金融服務業發展對產業結構優化的動態影響——以湖南省為例

胡榮才，黃曉璐，陳黎明

（湖南大學 金融與統計學院，湖南 長沙 410079）＊

一、引言及文獻綜述

Raymond W.Goldsmith（1969）認為金融與以產業結構變動為特征的經濟增長之間互為因果，金融發展與經濟增長、產業結構之間存在相互推進的過程［1］。因此，自金融發展理論產生以來，探討金融發展與產業結構優化的關系伴隨金融發展與經濟增長關系的研究而興起。產業結構調整是增強工業競爭力、實現有效經濟增長的重要形式，產業結構調整中各行業的發展呈現不同態勢，成長性不同的行業對資金有不同程度的需求［2］。基于資金導向作用機制，金融系統將資源分配于不同收益率的投資之間，使資金在各產業部門之間高效流動，調整資源配置狀態［3］，促進產業結構調整。金融在產業結構優化中的作用分為顯性和隱性兩類：顯性作用指金融服務業增加值所帶來的產業結構變化，隱性作用則從功能角度考慮它在產業結構變化中的貢獻。黃明旻（2009）的研究表明，金融中介發展與產業結構升級存在長期均衡關系，金融中介規模和產業結構升級有雙向因果關系［4］。伍海華、張旭（2001）認為，金融發展推動產業結構升級的機制包括資金形成、資金導向、信用擴張、產業整合和風險防范與補償［5］。金融服務業對產業結構優化的作用機制分為三類：

1.金融服務業通過資金形成和信用擴張為產業結構升級提供資金支持。金融是現代經濟的核心，在儲蓄與投資之間建立橋梁，提供資金由盈余部門向短缺部門轉化的渠道。商業銀行集中閑散資金，通過信用機制放大資金規模，滿足產業結構升級的資金需求。

2.金融服務業通過促使資金從低效率行業向高效率行業流動促進產業結構優化。商業銀行按照風險收益均衡原則確定貸款的數量和方向，盈利水平高、發展前景好的企業和產業不斷獲得信用支持，而經營不善、發展前景不佳的行業由于無法得到信用支持而受到抑制或被淘汰。發達金融市場信息更完全，能及時從低成長行業撤出資金，滿足高成長行業的資金需求［6］。但蔡紅艷、閻慶民（2004）通過新興市場國家行業成長性模型，發現我國金融市場的資本流動存在明顯的扶持落后行業的非市場化行為，導致整體工業的競爭力減弱，不利于產業結構優化［2］。曾國平、王燕飛（2007）發現，中國金融的畸形發展對產業結構變遷表現出扭曲效應，經濟貨幣化顯示了有利的推動作用，金融資源和金融系統資源配置效率的變動則未表現出積極的效果［7］。鄧光亞、唐天偉（2010）指出，中部地區金融發展有利于產業結構優化，但以國有銀行為主的金融部門與實體部門之間不存在有效互動，資金使用未能實現優化配置［8］。

3.金融服務業通過推動產業技術進步影響產業結構優化。金融服務業推動產業技術進步的機制體現在它對技術開發的支持上。金融服務業為企業提供多種形式的投融資渠道，幫助企業解決資金困難，提供技術創新支持。在完善的金融制度下，一方面通過技術進步導向的金融政策，將資金引向素質好、技術可行和有市場前景的企業和項目；另一方面，通過發展以風險投資基金為代表的風險投資機構，建立和拓展風險投資渠道，為企業提供融資，解決技術開發的資金困難，推動產業技術結構的優化。周孝坤等（2010）研究表明，存在從金融深化到產業結構升級的單向格蘭杰因果關系，科技投入和產業結構升級則互為格蘭杰因果關系［9］。

國外多數文獻證實金融發展與產業結構升級之間存在因果關系，而中國市場經濟體制起源于上世紀90年代，股票市場屬于新興市場，因此，國內文獻在全國、地區和省級層面針對金融發展與產業結構優化關系的研究結論未能達成一致，也未能就金融服務業發展對產業結構優化的動態影響進行深入研究。為此，下面將以湖南省為對象對后一問題進行探討。

二、模型設計①

（一）變量選擇

產業結構效益偏離度則是一種直接測度產業結構效益的方法，衡量勞動力結構與產值結構兩者之間的不對稱偏離狀態，反映勞動力資源配置的效果：勞動力結構與產值結構的不一致導致產業間勞動生產率的變動，進而引起產業結構效益偏離度的變化。

2.金融服務業發展指標：金融相關比率（FIR），即一定時期內社會金融活動總量（一般用金融資產總額表示）與經濟活動總量（一般用國民生產總值表示）的比值，反映金融上層結構與經濟基礎結構之間規模上的變化關系［1］，是最早對金融發展水平進行量化的指標。Ronald I.Mckinnon開拓性地提出了金融深化理論，以貨幣存量（通常為M2）與國民生產總值的比值衡量一國經濟貨幣化程度②。

由于缺乏各地區金融資產和M2的統計數據，無法采用FIR或M2／GDP衡量湖南省金融服務業發展水平，因此，本文以湖南省金融機構存款總額占地區GDP的比重來衡量金融服務業發展水平，記為FIR。

（二）模型設定與估計方法

產業結構變化對金融服務業發展的依賴很少是瞬時的，更多表現為時間上的延遲：金融服務業對產業結構的影響需要經過一段時間才能完全體現，這種現象稱為滯后效應。分布滯后模型通過引入解釋變量的滯后項作為解釋變量，將經濟活動的研究從靜態分析轉化為動態分析，使模型更準確地反映經濟規律。因此，對P、FIR取自然對數（分別記為LP、LFIR），以消除時間序列中可能存在的異方差，建立有限分布滯后模型（1）描述金融服務業發展作用于產業結構優化的動態性③：

其中：β0為短期或即期乘數，反映產業結構總效益偏離度對同期金融服務業發展水平的彈性；βi為延遲乘數或動態乘數（i＝1，2，…，k），反映產業結構總效益偏離度對第t－i時期金融服務業發展水平的彈性；為長期乘數或總分布乘數，表示金融服務業發展水平每變化1%，由于滯后效應引起產業結構總效益偏離度在其后k個時期內變化的總百分比；k為解釋變量的滯后項數；μ為滿足線性回歸模型古典假設的隨機誤差項。

首先，繪制兩個變量的相關圖（見圖1），根據相關系數的變化趨勢確定最大滯后長度，然后采用PDL法估計模型參數：（1）對每一個確定的滯后長度，通過逐步增加多項式的階數并施以近端約束或遠端約束進行估計；（2）逐步減少滯后長度，重復第（1）步；（3）在通過所有檢驗的回歸方程中，根據AIC與SIC確定最優滯后長度，得到最終估計結果。

圖1 Lfir和Lp交叉相關圖

（三）數據來源

1993年十四屆三中全會決定建立社會主義市場經濟體制，實現從舊經濟體制向新經濟體制的過渡，因此，樣本區間為1993～2009年，原始數據來自歷年《湖南統計年鑒》，計算采用Eviews6.0軟件。

三、實證研究

（一）金融服務業與產業結構描述性分析

湖南是農業大省，素有“魚米之鄉”和“湖廣熟，天下足”之美譽。從產業結構效益偏離度來看，第一產業為正值，第二、三產業則為負值，表明第一產業的就業比重遠大于產值比重，生產率低下，第二、三產業的就業比重則小于其產值比重，以較少的勞動力創造了較高的產值，具有較高的生產率。就產業結構效益偏離度的絕對值而言，第一產業大于第二、三產業，表明第一產業存在富余勞動力，勞動力資源未得到充分利用。因此，充分發揮金融服務業的功能引導勞動力轉移，加大第二、三產業的就業比重，促進勞動力資源更為合理的配置，將有利于湖南省產業結構的優化。

圖2 湖南省產業結構效益偏離度與金融相關比率

表1 中國宏觀政策基調（1993～2009）

圖2顯示了金融相關比率FIR呈緩慢上升趨勢，表明湖南省金融服務業發展水平不斷深化，其上升速度的變化則與宏觀經濟政策的變化密切相關（見表1）：1993～1997年財政政策與貨幣政策均為適度從緊，金融相關比率緩慢波動上升；1998～2003年積極的財政政策與穩健的貨幣政策使金融相關比率大幅上升；2004～2007年財政政策由積極轉為穩健，而貨幣政策保持穩健，金融相關比率處于波動過程中；2008～2009年財政政策與貨幣政策發生較大轉變，因此，金融相關比率2008年達到近幾年的最小值后開始大幅上升。

湖南省產業結構優化程度在1993～2009年經歷了上升、下降、上升、下降的波動過程，與國民經濟總體形勢和宏觀調控政策的變動密切相關：（1）1993～1996年產業結構總效益偏離度逐漸下降，表明產業結構優化程度上升——1993年6月國務院發布《關于當前經濟情況和加強宏觀調控的意見》，采取十六條措施開始以整頓金融秩序為重點、治理通貨膨脹為首要任務的宏觀調控，運用信貸、稅收等經濟辦法扭轉經濟過熱的局面，1996年成功實現“軟著陸”，經濟基本恢復平衡，經濟增長幅度回落到9.6%，通貨膨脹率降到6.1%。（2）1997～2000年產業結構總效益偏離度上升，說明產業結構優化程度下降 —— 國企改革、對外開放和擴大內需成為1996～1999年年底中央經濟工作會議的主要內容，始于1997年下半年的東南亞金融危機改變了全球經濟增長的態勢，使中國外貿出口受到影響，加上國內供求關系逐步由賣方市場轉向買方市場，通貨緊縮與有效需求不足成為主要矛盾，演變為改革開放以來的第一次通貨緊縮，1997年9月十五屆一中全會提出用3年左右的時間使大多數國有大中型虧損企業擺脫困境、扭虧增盈，力爭到2000年末使大多數國有大中型骨干企業初步建立現代企業制度；1998年開始，宏觀政策由“適度從緊”、“穩中求進”轉向“擴大內需”的積極財政政策和“穩健的貨幣政策”。這一階段以2000年底國有企業3年脫困目標基本實現為結束。（3）2001～2008年產業結構總效益偏離度逐漸下降，表明產業結構優化程度上升——擴大內需成為2000～2006年中央經濟工作會議宏觀政策的主基調，2007年則是控總量、穩物價、調結構、促平衡。（4）2009開始產業結構總效益偏離度上升，顯示產業結構優化程度下降——金融危機使全球實體經濟增速大幅下滑，經濟形勢急轉直下，中國經濟發展遇到的困難日益顯現，面臨經濟增長趨緩和就業形勢嚴峻的雙重壓力，“保增長、擴內需、調結構”成為2008年中央經濟工作會議宏觀政策的主基調，宏觀調控的著力點轉到防止經濟增速過快下滑，財政政策從“穩健”轉為“積極”，貨幣政策從“從緊”轉為“適度寬松”，形成應對金融危機、保持經濟平穩較快發展的比較完整系統的方案，即大規模政府投入和結構性減稅、大范圍產業調整和振興規劃、大力度科技支撐和大幅度提高社會保障水平。

因此，1993～2009年湖南省金融服務業發展和產業結構優化進程，均與國民經濟總體形勢和宏觀調控政策的變動密切相關。

表2 中央經濟工作會議要點（1994～2008年）

（二）模型估計與解釋

圖1交叉相關圖顯示，產業結構總效益偏離度Lp與滯后5、6、7期金融服務業發展水平Lfir相關，因此，模型（1）最大滯后長度為7；滯后7期以上不相關，PDL估計中應施加遠端約束；Lfir與滯后Lp不相關，PDL估計中應施加近端約束。因此，本文采用PDL方法估計模型（1）時，最大滯后長度為7，同時施加近端約束和遠端約束。

通過逐步減少滯后長度和增加多項式階數對模型（1）進行估計和檢驗，根據AIC與SIC準則，確定最優滯后長度為7、多項式階數為2且同時施以近端約束和遠端約束，得到最終估計（見表3）、殘差自相關LM檢驗（見表4）和殘差異方差檢驗（見表5）。

表3 模型（1）PDL估計結果

表4 殘差自相關LM檢驗結果Breusch－Godfrey Serial Correlation LM Test：

表5 殘差異方差White檢驗結果Heteroskedasticity Test：White

方程（2）中，解釋變量及其滯后項的系數均為負值，表明金融服務業發展水平的提高能減小產業結構總效益偏離度的值，促進產業結構的優化；同期至滯后7期的系數均顯著，且滯后3、4期的系數絕對值最大，表明金融服務業發展對產業結構優化的促進作用存在較長期限的持續性即動態性：促進作用逐漸上升，第3、4年達到最大，此后逐漸減少至第8年消失。這一過程與國民經濟5年計劃的周期基本同步，證明了宏觀經濟計劃的必要性，說明產業結構的調整和優化非一日之功，若欲通過金融服務業來促進產業結構的優化，必須有預見性、前瞻性地提前3～4年著手金融服務業的布局和發展。長期乘數或總分布乘數βi＝－0.72348，表示金融服務業發展水平每變化1%，由于滯后效應，將在同期至滯后7年內引起產業結構總效益偏離度變化－0.72348%，因此，提高金融服務業發展水平，是調整和優化湖南省產業結構的有效措施之一。

四、結 論

以上基于1993～2009年數據采用分布滯后模型，針對湖南省金融服務業發展對產業結構優化影響的研究發現：（1）金融服務業發展和產業結構優化進程與國民經濟總體形勢和宏觀調控政策的變動密切相關；（2）金融服務業發展水平的提高，能夠有效減小產業結構總效益偏離度的值，促進產業結構的優化；（3）金融服務業發展對產業結構優化的促進作用存在較長期限的持續性即動態性。因此，提前3～4年制定具有預見性、前瞻性的金融服務業發展規劃，切實提高金融服務業發展水平，能夠有效促進湖南省產業結構的調整和優化。

注釋：

① 金融服務業在產業結構優化中的作用分為顯性作用和隱性作用，本文重點研究隱性作用。

② 由于指標替代原因，M2／GDP并非越大越好，因為它只反映貨幣供應量M2與GDP的比率，不反映金融服務業發展過程中其它更加完善的貨幣融資形式。M2／GDP上升的過程只反映了初期金融服務業的上升發展過程，當國民經濟發展及結構調整趨于完成時，M2／GDP不能較好地反映金融服務業的發展水平。從國外歷史數據來看，M2／GDP都經歷先上升后下降的過程，而這種過程則是隨著經濟結構調整而產生的［10］

③ 有限分布滯后模型由于包含解釋變量滯后項，采用OLS估計時存在兩方面的困難：解釋變量的滯后長度難以確定、多重共線性問題，針對上述問題學者們提出了一系列修正方法。對于滯后長度的確定，可以根據實際經濟問題的需要和經驗進行判定，或者先取一個較大的滯后長度進行估計，然后逐步減少滯后長度，觀察模型的擬合是否隨著滯后長度的減少而顯著惡化，如果是，則不應再減少滯后長度；也可以利用AIC與SIC確定滯后長度。對于滯后長度已知的分布滯后模型，修正的估計方法有經驗加權法、多項式分布滯后法（Polynomial Distributed Lag，PDL）等。

［1］Raymond W.Goldsmith.Financial structure and development［M］.Yale University Press，1969.

［2］蔡紅艷，閻慶民.產業結構調整與金融發展——來自中國的跨行業調查研究［J］.管理世界，2004，（10）：79－84.

［3］Robert C.Merton and Zvi Bodie.A conceptual framework for analyzing the financial environment，in The Global Financial System：A Functional Perspective［M］.Harvard Business School Press，1995：3－31.

［4］黃明旻.金融中介發展與產業結構升級——基于江蘇省數據的實證研究［J］.價值工程，2009，（7）：125－128.

［5］伍海華，張旭.經濟增長·產業結構·金融發展［J］.經濟理論與經濟管理，2001，（5）：11－16.

［6］Jeffrey Wurgler.Financial markets and the allocation of capital［J］.Journal of Financial Economics，2000，（58）：187－214.

［7］曾國平，王燕飛.中國金融發展與產業結構變遷［J］.財貿經濟，2007，（8）：12－19.

［8］鄧光亞，唐天偉.中部區域金融發展與產業結構調整互動研究——基于VAR模型的實證分析［J］.經濟經緯，2010，（5）：17－21.

［9］周孝坤，馮欽，袁穎.科技投入、金融深化與產業結構升級——基于中國1978－2008年數據的實證檢驗［J］.社會科學家，2010，（10）：55－58.

［10］彭志良，胡榮才.金融服務業對產業結構變化的貢獻研究［J］.廣西財經學院學報，2010，（5）：83－94.

［11］邵明振.河南省產業結構演進與經濟增長實證分析［D］.河南大學碩士學位論文，2010：36－37.