金融結構優化與產業結構升級關系研究

龍玉國，黃平意

（1.廣東工程職業技術學院，廣州510520；2.湖南師范大學 商學院，長沙410081）

0 引言

隨著我國“市場經濟”的逐步完善與“中部崛起”戰略的提出，湖南地區經濟實現了跨越式的發展。金融作為現代市場經濟的核心，具有創造貨幣與資本、提高儲蓄投資水平、提高資源配置效率等功能，其在湖南經濟飛躍式發展過程中扮演著極其重要的角色。同時，經濟的高速增長，也促進了金融規模的急劇擴大。在經濟與金融的相互促進與發展中，由于地方政績的競爭主要表現為經濟競爭，經濟競爭主要表現為投資競爭，投資競爭主要表現為金融資源競爭，金融資源競爭主要表現為金融機構競爭，這種依附于經濟增長需要的金融發展只是金融規模量擴張而少有質量的提高[1]，從而忽略了真正反映經濟發展質量的產業結構升級與反映金融發展質量的金融結構優化，使得金融與經濟的發展出現不協調狀態。

本文根據湖南實際情況，建立數學模型，利用VAR系統的向量誤差修正模型VEC實證研究湖南金融結構優化與產業結構升級的關系，以便對湖南金融配置效率與產業結構調整合理性進行更加深入的研究。

1 金融結構優化促進產業結構升級機制分析

金融結構優化促進產業結構升級路徑可歸納為:金融結構優化使得資本市場和信貸市場更加快速、有效的運作，它通過三大機制(產業資本形成、導向和信用催化機制)作用于資金資源配置，調節資金的產業投向和退出，推動主導產業和新技術產業發展，使各產業保持協調和諧關系，實現產業結構升級，即實現產業結構高級化與合理化的協調發展，以滿足社會不斷增長的需求。[2]

根據以上分析與H·錢納里、S·魯賓遜、M·塞爾奎因發表的《工業化和經濟增長的比較研究》[3]，下面建立理論模型探討金融結構調整與產業結構升級的作用機制。基本假設：假定經濟分為兩大部門，第一大部（A部門）代表在經濟結構轉變中的傳統部門，第二大部門（B部門）代表在經濟結構轉變中需求日益增加的新興部門；

假定第一部門、第二部門均可可劃分為隸屬于實體經濟部門的傳統產業部門與為傳統產業部門提供金融服務的傳統金融服務部門；

決定經濟產業結構提升的主要是第二大部門。

用k1a、k2a分別表示第一大部門（A部門）的傳統產業部門和傳統金融服務部門的資本存量，用k1b、k2b分別表示第二大部門（B部門）中的新興產業部門和新興金融服務部門的資本存量，故有：

k1a+k1b=k1：表示傳統產業部門與新興產業部門二者的資本存量之和等于實體經濟產業部門資本存量；

k2a+k2b=k2：表示傳統金融服務部門與新興金融服務部門二者的資本存量之和等于金融資本存量；

k1a+k2a=ka：表示第一部門（傳統部門）的資本存量；

k1b+k2b=kb：表示第二部門（新興部門）的資本存量；

A部門的傳統產業部門和傳統金融服務部門的資本配置的合意比率ka*；B部門的新興產業部門和新興金融服務部門的資本配置合意比率kb*。

根據假設，可構造產出函數：

分別用ka和kb表示部門A和部門B的內部結構，當經濟處于均衡發展水平時，A和B部門的實體經濟產業部門與金融部門的資本存量達到合意比率，有

伴隨經濟的不斷發展，財富的逐步增加，居民消費結構會不斷升級，反映在實體經濟上，產品結構、產業結構必然不斷升級。因結構升級的部門即新興部門中的實體經濟部門的投資會增加，新興部門中的金融部門需要提供更大規模、更全面的金融服務，即k1a和k2a不斷減小，k1b和k2b不斷增加。也就是說，在結構升級過程中，Ka趨于減小，Kb會趨于增加。

Patrick提出的“需求追隨（Demand-Following）”和“供給領先（Supply-Following）”理論中，認為“供給引導”有兩項職能，一是資源配置方面，將資源從傳統的、落后、非增長部門轉移至現代部門；二是在現代部門中促進和刺激企業創新，使企業家開拓視野，打開思路。因此，“供給引導”在經濟增長開端尤為重要，體現為金融結構合理化對產業結構的引導。

根據上述理論，為同等數量實體經濟資本存量提供的金融服務，B部門比A部門需要更多的金融服務，即B部門的合意比率kb*大于A部門的合意比例ka*，則有：

由于本文所研究結構轉變問題的前提是保持總量不變，也就是實體經濟部門和金融部門所提供的產品和服務品種不變，只是每種產品或服務的相對規模發生了變化，因此，結構轉變過程中，部門A和部門B的合意比例是不變的，則有：

因經濟發展過程中，總預算約束一定時期內是一定的，則在結構轉變時，B部門的新增投資是不能無限制增加的，此時，通過消費需求對實體經濟部門產業結構的導向作用與新興實體經濟部門產業結構對新興金融部門的導向作用，在經濟結構轉變時期，社會可利用資源會從傳統部門A流向新興部門B。因此，根據①得：

由（2）、（4）、（5）式得：

由（6）與（3）式可推導出：

聯合（5）與（7）式，得：

由此可知，由社會資金流動引起金融結構的變化帶來了產業結構升級，實體經濟部門的產業結構升級使可用資源由傳統部門A流出，流入新興部門B。內部結構變動表現為從傳統實體經濟部門流出的資源Δk1a大于流入新興實體經濟部門的資源Δk1b，多出的部分流入了新興金融部門，從而導致流入新興金融部門的資源ΔK2b大于從傳統金融部門流出的資源ΔK2a，表明新興部門中結構提升后等量的實體資本存量需要的金融服務高于結構提升前需要的金融服務。

2 湖南金融結構與產業結構升級實證分析

2.1 數據來源與變量的選取

本文數據選擇為1978～2009年度數據，所有數據來源于《湖南統計年鑒》各期，《中國金融年鑒》與湖南政府門戶網站上湖南省各年統計公報，并經整理得出。

產業結構指標（CY），選擇第二、三產業產值之和占國內生產總值的比重來表示；金融結構指標選擇金融相關率FIR與金融效率指標Inv。指標均采用了對數化后的數據。

表1 ADF檢驗結果統計表

2.2 ADF檢驗（平穩性檢驗）

首先對所有數據進行平穩性檢驗，采用ADF檢驗方法。ADF檢驗結果如表1所示。

ADF檢驗得出上表結果可以看出：在1%、5%、10%的置信水平下，零假設不能被拒絕，CY、FIR、Inv序列均是非平穩的。進而對CY、FIR、Inv序列的一階差分進行ADF檢驗，在1%、5%、10%的置信水平下，零假設被拒絕，即它們的一階差分變量都是平穩的。由此可知，三個變量序列為一階單整，為I(1)序列。從而，接下來筆者可直接檢驗變量之間的協整關系。

2.3 Johansen協整檢驗

根據上節內容可知，變量CY與變量Inv均是一階單整的，筆者進行協整檢驗，采用Johansen檢驗法來檢驗CY和Inv之間是否存在著協整關系，結果如表2所示。

通過跡檢驗與最大特征值檢驗結果可以看出，在5%的顯著水平下存在協整關系。同時，可以得出金融相關率與金融效率對產業結構有影響，1978～2009年CY與FIR、Inv之間存在長期均衡關系，湖南省金融效率與金融總量增加，促進了產業結構的升級。

2.4 向量誤差修正模型VEC

表3是基于VAR系統的向量誤差修正模型（VEC）的結果。

表3 向量誤差修正模型結果

表4 格蘭杰因果檢驗結果

通過表3，筆者將誤差修正模型VEC寫成矩陣形從表3與模型可以看出，金融相關率與金融效率對產業結構存在正向影響。金融相關率方面：因為金融資產總額數量增加，主要表現為銀行信貸資源的增加，從而對產業整體結構調整產生正向促進作用。金融效率方面：金融在經濟發展中通過金融機構以及金融市場創造信用貨幣與資本、融通資金，并促進各種社會閑置資金向生產性資金轉化，但對產業結構調整的影響雖存在正向影響，但影響效果不明顯。

2.5 格蘭杰因果檢驗

對進行誤差修正后的變量序列進行格蘭杰因果檢驗，結果如表4所示。

表4結果如下：

（1）金融相關率構成與產業結構升級呈現互動關系，即FIR構成了CY的格蘭杰原因，CY也構成了FIR的格蘭杰因果原因；

（2）金融效率與產業結構升級未構成互動關系，Inv未構成CY的格蘭杰原因，而CY構成Inv的格蘭杰原因。

這表明了湖南金融結構深化受益于產業結構升級，而金融結構對產業結構的促進作用僅表現為金融資源的規模擴大，金融效率仍需不斷提高改善。

3 結論與政策建議

本文分析結果表明，現階段湖南金融結構優化與產業結構升級存在因果關系。產業結構升級是金融結構優化的原因，且金融結構優化對湖南省產業結構升級有促進作用，但影響不顯著。長期來看，湖南金融發展是需求跟隨型”，即產業結構升級帶動了金融結構優化。二者尚未建立起協調發展的良性互動關系。

根據對湖南金融結構與產業結構的關系的研究，提出以下幾點建議：

一是針對農村比較原始松散的金融形式，采取比較寬松的金融調控政策，合理配置金融資源，加大對農業的投入，著力鞏固與調整第一產業。二是積極發展政策性金融，強化對湖南第二產業投融資投人；合理運用資本市場，注重提高第二產業規模經濟水平，調整和提高第二產業。三是推進金融創新，加快發展高新技術產業，積極加快第三產業的發展。

[1]周立.中國各地區金融發展與經濟增長（1978～2000）[M].北京：清華大學出版社，2003..

[2]史忠良.產業經濟學（第二版）[M].北京：經濟管理出版社，2005.

[3]H·錢納里.工業化和經濟增長的比較研究[M].上海：上海三聯書店，1989.

[4][美]雷蒙德·W·戈德史密斯.金融結構與金融發展[M].上海：上海三聯書店，1995.

[5]楊德勇.金融效率論[M].北京：金融出版社，1999.

[6]楊云龍.中國經濟結構變化與工業化：1952～2004[M].北京：北京大學出版社，2008.

[7]范方志，張立軍.中國地區金融結構轉變與產業結構升級研究[J].金融研究，2003，（11）.