金融中介\\技術進步與產業升級的動態關系

摘 要：基于時間序列數據，利用ARDL-ECM模型對我國金融中介、技術進步與產業升級三者之間因果關系的檢驗結果表明，從長期看來，我國金融中介在推動技術進步和產業升級方面都表現出顯著的促進作用；外資的大量引入并沒有給我國帶來技術進步上的顯著影響，但外資的引入推進了我國的產業結構升級；技術進步與產業升級之間存在著長期穩定的良性互動關系。從短期來看，金融中介與外資皆不構成產業升級與技術進步的Granger原因，而產業升級與技術進步均是金融中介的Granger原因，產業升級與金融中介均是引入外資的Granger原因。

關鍵詞：金融中介；技術進步；產業升級；關系

中圖分類號：F830 文獻標識碼：Ａ 文章編號：１００６－３５４４（２０11）０3－００14－06

一、引言

改革開放30多年來，中國保持平均9.3％的經濟增長率成為世界經濟中引人注目的現象。 然而在經濟高速增長的同時， 我們也應看到中國經濟總體上仍然存在著高投入低產出、產業層次低、技術創新能力弱、可持續發展能力不強等問題，加上近年來隨著全球經濟走向低谷，通脹壓力的不斷增大，原材料成本的大幅上漲，節能減排新標準的執行，經濟基本面不利因素增多等一系列問題的出現， 中國經濟正面臨前所未有的挑戰。 我們應清醒地認識到經過改革開放三十多年粗放發展的中國經濟， 迫切需要加快技術創新， 實現產業升級。 自Goldsmith、McKinnon及Shaw首次實證驗證了經濟增長與金融發展指標之間正相關關系后，金融發展、金融結構與經濟增長之間的關系得到經濟學家們的廣泛關注， 而關于金融結構的變革和技術進步以及產業結構升級的研究， 則具有更加重要的理論和現實意義。

二、文獻綜述

在金融發展推動技術創新方面，Schumpeter（1912）認為經濟發展的關鍵在于創新，銀行通過甄別將資金提供給那些最具新產品開發能力的企業，從而促進了科技創新。OECD（經合組織）在對美國“新經濟”的研究報告中，突出指出了金融發展對技術創新的推動作用。Pagano（1993）利用AK模型討論金融系統對經濟增長的影響， 他認為金融發展可以通過提高社會資本的邊際生產率而提高經濟增長率[1] ；Aghion Howitt（1998）、King Levine（1993a，1993b）發展了一個包括金融系統的熊彼特流派增長模型，在那里金融中介具有分散風險、動員和運用儲蓄以及獲取有關投資項目信息的功能， 與股票市場揭示創新活動、 預期利潤現值的功能一道提高了技術創新率 [2-4] ；Allen（1993）、Morck Nakamura（1999）和Boot Thakor（1997）等認為，與市場導向的資本市場相比， 銀行中介導向的金融體系更適合高創新、高風險的投資項目。在國內的研究中，孫伍琴（2004）從金融功能出發，分析了不同金融結構對技術創新的影響；劉鳳朝、沈能（2007）采用Geweke分解檢驗和協整分析法進行了檢驗，結果表明金融發展與技術進步在長期中存在均衡關系；葉耀明、王勝（2007）以長三角城市群為研究對象進行了分析，認為以銀行為代表的金融中介體系對技術創新有重大推動作用。

金融發展與產業升級之間的關系研究其實是金融發展與技術進步之間關系研究的進一步認識。Levine認為金融體系結構的差異不能影響兩個國家總量增長差異， 但能影響不同工業部門的增長， 進而影響了產業結構；Greenwood與Jovanovic（1990）指出金融與以產業結構變動為特征的經濟增長間互為因果 [5] 。在國內的研究中，范方志、張立軍（2003）借鑒Goldsmith的思想，選取金融相關比率作為被解釋變量，第二、三產業產值除以各年實際GDP為解釋變量， 分析了中國地區金融發展與產業結構升級之間的關系；蔡紅艷、閻慶民（2004）計算出中國39個工業行業的成長性指標， 研究了資本市場內的資本流動與產業結構調整存在的互動關系； 陳志楣、 楊德勇（2007）對金融影響產業結構調整的機理做了系統分析， 并對金融結構影響產業結構做了時間序列分析和實證，認為金融結構、經濟增長與產業結構有較高的相關性；張杰、劉志彪（2007）對國外關于金融結構對技術創新與產業結構的影響研究進行了比較全面的分析和評述。

通過對文獻的研讀， 我們發現目前的研究側重于金融發展對技術進步與產業升級兩個方面， 而沒有把三者放在一個統一的框架內， 對金融與產業發展關系的研究尚未建立起一個完整的框架。 本文嘗試探討金融發展、 技術進步與產業升級三者之間的因果關系。

三、指標說明與計量模型選擇

（一）指標說明

1. 金融中介（FD）

國內的實證研究大多采用金融機構存貸款之和/GDP、金融機構貸款/GDP或M2 /GDP等指標，而實際中我國政府把銀行信貸作為一種降低省級經濟發展差距的工具， 經濟發展水平落后的省份會更容易獲得銀行貸款的支持， 因此用該指標進行實證的結果大多為負， 造成的假象好像是我國金融中介根本沒有促進經濟增長。所以，該指標并不能真實地衡量我國的金融中介水平。張軍等（2005）認為以非國有企業的貸款規模與GDP之比來衡量我國的金融中介水平較為合適；林毅夫（2006）認為我國是銀行主導的金融發展模式， 而以中小銀行的市場份額來衡量銀行業機構的優化更為有效 [13] ；周立（2002）構造了金融市場化比率指標來衡量金融中介水平，Lardy（1998）利用固定資產中銀行信貸與財政撥款之比來衡量我國金融中介水平。設計這一指標的思路是，與政府預算資金相比，國內銀行貸款是較有效率的，因為貸款銀行會更多地考慮其業績水平以及貸款收不回來的可能性， 進而加大對貸款企業的審核并加以控制貸款額。本文也采用了固定資產中國內貸款/國家預算資金來衡量金融中介。

2． 全要素生產率的計算模型和數據（TFP）

本文對TFP的計算是基于我國1979～2007年的時間序列數據， 并假設隨著TFP全要素生產率的提高，技術的進步使得生產函數也發生了改變。在“希克斯中性” 技術進步的假設下， 考慮技術進步的柯布—道格拉斯生產函數為：

Y=A0e?酌 tK?琢L?茁（1）

其中，Y是經濟產出GDP；A0是基年的TFP值；γ是TFP的平均增長率， A0e?酌t 就是第t年TFP；K為資本存量，用全社會新增固定資產存量表示；L為勞動投入，為與GDP流量的涵義相一致，采用年中就業人數表示； ?琢和 ?茁為資本和勞動的產出彈性，且?琢+ ?茁=1。數據Y、K和L來源于李賓和曾志雄（2009）的研究 [14] 。結果如下。

ln（Y/L）=1.621+0.0348t+0.591ln（K/L）

（3.889）（7.247） （8.153）

AR（1）=1.507，AR（2）=-0.826，MA（2）=-0.992，

（11.936） （-6.427） （-274.763）

（2）

3． 產業結構升級（IS）

經濟結構調整已成為我國經濟發展和邁向新臺階的關鍵因素， 它的變動對經濟增長起著決定性的作用。 經濟的增長與產業結構的變動相互影響、互為因果， 研究經濟增長過程與經濟增長的質量離不開對產業結構變動的分析。本文用第三產業/GDP來表示產業結構。

4． 外商直接投資（FDI）

FDI有利于發展中國家資本的形成，也有利于技術水平的提高， 此外，FDI還具有產業升級效應、貿易創造效應和就業創造等效應。 但是FDI對不同國家的經濟增長影響的效果卻表現出巨大的差異。本文利用實際使用外商直接投資占GDP的份額來衡量外商直接投資的影響。

（二）計量模型選擇

1. 數據平穩性檢驗

為了避免模型的“偽回歸”，要求各時間序列的變量具有平穩性或者相互之間具有協整關系，通過對圖1的觀察，我們發現FD與FDI波動較大，TFP與IS都含有明顯的增長趨勢。 接下來我們對模型所涉及的時間序列變量進行ADF單位根檢驗， 其檢驗過程中最優滯后期選擇的原則為在保證殘差不相關的前提下，AIC或SC準則數值最小，此時的滯后期作為最優滯后期長度。 本文采用SIC準則，ADF檢驗結果如表1所示。可見，時間序列變量TFP在選擇“存在常數項和趨勢項”時拒絕了原假設，表明TFP是一個帶有確定趨勢的AR過程；而IS、FD與FDI也都為非平穩性序列，都存在一個單位根，且其一階差分均平穩。

2. ARDL-ECM模型的選擇

本文利用Pesaran等（2001）的邊界檢驗法進行協整檢驗，以考察金融發展、技術進步與產業升級及其他變量是否具有長期均衡關系。 之所以采用該方法，原因有兩個：第一，在該方法下回歸變量可以是I （0）或者I（1）序列，并不要求它們具有相同的單整階數，而其他的協整檢驗方法如Engle和Granger（1987）的兩步法、Johansen（1995）的系統法，通常要求所有變量都是I（1）序列，從而面臨嚴重的預檢驗問題；第二，該方法對樣本容量不敏感，能很好地適用于小樣本情況。

本文設定TFP和IS分別作為被解釋變量，分別實證檢驗我國金融中介對技術進步與產業升級的動態影響機制。其中yt為被解釋變量，xt為解釋變量，建立如下的檢驗模型：

其中，?仔yy與?仔yx是長期乘數，?茁0是常數項，?茁1是趨勢項 ② ，?駐yt-i與?駐xt-j被用來表示變量間的短期動態關系。關于P值的選擇，由于樣本容量很小，因此首先限定P的最大值為3，然后利用AIC或者SIC選擇具體的P值。為檢驗協整關系是否存在，可建立原假設：

H0∶?仔yy=0，?仔y=0（5）

就該假設進行F檢驗。在這里F統計量有一個非標準的分布，Pesaran等（2001）提供了臨界值檢驗。當F值高于臨界值上限時， 不存在協整關系的原假設被拒絕；當F值低于臨界值下限，不存在協整關系的原假設不能被拒絕； 當F值落于臨界值界限之內時， 無法得到明確的結論。 如果變量間存在協整關系，我們將采用ARDL法對協整系數進行估計，該方法具有良好的小樣本性質， 并且對通常的顯著性檢驗也是適用的。因此，可建立如下模型：

針對所獲得的擬合方程，令yt=yt-1=…=y，xt=xt-1=…=x，則得到協整關系的估計。利用非線性代數方法，進一步可以獲得協整系數的標準誤差。

假如變量估計的協整關系為：

其中，ecmt是均衡誤差。接下來我們可以利用均衡誤差建立ARDL-ECM模型。 因為，ARDL-ECM與協整回歸模型存在著對應關系， 協整表明變量之間存在著長期穩定的均衡關系， 而均衡誤差調整機制是變量之間存在協整關系的內在原因， 因為誤差修正模型中同時包含了短期參數和長期參數，克服了非平穩變量的差分無法反映長期趨勢的弱點。

上式中?姿捕捉了變量對均衡誤差的反應，利用這些系數可以識別變量間的長期因果關系。按道理來說，應該有?姿<0，當ecmt-1＞0時，即出現正誤差，誤差修正項?姿ecmt-1＜0，而ecmt-1＜0時，即出現負誤差，?姿ecmt-1＞0，兩者的方向恰好相反。所以，誤差修正是一個反向調整過程，即負反饋機制。

四、實證結果分析

本文分別以TFP和IS為被解釋變量，對應的其他三個變量為解釋變量進行協整檢驗。 考慮到本文中FD、FDI與TFP變量均含有明顯的趨勢， 因此對模型（4） 的檢驗中分別考慮了含趨勢項和不含趨項兩種情況，ARDL邊界檢驗的結果見表2。

根據表2，以IS作為被解釋變量時，F值落于臨界值界限之內時， 無法得到明確的結論， 需要進一步檢驗；但當以TFP為被解釋變量時，無論是在含或不含趨勢項的模型下，不存在協整關系的原假設在5%的顯著性水平下都被拒絕。總的來看，可以斷定變量間是存在長期均衡關系的。然后，我們分別建立以TFP和IS作為被解釋變量的ARDL模型， 由于樣本容量較小，故根據Harris和Sollis（2003）的建議 ① ，設定滯后階數為3。 利用Mircofit.4軟件獲得估計結果。表3和表4顯示ARDL模型的設定是恰當的，在獲得的協整關系估計中， 所有變量的系數都有較滿意的符號，并且至少在5%的顯著性水平下顯著。

為了能更直觀地把握這兩個方程的結論，我們給出以下試探性的解釋。 我國金融中介逐步從政府配置資源的工具向現代商業銀行轉變，建立股份制、明確權責關系、引入外資銀行并學習其經營理念。現在正逐步發揮出經濟發動機的功能，一方面，通過多種渠道滲透到實體經濟中， 而在這些渠道中以推動長期技術進步為其核心渠道；另一方面，當在控制住TFP以后，金融中介在推動產業升級方面 ① 也表現出一定的促進作用， 這是因為金融系統本身會按照競爭性原則將儲蓄資金分配于不同收益率的投資之間，使資金能夠在各產業部門之間高效流動，以調整資金配置狀態和提高社會資金平均收益率， 從而使產業結構得以調整 ② 。對于FDI的分析，我們也從兩個方面來看， 一方面，FDI的大量引入在長期并沒有給我國帶來技術進步上的顯著影響， 這也警示我們須明確方向，唯有通過加大自主創新、自主研發和人力資本投入等內部手段， 方可實現我國經濟的長期穩定增長； 另一方面，FDI的引入一定程度上推進了我國的產業結構調整，畢竟FDI投入較為實際、注重短期回報和講究效率。此外，TFP與產業升級之間存在著長期穩定的良性互動關系。

接下來我們利用式（7）求得均衡誤差，建立與之相對應的ARDL-ECM模型，見表5。在這兩個誤差修正模型中，ECM（-1）前面的系數顯著為負數，說明ARDL-ECM模型擬合效果良好。為了檢驗模型設定的可靠性， 我們還利用遞歸殘差累計和與遞歸殘差平方累計和對模型結構的參數穩定性進行檢驗，結果顯示此方程的CUSUM和CUSUMSQ均是穩定的，估計結果比較可靠。

最后， 我們也可以利用Grange因果檢驗法來研究各個變量間的短期因果關系，結果如表6所示。從短期來看，FD與FDI皆不構成IS與TFP的Granger原因， 而IS與TFP均是FD的Granger原因，IS與FD均是FDI的Granger原因。

五、結論

金融發展理論對一國的技術進步和產業升級都具有十分重要的作用，尤其對我國這一“新興加轉軌”的經濟體來說意義非凡。本文基于時間序列，探討了金融中介、 技術進步與產業升級三者之間的長短期因果關系。實證結果表明，從長期看來，我國金融中介以推動技術進步為核心渠道， 同時在控制住TFP以后， 金融中介在推動產業升級方面也表現出顯著的促進作用；FDI的大量引入在長期并沒有給我國帶來技術進步上的顯著影響；TFP與產業升級之間存在著長期穩定的良性互動關系； 從短期來看，FD與FDI皆不構成IS與TFP的Granger原因， 而IS與TFP均是FD的Granger原因，IS與FD均是FDI的Granger原因。

主要政策建議：（1）我們要改變依靠FDI來促進技術進步提升的思路， 在長期中更要加大自主創新的力度， 并以此來實現我國經濟的長期穩定增長；（2） 繼續深化以建立和完善市場競爭機制和產權多樣化體制為目標的金融體系改革， 這對于促進我國技術進步、產業升級都具有重要的現實意義。

參考文獻：

［1］Pagano M． Financial Markets and Growth：An overview［J］. European Economic Review，1993，37：613-622．

［2］King，Levine．Finance and growth：Schumpeter might be right［J］．Quarterly Journal of Economics，1993a，108：717-738．

［3］King，Levine．Finance，entrepreneurship，and growth：theory and evidence［J］． Journal of Monetary Economics，1993b，32：513-542．

［4］Aghion，Howitt．Endogenous Growth Theory［M］． Massachusetts Institute of Technology Press，1988．

［5］Greenwood，Jovanovic． Financial development，growth，and the distribution of income［J］． Journal of Political Economy，1990，98：1076-1107．

［6］孫伍琴． 論不同金融結構對技術創新的影響［J］． 經濟地理，2004，24（2）．

［7］劉鳳朝，沈能． 金融發展與技術進步的Geweke因果分解檢驗及協整分析［J］． 管理評論，2007，19（5）．

［8］葉耀明，王勝． 金融中介對技術創新促進作用的實證分析——基于長三角城市群的面板數據研究［J］． 商業研究，2007（8）．

［9］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）．

［10］蔡紅艷，閻慶民． 產業結構調整與金融發展［J］． 管理世界，2004（10）．

［11］陳志楣，楊德勇． 產業結構與財政金融協調發展戰略研究［M］． 北京：中國經濟出版社，2007．

［12］張杰，劉志彪． 金融結構對技術創新與產業結構影響研究評述［J］． 經濟學動態，2007（4）．

［13］林毅夫，姜燁． 經濟結構、 銀行業結構與經濟發展——基于分省面板數據的實證分析［J］． 金融研究，2006（1）．

［14］李賓，曾志雄． 中國全要素生產率變動的再測算：1978-2007［J］． 數量經濟技術經濟研究，2009（1）．

［15］錢水土，周永濤． 金融發展、技術進步與產業升級［J］． 統計研究，2011（1）．

［16］錢水土，周永濤． 區域技術進步與產業升級的金融支持——基于分位數回歸方法的經驗研究［J］． 財貿經濟，2009（10）．

（責任編輯、校對：郄彥平）