的矩阵。

{6}为了简化书写和方便排版起见，我们加上专职符号 T 的行向量表示列向量。

{7}F1 是 X1，X2，…，Xp 的一切线性组合（系数满足上述要求）中方差最大的，F2 是与 F1 不相关的 X1，X2，…，Xp 一切线性组合中方差最大的，…，Fp 是与 F1，F2，…，Fp-1 都不相关的 X1，X2，…，Xp 的一切线性组合中方差最大的。满足上述要求的综合指标向量 F1，F2，…，Fp 就是主成分，这 p 个主成分从原始指标所提供的信息总量中所提取的信息量依次递减，每一个主成分所提取的信息量用方差来度量，主成分方差的贡献就等于原指标相关系数矩阵相应的特征值 λi。

{8}数据来源于金融统计监测管理信息系统，（单位：万元、个、人）。

参考文献

[1]牛蕾.曲靖市县域经济竞争力评价及对策研究[D].云南财经大学硕士学位论文，2010.

[2]康继军，张宗益，傅蕴英.金融发展与经济增长之因果关系—中国、日本、韩国的经验[J].金融研究 2005 年 10 期.

[3]郭福春.浙江省金融发展与经济增长的关系[J].浙江学刊 2007.

[4]周业安，马湘君，赵坚毅.政府行为、金融发展与经济增长[J].河南社会科学；2007 年 01 期.

作者 马冰玉　马福阳　李再兴　潘祥顺　丁立贵