貴州省金融發展與產業結構升級的關系研究

韓雪蓮

關鍵詞：貴州省;金融發展;產業結構升級

中圖分類號：F127 ? ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2022）06-0022-04

引言

我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，深化供給側結構性改革，就要不斷調整產業結構，使之能夠與新階段經濟發展需求的變化相適應。經濟的發展離不開金融業的支持，金融業與產業結構升級的關系在經濟高質量發展階段變得越發緊密。改革開放以來，我國經濟實力不斷增強，取得的成績令人矚目，但東中西部地區發展不平衡、不充分問題仍然突出。產業結構轉型升級和金融發展都存在著較大的區域性差異，從區域的角度出發，研究二者的關系有著十分重要的意義。貴州省作為西部欠發達地區，其金融業與產業結構升級之間有著怎樣的影響關系呢？本文對此進行研究，以期為認識二者之間的關系以及貴州省產業結構持續升級、金融發展提供新的實證依據。

一、文獻綜述

國內外學者研究金融發展和產業結構升級二者的關系得出的結論不盡相同。Carlin等（2003）認為，資本市場更有利于高新產業發展，銀行體系更適合傳統型產業發展[1]。我國學者蔡紅艷等（2004）指出，資本市場不能有效促進產業結構調整，股市資本對高成長行業支持力度不夠[2]。Hyina（2012）、李強（2015）等大部分學者都認為，金融發展會對產業結構升級的產生積極影響[3～4]。易鑫富等（2020）的實證研究表明，金融體系規模對產業結構高級化的沖擊最大，金融體系結構的沖擊次之，金融體系效率的沖擊作用最小[5]。方愛平等（2011）的研究表明，產業結構升級對推動中部地區金融發展有積極影響[6]。李遠天等（2021）認為，金融結構變動和產業結構升級之間的影響是相互的，金融結構變動能更好地服務于產業結構升級，與產業結構升級協調發展的金融結構才是最優的金融結構[7]。國內外學者的研究大多側重于金融發展對產業結構升級的影響，關于產業結構升級是否也能促進金融發展的實證研究較少;其次，以往研究多從整體出發，而中國區域之間發展不平衡，有必要根據貴州省的實際情況進行具體分析。

二、變量選取及模型設定

（一）變量選取

1.被解釋變量與解釋變量。一是產業結構升級（ISU）。構建產業結構升級指數[8]，表示貴州省的產業結構升級水平。計算公式為：ISU=zi×i=z1×1+z2×2+z3×3 其中，zi表示第i產業的產值占GDP的比重。二是金融發展（FD）。目前，貴州省產業發展所需資金很大程度上還是來源于銀行業，資本市場發展時間較短，直接融資水平較低，采用銀行業的數據衡量貴州省的金融發展水平更具有代表性。本文從金融發展規模（FDS）和金融發展效率（FDE）兩個方面進行衡量。其中，FDS=金融機構各項存貸款余額總和/GDP，FDE=金融機構各項貸款余額/金融機構各項存款余額。

2.控制變量。固定資產投資水平（FAI）、經濟發展水平（GDP）及政府行為（GOV）等諸多外部因素會對貴州省產業結構升級和金融發展產生影響，本文將這些因素作為控制變量。其中，FAI=固定資產投資總額/GDP，GDP=貴州省人均GDP，GOV=一般公共預算支出/GDP。

（二）數據說明

本文所使用的數據來源于歷年《貴州省統計年鑒》和國泰安數據庫。為確保數據尺度統一，FDS、FDE、FAI、GOV四個變量的值均采用小數形式，并保留四位小數。為縮小量綱、降低序列異方差，對GDP取對數得到LNGDP。

（三）模型設定

ARDL-ECM模型是以ARDL模型為基礎推導得到的，ARDL模型對小樣本檢驗同樣有效，估計結果更加穩健，只要序列滿足零階單整或一階單整就可以構建無約束的誤差修正模型（UECM），運用 ARDL邊限協整檢驗來檢驗變量的長期穩定關系。若變量間長期協整關系存在，則進一步建立ARDL-ECM模型估計模型系數。ARDL-ECM模型表達式為：

（一）單位根檢驗

本文實證部分使用的是Eviews10軟件。ADF單位根檢驗結果顯示，ISU原序列在10%的顯著性水平下拒絕原假設，為零階單整序列。FDS、FDE、FAI、LNGDP、GOV均為非平穩序列，一階差分后分別在5%，1%的顯著性水平下拒絕原假設，為一階單整序列。所有變量滿足I（0）或I（1）平穩，可以運用ARDL方法進行研究。

（二）ARDL邊限協整檢驗

本文基于AIC信息準則確定最優滯后階數，由于樣本數據量較小（T=39），將最大滯后階數設置為3。檢驗通過F統計量進行判斷，F值大于上臨界值，則拒絕原假設，變量間長期協整關系存在;F值小于下臨界值，則接受原假設，變量間長期協整關系不存在;F值落在上下兩個臨界值之間，則無法判斷，檢驗結果如表1所示。

ISU=f（FDS，FAI，LNGDP，GOV）、ISU=f（FDE，FAI，LNGDP，GOV）和FDS=f（ISU，FAI，LNGDP，GOV）函數的F 統計值均高于顯著性水平為1%的上臨界值，通過協整關系檢驗。FDE=f（ISU，FAI，LNGDP，GOV）則沒有通過協整關系檢驗。

（三）長期和短期系數估計

由于FDE=f（ISU，FAI，LNGDP，GOV）沒有通過協整檢驗，故只估計模型1、模型2、模型3的長短期系數。為了避免異方差或自相關問題，采用HAC（Newey-West）估計法修正參數估計量的標準差，參數估計結果如下頁表2所示。

ISU為因變量，FDS為自變量時，金融發展規模的長短期系數均在1% 的顯著性水平下顯著。長期來看，金融發展規模提高1%產業結構升級則會提高0.268486%，短期內金融發展規模提高1%產業結構升級會提高0.168003%。三個控制變量在長期都會對產業結構升級產生影響，但固定資產投資水平會抑制產業結構升級，原因可能是貴州省的固定資產投資資源配置不合理，不能有效支持產業結構升級。ECMt-1在 1% 的顯著水平下通過檢驗，系數為-0.997887，說明產業結構升級短期偏離長期均衡狀態后，會以99.7887%的速度向長期均衡方向調整。

FDS為因變量，ISU為自變量時，產業結構升級對金融發展僅存在長期的正向影響，產業結構升級提高1%金融發展規模則會提高0.612983%。固定資產投資水平在長期能促進金融規模增長，但經濟發展水平卻對金融發展規模產生抑制作用，原因可能是貴州省在基礎設施建設上投入了大量資金，雖然GDP增長了，但地方債務重，而大部分債務來自銀行。短期來看，金融發展規模的滯后項D（FDS（-1））在1%的顯著水平下顯著，金融發展規模自身的影響存在延續性，當期值變動 1%，下期值則會同向變動 0.43376%。政府行為及其滯后項在短期內都會抑制金融發展規模，原因可能在于金融發展規模短期增長過快會引起通貨膨脹，需要政府進行干預。ECMt-1在 1% 的顯著水平下通過檢驗，說明金融發展規模短期偏離長期均衡狀態后，會以111.9521%的速度向長期均衡方向調整。

ISU為因變量，FDE為自變量時，金融發展效率的長期系數并不顯著，長短期都不會對產業結構的升級產生影響。從長期來看，控制變量的系數都是顯著的，均會對產業結構轉型升級產生正向或負向影響。短期內只有產業結構升級的滯后項D（ISU（-1））在10%的顯著性水平下會對其產生影響，產業結構升級自身的影響存在延續性，當期值變動 1%，下期值則會同向變動 0.238048%。

本文用CUSUM和CUSUMSQ檢驗模型的穩健性，檢驗結果顯示三個模型的CUSUM值和CUSUMSQ值都位于5%顯著性水平下的上下臨界值之間，說明ARDL-ECM模型估計的結果是有效的。

結語

本文通過分析實證結果得出以下結論：第一，貴州省產業結構升級和金融發展規模之間存在長期穩定的均衡關系。從長期來看，金融發展規模的擴大推動了產業結構的轉型升級，產業結構升級也推動了金融發展規模的增長。短期內，當期的金融發展規模會推動當期的產業結構轉型升級，但是不存在滯后項，說明金融發展規模在短期內能推動產業結構升級，但是這種推動作用不能延續。第二，產業結構升級對金融發展規模的推動作用更大。原因可能在于貴州省第二、三產業正在蓬勃發展，對資金的需求也會大幅度地增加。此外，產業結構升級也對金融機構的服務水平提出了更高的要求，從而倒逼金融機構不斷發展壯大。第三，產業結構升級和金融發展效率之間沒有明顯的聯系。原因可能在于貴州省金融發展效率呈現出一定的下滑趨勢，1978年全省金融機構貸款余額與存款余額的比值為1.1987，2017年則下降到了0.7996。

參考文獻：

[1] ?CarlinW，MayerC.Finance，investment，andgrowth[J].CeprDiscussionPapers，2003，（1）：191-226.

[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] ?Anna Hyina，Roberto Samaniergo.StruturalChangeandFinancingConstrains[J].JournalofMonetaryEconmics，2012，（2）：166-179.

[4] ?李強.金融發展與我國產業升級：全球價值鏈攀升的視角[J].商業經濟與管理，2015，（6）：86-96.

[5] ?易鑫富，穆琳.產業結構高級化升級過程中金融要素的貢獻[J].廣西大學學報：哲學社會科學版，2020，（2）：105-113.

[6] ?方愛平，李虹.產業結構升級對金融發展的影響——來自中部地區的證據[J].經濟問題，2011，（11）：97-100.

[7] ?李遠天，胥英明.金融結構變動、產業結構升級與高質量發展[J].中國注冊會計師，2021，（4）：63-69.

[8] ?徐敏，姜勇.中國產業結構升級能縮小城鄉消費差距嗎？[J].數量經濟技術經濟研究，2015，（3）：3-21.

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