資本市場發展對河南產業結構升級的影響

靳庭良

（河南財經政法大學，鄭州 450002）

資本市場發展對河南產業結構升級的影響

靳庭良

（河南財經政法大學，鄭州 450002）

文章依據1993-2010年間的樣本數據，利用協整理論和向量誤差修正模型（VECM）實證研究了資本市場的發展對河南產業結構升級的長期影響和短期動態影響。得到以下結論：（1）資本市場規模、融資結構與河南產業結構之間存在長期均衡關系，從長期來看，資本市場規模對河南產業結構的升級存在正向影響，但直接融資市場對產業結構升級的促進功能在河南省并未發揮出來。（2）從短期來看，增加直接融資比例和擴大資本市場規模都會對河南產業結構的升級起到一定的促進作用，但前者影響的力度較小且持續時間較短，而后者影響力度較大且具有持久性。

產業結構；資本市場；協整理論；向量誤差修正模型

0 引言

產業結構的升級是社會生產資源在各產業或各產業內部部門之間的更有效的配置，是社會生產由低勞動生產率向高勞動生產率、由低附加值向高附加值、由勞動密集型向資本與技術密集型的發展變化過程。任何產業的發展都需要一定的資本，這些資本主要來自資本市場，包括中長期銀行信貸市場、債券市場、股票市場、基金市場等，這些市場的的發展和有效運作可以促進資本積累和改善資本的配置效率，為產業部門新技術的研發、先進設備的引進以及新興產業的發展提供了必要的融資場所，也為政府產業結構調整政策的實施提供了重要工具。為此，本文將從資本市場的視角，對影響河南省產業結構升級的因素進行計量經濟模型分析，以期為政府部門制定產業調整政策提供科學的證據。

綜觀國內研究的現狀，利用模型對資本市場發展與各次產業之間比例關系變化的實證研究大多是以整個國家為研究范圍，針對某一地區進行的研究則較少。事實上，無論在經濟發展水平、產業結構優化程度，還是資本市場的發展水平，河南省都落后于全國平均水平，因此基于全國平均水平得到的結論未必適合于河南省省情。另一方面，現有文獻或者從資本市場或其子市場發展規模（如，股市融資額或資本市場融資總額占GDP的比重等）的視角，或者從資本市場結構（如，直接融資占全部融資的比重等）的視角，研究資本市場發展對產業結構升級的影響，很少將反映此兩方面的因素同時納入模型，以更全面地研究資本市場發展對產業結構升級的影響?；诖耍疚膶⒃诋a業層面上實證研究資本市場發展規模及其結構的變化對河南產業結構升級的長短期影響。

1 變量數據的選取及研究方法

1.1 變量的選取

（1）產業結構升級程度的評價指標依據Kuznets研究西方發達國家經濟增長過程所得到的產業結構演進所呈現出的變化規律，即隨著經濟的不斷增長，在國民經濟中第一產業的份額顯著下降，第二、三產業的份額顯著上升，及本文的目的，我們選擇河南第二、三次產業增加值之和占當年地區生產總值（GDP）的比重來反映產業結構升級的程度。第二、三次產業增加值占當年GDP的比重，分別記為：

（2）資本市場發展指標

河南省各產業在資本市場上的融資主要來自金融機構中長期信貸市場、股票市場和債券市場。河南省企業從債券市場融資起步較晚，在2005年以前只有1998和2004兩年各有一只企業債券發行，而且發行量很小。在1993～2008年間我國全面停止發行地方政府債券，受此限制河南省政府從2009年才開始再次從債券市場融資。因此，我們將河南資本市場融資簡單的分為兩類：間接融資，即來自金融機構中長期信貸市場的融資，和直接融資，即來自股票市場和債券市場的融資，并用河南金融機構中長期貸款年底余額、股票市場年融資額、年企業債券和地方政府債券發行額之和與當年GDP的比值來反映資本市場的發展規模，用直接融資額與總融資額（間接融資額與直接融資額之和）的比值來反映資本市場結構，分別記為TKD、RSTK。

1.2 樣本數據

本文研究采用的樣本數據為年度數據。鑒于河南省1993年開始從股票市場上融資,本文選取樣本期間為1993-2010年。金融機構中長期貸款年底余額的數據、GDP和IND（ii=2，3）的數據來自各期《河南省統計年鑒》，股票首次發行和再融資數據、企業債券和地方政府債券發行額的數據來自Wind資訊。股票市場融資額等于首次發行額與再融資數據之和。TKD與RSTK的數據是依據上述原始數據經計算得到的。

1.3 研究方法

本文將所研究的變量INDt、TKDt、RSTK（t下標t表示年份）取對數，分別記為LINDt、LTKDt、LRSTKt，來研究產業結構升級對資本市場發展規模及其結構變動的敏感程度。首先，檢驗LINDt、LTKDt、LRSTKt的單整性，進而通過檢驗 LINDt、LTKDt、LRSTKt之間是否存在協整關系，研究資本市場的發展規模及其結構的變動對河南產業結構升級的長期影響。在存在協整關系的前提下，進一步通過建立向量誤差修正模型（VECM）對資本市場發展指標與河南產業結構升級指標進行Granger因果關系檢驗，并利用脈沖響應函數和方差分解函數分別研究產業結構升級對來自資本市場沖擊的響應程度及持久性和資本市場發展對產業結構升級的貢獻度。本文所有檢驗和模型的輸出結果都是在EViews6.0下實現的。

2 實證分析

2.1 協整檢驗

對于多變量之間協整關系進行檢驗，通常采用基于極大似然估計的Johansen（1991）跡統計量和最大特征根統計量的協整檢驗法。該檢驗法檢驗的是一階單整過程之間是否存在協整關系，如果它們是協整的，則意味著它們之間存在長期穩定的均衡數量關系；否則，則反是。因此本文在應用該檢驗法檢驗 LINDt、LTKDt、LRSTKt之間協整關系的存在性之前，首先采用ADF和PP單位根檢驗法檢驗各變量的單整性。

圖1為LINDt、LTKDt、LRSTKt的趨勢圖，圖2為LINDt、LTKDt、LRSTKt的差分序列 DLINDt、DLTKDt、DLRSTKt的趨勢圖?？梢钥闯觯趫D1中LINDt、LTKDt呈現緩慢上升的趨勢，具有明顯的非平穩特征，且后者的波動幅度大于前者；在圖2中 DLINDt、DLTKDt、DLRSTKt都具有明顯的平穩特征。因此，我們推斷圖1中的三個序列單整階數至多為1。表1給出了應用ADF檢驗法和PP檢驗法檢驗的結果。

圖 1 LINDt、LTKDt、LRSTKt的趨勢圖

圖 2 DLINDt、DLTKDt、DLRSTKt的趨勢圖

表1 單位根檢驗的結果（檢驗水平：0.05）

從表1可以看出，在0.05的檢驗水平下，ADF檢驗與PP 檢驗的結果都表明變量 LINDt、LTKDt、LRSTKt均為 I(1)過程。

下面檢驗 LINDt、LTKDt、LRSTKt之間的協整性。Johansen協整檢驗建立在VAR模型基礎之上，它要求各方程隨機誤差項為獨立同分布的正態變量，而且檢驗結果對VAR模型滯后長度的選擇比較敏感。為此，我們采用Ljung-Box（1978）的Q統計量檢驗各方程殘差的序列相關性，采用Jarque-Bera統計量檢驗殘差的正態性（本文略去了這些基本檢驗過程）。并采用SIC準則確定VAR模型滯后長度l，進而得到協整檢驗式中的滯后截斷參數l-1。由于變量LINDt、LTKDt具有較顯著的線性趨勢，故我們設定協整方程中含有截距項，不含有趨勢項。具體檢驗結果如表2。

表2 Johansen協整檢驗的結果（檢驗水平：0.05）

從表2可以看出，在0.05的檢驗水平下，Johansen跡統計量和最大特征根統計量的檢驗結果均表明LINDt、LTKDt、LRSTKt之間存在協整關系，并且協整向量個數為1。也就是說，這三個變量之間存在長期穩定的均衡數量關系。該檢驗還給出協整方程的估計結果：

其中小括號中數字為參數估計量標準差的估計值，中括號中數字為t統計量值，變量前的系數0.200、-0.003分別為INDt關于TKDt、RSTKt的偏彈性。從方程（1）可以看出，TKDt對INDt的影響是顯著的，在資本市場結構不變的條件下，當TKDt提高1%時，INDt增加0.2%。RSTKt對INDt的影響是反方向的，而且并不顯著，其主要原因是在于漸進式改革下國家主導型制度變遷對股票和債券市場的定位和制度設計（韓丹、馮根福，2008），未能將資本用于附加值較高且具有良好發展前景的企業。此表明從長期來看，資本市場的發展對河南產業結構升級會產生積極的促進作用，而資本市場的融資結構的變動對于產業結構升級的影響并不顯著，直接融資市場促進產業結構升級的功能在河南省并未發揮出來。

2.2 誤差修正模型（VECM）

本文將 LINDt、LTKDt、LRSTKt均作為內生變量，采用向量VECM來研究資本市場發展對河南產業結構升級的動態影響。

（1）Granger因果關系檢驗

首先，利用前面得到的協整檢驗的結果，建立如下VECM：

表3 LTKD、LRSTK、LIND之間Granger因果關系檢驗的結果

其中誤差修正項ecmt-1為協整方程

中非均衡誤差項ut的滯后值ut-1，這里滯后差分項數與協整檢驗式中的滯后差分項數一致。

由于 LINDt、LTKDt、LRSTKt均是I(1)過程，且它們之間存在協整關系，因此可以利用

基于OLS法估計VECM（2）的線性約束的F檢驗，對變量LIND、LTKD、LRSTK進行

Granger因果關系檢驗。例如，若H1：δ1=β11=β12=0顯著成立，則認為LTKD不是LIND的Granger原因；否則，則反是。此時F檢驗的統計量為

其中RSSU、RSSR分別為利用OLS法估計（2）中第一個方程和在H0成立時第一個方程得到的殘差平方和，n為樣本容量，F分布的第一個自由度為約束條件中等式的個數3，第二個自由度為RSSU的自由度。

在（2）中，誤差修正項ecmt-1是不可觀測的，通常利用由協整方程的估計式（1）

得到的殘差

作為ecmt-1的估計。于是，便可以利用OLS法估計VECM（2），結果如下：

在此基礎上，對LTKD、LRSTK、LIND之間進行Granger因果關系檢驗，結果如表3所示。

從表3可以看出，在0.05的檢驗水平下，LRSTK與LIND互為Granger原因；LTKD是LRSTK、LIND的Granger原因，但LRSTK、LIND不是LTKD的Granger原因。此結果意味著，在短期內，資本市場的發展規模與市場結構的變動，對于解釋河南產業結構的升級；河南產業結構的升級、資本市場本身的發展規模的變動，對于解釋資本市場結構的變動；都是有幫助的。但河南產業結構升級與資本市場結構變動對于解釋資本市場發展規模的變動是乏力的。

（2）脈沖響應函數與方差分解

變量之間Granger因果關系檢驗的結果只是表明它們中的某一個的前期信息對預測其他變量是否有幫助，但并沒有告訴我們它們之間可能存在的動態影響的程度。完成這項工作常需要借助于基于VECM或VAR模型建立的變量的脈沖響應函數和方差分解。脈沖響應函數反映的是VECM或VAR模型中一個誤差項發生變化，或者模型系統受到某種沖擊時，該變化或沖擊對內生變量的當期值和未來值產生的動態影響程度，即內生變量對該變化或沖擊的反應程度；方差分解則是通過分析每一個擾動項對內生變量穩定性或分散程度（常用方差來度量）的貢獻率，以得到評價每個隨機擾動相對重要性的信息。圖3、圖4分別為對于LTKDt、LRSTKt一個單位的沖擊，LINDt的脈沖響應函數圖，圖5和圖6為LINDt的方差分解圖。

圖 3 LINDt對 LRSTKt的脈沖響應函數

圖 4 LINDt對 LTKDt的脈沖響應函數

圖5 LINDt的方差分解圖

圖6 LINDt的方差分解圖

從圖3可以看出，對于LTKDt一個單位的沖擊，LINDt在下一期會增加約0.053個單位，然后以較慢的速度增加，至第5期達到最高（約增加0.106個），從該期開始增加量逐漸減少，至第8期開始趨于穩定。從圖4可以看出，對于LRSTKt一個單位的沖擊，在下一期LINDt的響應達到正向最大（約增加0.009個單位），在第3期達到負向最大（約減少0.005）個單位，隨后LINDt的響應窄幅波動逐漸消失。此表明，盡管從長期來看資本市場結構的變動對河南產業結構升級的作用并不明顯，但在短期內通過連續的增加直接融資所占的比例，會在一定程度上對河南產業結構的升級產生積極影響。

從圖5、圖6可以看出，在第1期LRSTKt對LINDt方差的貢獻率達到最高（≥18.5%），隨后逐漸下降，至第19期只有2.1%左右；在前5期，LTKDt對LINDt方差的貢獻率呈波動上升趨勢，從第6期開始趨于穩定（約30%左右）。此表明，在短期內在資本市場中增加直接融資的比例會對河南產業結構的升級產生較大的影響，但其作用的時間較短，而就較長時期而言，資本市場規模的擴大對河南產業結構升級的影響遠大于市場結構變化帶來的影響，而且具有持久性。

河南資本市場發展緩慢，企業融資以銀行信貸為主，直接融資所占比重很小。在1993～2010年間股票融資和債券融資占資本市場總融資的比重平均僅為0.028%，遠低于全國的平均水平?？梢?，資本市場發展的結構不協調，是制約河南產業結構升級的一個重要因素。因此，河南省政府應大力發展直接融資渠道和規模，以促進產業結構的優化升級。

3 結論及建議

本文運用協整理論和向量誤差修正模型實證研究了資本市場的發展規模和融資結構對河南產業結構升級的長期影響和短期動態影響。得到以下結論：（1）資本市場規模、融資結構與河南產業結構之間存在長期均衡關系，從長期來看，資本市場規模對河南產業結構的升級存在正向影響，但直接融資市場對產業結構升級的促進功能在河南省并未發揮出來。（2）從短期來看，增加直接融資比例和擴大資本市場規模都會對河南產業結構的升級產生一定的促進作用，但前者影響的力度較小且持續時間較短，而后者影響力度較大且具有持久性。

依據上述研究結果，本文認為，從發展資本市場的視角制定促進河南產業結構升級的政策時，應著重考慮以下幾個方面：（1）全面推進優質企業進入資本市場，特別是推動戰略新興產業、高新技術產業、現代裝備制造業、現代生產性服務業領域的龍頭企業、優質民營企業等，上市融資或通過債券市場融資。（2）大力推動符合國家產業政策導向的上市企業并購重組。（3）加快資本市場體系創新，建立多層次的、為中小企業服務的分級資本市場。

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F123

A

1002-6487（2012）24-0171-04

河南省科技廳軟科學項目（112400430037）的階段性研究成果

靳庭良（1964-），男，河北霸州人，博士，教授，研究方向：計量經濟學理論及應用。

（責任編輯/易永生）