西部地區金融發展對產業結構和城市化影響的實證研究

摘要：利用西部1980—2007年的統計數據，通過面板數據單位根檢驗、協整檢驗和誤差修正模型，對西部的金融發展與經濟總量、產業結構、城市化之間的關系進行實證檢驗。結果表明，金融發展長期來看能夠為經濟增長、產業結構優化和推動城市化起到促進作用，但是短期內金融發展對產業結構和城市化并沒有影響，且對經濟總量增長起到反向作用。在此基礎上，本文針對繼續推進西部大開發提出金融改革的簡要建議。

關鍵詞：西部金融；經濟增長；產業結構；城市化

一、引言

金融發展與經濟增長關系問題一直是國內外學者們關注的重要課題。從十七世紀學者們提出利用貨幣促進經濟增長，到戈德史密斯金融發展理論的誕生，再到麥金農和肖對發展中國家金融問題的探討，最后到20世紀90年代至今關于二者關系更加深入、詳實的理論和實證研究，人們對金融在經濟增長中作用的認識逐步深入。產業結構和城市化水平是反映經濟發展的兩個重要標志，是體現經濟結構變遷的兩個最主要的變化。庫茲涅茨認為“如果不去理解和衡量生產結構中的變化，經濟增長是難以理解的”。任何經濟區域必須有一個合理的產業結構，并不斷高度化，才能實現區域經濟順利發展，進而實現整個國民經濟的協調發展。城市化水平則與產業結構的演變密切相關，大量研究表明，其與經濟增長呈正相關關系。

目前，我國西部地區已實行西部大開發戰略8年了，但是仍然未能擺脫落后的面貌，且與東部的差距越來越大。西部的落后，不光體現在經濟總量上，還體現在產業結構和城市化水平的落后。通過加快調整產業結構和推進城市化來縮小西部與東部的經濟差距、提高西部居民收入水平是西部現階段的主要任務。西部的建設不可能長期依靠國家財政，在推進西部大開發的工作中，必須解決西部資金不充分的問題，必須通過金融渠道為西部經濟增長注入穩定、長期的資金。

二、模型、數據與方法

（一）計量模型與數據說明

本文根據King和Levine(1993)的模型設計了如下實證模型：

Yit=c+αfinit+βXit+εit（1）

在（1）式中，下標i和t分別表示第i個省份的第t年；ε為殘差項；c為截距項。西藏的資料缺乏太多，因此刪除了這一樣本。重慶市與四川省的數據合并處理。時間跨度為1980—2007年。Yit由三個指標來反映，即經濟總量（gdp）、產業結構(str)、城市化率(urb)。其中，gdp是人均實際GDP的對數值，實際GDP的數據是以1978年為不變價格進行調整得出。str為第二產業與第三產業增加值之和與名義GDP的比值。urb為城鎮人口數占總人口數的比重。fin作為金融發展變量，我們定義為國有銀行存貸款和與GDP之比（1998年及之后的數據采用全部金融機構的存貸款之和與GDP的比例）。X為控制變量，包括：gov，各省地方政府的財政支出占名義GDP的比重；open，各省進出口總額占名義GDP的比重；cap，固定資產投資占名義GDP的比重；sc，財政支出中用于科技、教育支出的比重；hc，高等學校在在校人數占該區域人口的比重。

1980—2000年城市化率數據來自《轉型期的中國人口》。2007年的數據來國家統計局網站統計公報。其余均根據《新中國五十年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》各期、《中國金融年鑒》各期整理而得。

（二）計量方法

首先對西部地區的金融發展、經濟總量、產業結構、城市化以及各控制變量進行單位根檢驗，若它們是同階單整的，才能對它們的關系進行長期協整關系的檢驗，倘若它們存在長期的協整關系，我們再利用誤差修正模型（ECM）對其短期均衡關系進行考察。

1.面板數據單位根檢驗

面板單位根檢驗綜合了時間序列和橫截面的特征，能夠更加直接、精確的推斷單位根的存在。面板數據的單位檢驗可以分為兩大類，一類是相同根情況下的單位根檢驗，這類檢驗方法假設面板數據中的各截面具有相同的單位根過程，檢驗方法主要有：LLC（Levin-Lin-Chu）檢驗、Breitung檢驗和Hadri檢驗；另一類是不同根情況下的單位根檢驗，這類檢驗方法允許面板中的各截面序列具有不同的單位根過程，檢驗方法主要有：IPS（Im-Pesaran-Skin）檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗。我們采用LLC檢驗和Fisher-ADP檢驗。

2.面板數據協整關系檢驗

協整檢驗是檢驗變量間長期均衡關系得常用方法。本文采用Engle and Granger(1987)提出的兩步檢驗法。如果gdp、str、urb、fin及各控制變量都是同階單整，則對（1）式運用OLS法進行回歸，得到殘差序列Eit，并建立回歸方程：

ΔEit=ρiEi，t-1+∑Pij=1θijΔEi，t-j+αi+εit（2）

利用LLC、IPS、ADP檢驗對Eit進行單位根檢驗，若Eit是平穩的，則說明金融發展與經濟總量、產業結構、城市化的長期關系成立。

3.面板數據誤差修正模型

在確定了變量之間存在長期均衡關系后，利用面板數據的誤差修正模型來檢驗金融發展與經濟總量、產業結構、城鎮化之間是否存在短期均衡關系。建立如下面板數據誤差修正模型：

ΔYit=ci+∑mj=1θjΔYi，t-j+∑mj=1αjfini，t-1+∑mj=1βjΔXi，t-j+λECMi，t-m-1+εit（3）

△表示一階差分運算，ECMi，t-m-1表示均衡誤差，表示各經濟變量在短期波動中偏離長期均衡關系的程度。系數λ體現均衡誤差對Yit的控制，如果λ為零被拒絕，說明誤差修正機制產生，檢驗得到的長期因果關系是可靠的。αj表示短期內金融發展對經濟發展各變量的影響程度，如果αj為零被拒絕，則說明短期因果關系成立。

三、實證分析結果與說明

計量過程我們采用Eviews5.1軟件完成。

（一）面板數據單位根檢驗結果

對gdp、str、urb、fin、gov、cap、open、sc、hc進行LLC和ADF單位根檢驗。除sc以外各變量都具有時間趨勢，因而對sc進行無時間趨勢的單位根檢驗，對其余各變量進行有時間趨勢的單位根檢驗，結果顯示各變量均具有單位根。對各變量的一階差分值進行無時間趨勢的單位根檢驗，其結果均在1%的顯著性水平上表現為無單位根，這說明所有變量都是一階單整I（1）。

（二）面板數據協整檢驗結果

通過面板數據單位根檢驗，可知各變量均表現為一階單整I(1)，所以各變量間存在協整關系的可能。通過對（1）式進行回歸，結果見表1，并得到三個殘差，分別為E1、E2、E3。

表1 面板數據回歸結果

因變量自變量gdpstrurb

fin0.567229***（12.24751）0.032852***（3.810180）0.024897***（4.915207）

gov-6.212119***（-12.99260）-0.311752***（-3.502313）-0.292068***（-5.366576）

hc0.854818***（19.08483）0.086362***（10.35683）

open3.972596***（6.778477）0.339598***（3.112524）0.178451***（2.781839）

sc-3.370002***（-4.660327）-0.279620**（-2.077037）-0.335633***（-4.147613）

cap0.193319***（7.338434）

C1.701366***（4.622377）3.662209***（53.44418）0.285994***（9.811730）

R²0.9543590.8690520.881846

說明：（1）表中***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平顯著；（2）括號中的數值為t統計值。

通過回歸結果可知，首先，fin的系數符號在1%的顯著性水平下為正，說明西部地區的金融發展尤其是銀行業的發展，能夠促進經濟總量的增長、產業結構的優化以及城市化水平的提高。其次，通過控制變量的系數可以發現，gov的系數為負，且在三個回歸模型中均顯著，說明地方政府的財政干預對經濟發展起到了負面的作用，可能是因為財政干預對私人部門的投資產生了擠出效應，使得西部地區非國有部門沒有得到更有利的金融支持，從而導致金融資本沒有被有效的配置；cap在關于urb的回歸模型中系數為正，且統計顯著，這說明國家加大西部地區的固定資產投資以及基礎設施建設確實為西部的城市化水平提高提供了有力的支持。sc在三個回歸模型中系數為負，且統計顯著，反映了西部的科技、教育投入一直不足，未能有力支持經濟發展。人力資本對于經濟總量增長和產業結構優化影響十分顯著。對外開放對經濟發展各變量的影響十分顯著。

要想確定變量間是否存在長期的均衡關系，需要將各回歸方程的殘差項進行平穩性檢驗。由結果可以看出，殘差E1在10%的顯著性水平下表現為無單位根；E2、E3在1%的顯著性水平下表現為無單位根，因此變量間存在長期的均衡的關系，即肯定了西部地區的金融發展在長期內能促進經濟總量增長、產業結構優化以及城市化水平提高。

（三）面板數據誤差修正模型結果

因為時間跨度較小，需要對變量間的關系進行短期因果關系檢驗。模型采用（3）式。作為滿足誤差項經典假設的要求，將滯后項定為2。

結果顯示，在關于經濟增長總量的模型中，誤差修正項ECM1的符號為負且統計顯著，符合反向修正的原理。fin系數為負且在5%的顯著性水平下不為零，說明西部地區的金融發展短期內對經濟總量增長有反方向的影響。同時，財政支出短期內對經濟總量增長有反方向的影響；對外開放和人力資本因素是經濟總量增長的短期原因；科技、教育因素不是經濟總量增長的短期原因。

在關于產業結構的模型中，ECM2的系數為負，且統計顯著，符合反向修正的原理，但金融發展變量和各控制變量均表現為不顯著，說明西部地區的金融發展在短期內不能促進產業結構的優化。

在關于城市化的模型中，誤差修正項ECM3的系數符號為負，且統計顯著，符合反向修正的原理。除變量cap之外，fin與其他各變量均不能拒絕等于零的假設，說明西部地區金融發展并不是城市化水平提高的短期原因，而固定資產投資是城市化水平提高的短期原因。

西部的金融發展之所以在短期內不能促進西部的產業結構優化和城市化水平提高，甚至對經濟總量增長有反方向的影響，原因是多方面的。從計量方法本身看，可能是受樣本數量限制的結果。從實際來看，第一，可能是西部的金融發展結構不夠優化，銀行業尤其是國有銀行在金融市場上占了統治地位，這種滯后的金融結構造成了西部的融資渠道狹窄、金融業特別是銀行業競爭不充分，不能有效配置資源、提高儲蓄向投資的轉化效率，不能滿足西部經濟發展的需要，甚至阻礙了經濟發展。第二，西部的資本市場建設不僅起步晚，而且很不健全，這使得西部的投融資渠道狹窄，企業的資金需求得不到滿足，金融機構的資源也沒有得到有效的利用。第三，西部金融相對于東部而言，政府干預較大，計劃金融占支配地位，一個重要表現就是政府對國有商業銀行施加行政干預來影響信貸資金流向。這種政府對金融部門的壓抑，帶來了金融資源的非效率配置特征，在經濟起步階段可能是必要的，但在以建立有效率的市場體系為目標的今天，它顯然不利于經濟發展。第四，西部大開發后，政府加大了對西部的政策傾斜，包括金融政策，但金融的發展、金融結構的優化是一個長期的過程，短期內對經濟發展的影響不明顯。

四、研究結論及政策建議

西部金融發展長期來看，能夠為經濟總量增長、產業結構優化和城市化水平提高提供有力支持。但是短期內對產業結構和城市化并沒有影響，且對經濟總量增長起到反向作用。在繼續推進西部大開發的過程中，必須積極推動金融改革，優化西部金融結構。

優化和發展西部地區銀行類金融機構。對西部地區采取優惠和傾斜的政策，降低西部地區設立金融機構的條件，適當增加地方性商業銀行的數量和規模，鼓勵股份制商業銀行和外資銀行到西部地區設立分支機構，促進銀行業內部競爭，確保繼續西部大開發的資金需要。

加快西部資本市場發展。規范現有股份制企業，提高其資產規模和海外融資份額。對西部地區企業上市給予適當的優惠，鼓勵民營高科技企業和西部支柱性企業上市籌資。允許西部一些效益好、規范的非上市公司進行柜臺交易，對以資源換資金為背景的產權交易市場的建立予以支持。在成都、西安建立服務于西部大開發的金融中心，通過金融中心的建立，形成金融增長極，帶動周邊地區金融增長，并逐漸實現區域間金融市場的擴展和滲透。

參考文獻：

[1]庫茲涅茨.各國的經濟增長.商務印書館，1998.

[2]King， Robert G. and Ross Levine ， Financial Intermediation and Economic Development .Capital Market and Financial Intermediation. edited by C. Mayer and X. Vives， New:Cambridge University Press， 156- 196.

[3]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模—EViews應用及實例.清華大學出版社，2006年1月.

[4]Engle， R .F .and Granger， C. W. J. . Cointegration and Error Correction: Representation， Estimation and Testing [J].Econometrica，1987(55):78-94.

[5]周立.各國各地區金融發展與經濟增長（1978-2000）.清華大學出版社，2004年1月.

(作者單位：湖南大學金融學院)

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文