金融發展與產業結構升級關系的實證研究

王建華

摘要：隨著我國市場經濟的完善，投資格局已經由過去的財政主導型過渡到金融主導型。如何發揮金融的資源配置作用是我們面臨的重要課題。本文圍繞金融發展對產業升級的作用這一主題，運用協整理論及格蘭杰因果檢驗等方法，試圖探尋金融發展與產業結構升級之間的內在關系，從而進一步符合可持續發展的內在需求。

關鍵詞：市場經濟；金融發展；產業結構；可持續發展

一、引言

以金融結構與經濟發展的因果關系作為研究重點，最具代表性的當屬美國經濟家肖和麥金農，他們分別從“金融抑制”和“金融深化”角度，認為發展中國家由于不完善的市場及金融制度，政府對金融體系施加了不必要的干預，這樣便抑制了金融系統作用的充分發揮。他們的注意力主要集中于銀行主導型金融結構和市場主導型的比較。而市場主導論者認為，一方面銀行通過收取信息租金以榨取企業的一大部分利潤并且在競爭中保護已建立緊密關系的現有企業來阻礙創新；另一方面資本市場可以通過增強流動性來促進信息獲取、激勵創新、規避風險，更有利于經濟的增長。

本文使用的是廣東省1988～2008年的年度數據，數據來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《廣東統計年鑒》等。定義指標如下：用第三產業總產值與名義GDP的比值作為衡量產業結構升級的指標，用Upindustry表示；用金融深化率Fir來衡量金融的發展。在本文中，Fir為金融機構存貸款總額、股票市場籌資額、保險行業保費收入三者之和與名義GDP之比。

二、實證研究

（一）時間序列的平穩性檢驗

在進行回歸分析和格蘭杰因果關系檢驗之前，先對變量進行單位根檢驗。結果顯示，時間序列 Upindustry、Fir均為二階單整序列。

（二）回歸分析

我們首先使用一元線性回歸模型來考察廣東省產業結構升級與金融發展之間的關系。

模型設定如下

Upindustry =β1+β2·Fir +εi

其中，β1為截距項，εi為殘差項。

回歸結果如下

Upindustry= 0.2472 + 0.0696·fir

（14.42） （9.27）

（0.000） （0.000）

R2=0.8190

其中，上面的兩個括號內為常數項和系數的T值；下面的括號內為p統計值。

金融發展指標的系數為正，表明廣東省產業結構升級與金融發展之間是正相關的；而兩個p值在5%顯著性水平上都無限地趨近于零，說明T值和F值都比較準確地通過了檢驗。從數值上看，當金融發展程度提高1%，產業結構升級0.0696%。

（三）協整關系檢驗

雖然時間序列Upindustry、Fir 是非平穩的，但是經過二階差分之后均為平穩的時間序列，即這些序列都是二階單整序列。本文采用Johansen協整檢驗來考察兩變量之間長期穩定的均衡關系，即協整關系。表1是Johansen協整檢驗的結果。

協整檢驗結果表明，廣東省產業升級與金融發展之間存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗模型作為一種計量經濟分析工具可以從統計意義上檢驗變量之間的因果性，對于經濟現象中因果關系不明確的事物，可以通過這種方法進行統計意義上的檢驗。

1.對VAR模型的階數進行識別，如表2所示。

使用AIC最小準則，由表2可知，2階對應的AIC值最小，因此選二階滯后。然后，對VAR模型的穩定性進行檢驗。由結果可知，VAR模型所有根的模的倒數都小于1，即都落于單位圓內，可知該模型是穩定的。

2.因果關系檢驗如表3所示。

由格蘭杰因果關系檢驗的結果可以看出，金融發展是產業結構升級的格蘭杰原因，其顯著性水平為0.3%；而產業結構升級同樣是金融發展的格蘭杰原因，其顯著性水平為0.4%。

三、結語

綜上所述，我們提出以下改革措施：一是建立健全金融體系，盡快形成全方位、多層次、立體化的金融發展服務體系；二是大力發展股票市場、債券市場，優化企業融資結構，化解銀行系統金融風險；三是加快建立風險投資體系，促進本土化高科技產業的發展，為經濟結構調整創造條件。

參考文獻：

[1]愛德華.經濟發展中的金融深化[M].上海：上海人民出版社，1988.

[2]羅納德.經濟發展中的貨幣與資本[M].上海：上海人民出版社，1988.

[3]Diamond， Douglas w..Financial Intermediation as Delegated Monitoring A Simple Example[J].Review of Economic Studies，1984（51）.

（作者單位：華南師范大學經濟與管理學院）