重慶市金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構關系的實證研究

摘 要：利用1980—2009年的數(shù)據(jù)，對重慶市的金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構，采用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰檢驗，誤差修正模型，向量自回歸模型等方法進行分析，結果表明金融發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)有協(xié)整關系，并且與第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都有密切關系，在此基礎上針對性提出了兩點建議。

關鍵詞：金融發(fā)展；產(chǎn)業(yè)結構升級；實證分析；重慶市

中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）04-0062-02

關于金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構的關系，金融相關比率的提出者美國經(jīng)濟學家雷蒙德·W.戈德史密斯認為，“金融與以產(chǎn)業(yè)結構變動為特征的經(jīng)濟增長間是互為因果關系的，金融法杖和經(jīng)濟增長、產(chǎn)出結構之間存在著互相推進的過程。” 中國很多學者針對不同的研究對象在此方面做過了研究。范方志、張立軍（2003）分為對東、中、西部金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的關系進行研究，得出金融發(fā)展水平影響產(chǎn)業(yè)結構升級并進一步影響經(jīng)濟發(fā)展。鄧光亞、唐天偉（2010）基于多變量VAR模型對1978—2008年間中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整與金融發(fā)展之間的關系進行了實證分析，結果顯示兩者存在著長期的均衡關系，但未實現(xiàn)互動發(fā)展。葉耀明（2004）以長三角城市群作為研究對象，得出長三角城市群的金融發(fā)展能有效促進該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構升級。

金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構調整的作用日益明顯。西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了巨大變化。作為西部大開發(fā)中區(qū)域性金融中心，重慶的金融發(fā)展與整個城市的經(jīng)濟發(fā)展密切相關。但與國內發(fā)達地區(qū)相比，重慶的第一、二產(chǎn)業(yè)比重偏高，第三產(chǎn)業(yè)比重偏低，整體結構不盡合理，而且金融作為產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的重要推動力量，其作用尚未完全發(fā)揮。因此，探明金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構的互動關系，既是制定科學合理的金融發(fā)展戰(zhàn)略的現(xiàn)實需要，也是促進產(chǎn)業(yè)結構調整和升級、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的需要。本文利用1980—2009年的數(shù)據(jù)，對重慶金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構進行分析，旨在探明兩者間的關系，以期為產(chǎn)業(yè)調整和升級提供些許探討。

一、實證分析

1.變量的選擇及數(shù)據(jù)來源。在金融發(fā)展指標選取上，本文選用“金融相關比率”作為衡量金融發(fā)展水平的指標，其變動反映的是金融上層結構與經(jīng)濟基礎結構之間在規(guī)模上的變化關系，F(xiàn)IR=金融機構存貸款之和/GDP。此外，以三大產(chǎn)業(yè)增加值占名義GDP的比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結構的指標，分別記為G1、G2、G3。為了消除數(shù)據(jù)異方差的影響，對四個變量作對數(shù)化處理，分別記為LFIR、LG1、LG2、LG3。文中采用的計量分析均采用Eviews6.0來完成。本文所采用的數(shù)據(jù)來自《重慶市2010統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》。

2.平穩(wěn)性檢驗。

結果表明，在5%的顯著性水平下，LFIR、LG2、LG3均是一階單整序列，LG1是零階單整序列。

3.協(xié)整檢驗。雖然變量LFIR，LG2，LG3是非平穩(wěn)的一階單整序列，但可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，反映了變量之間的長期穩(wěn)定的關系。因此，采用協(xié)整檢驗的方法，判斷變量LFIR分別對于變量LG2和LG3的協(xié)整關系。首先，對LFIR和LG2進行Johansen協(xié)整檢驗，得到的跡統(tǒng)計量（7.42）和最大特征值統(tǒng)計量（5.28）均小于5%的臨界水平，因此LFIR與LG2之間不存在協(xié)整關系。其次，對LFIR和LG3進行協(xié)整檢驗，在5%的臨界水平下，跡統(tǒng)計量（24.94）和最大特征值統(tǒng)計量（24.38）均大于臨界水平，因此LFIR與LG3之間存在長期協(xié)整關系，協(xié)整方程為LG3 = 3.125 + 0.686×LFIR，調整后的擬合優(yōu)度為0.847，F(xiàn)值為162.0547。可以看出，方程系數(shù)是顯著的。并且從長期來看，當金融相關比率上升1%時，第三產(chǎn)業(yè)比重上升0.686%。

4.誤差修正模型。用EG兩步法來建立ECM，得到的誤差修正模型為：DLG3 = 0.274*DLFIR +0.152×ECMt-1

差分項反映了短期波動的影響。第三產(chǎn)業(yè)比重的短期變動可分為兩部分：一部分是短期金融發(fā)展程度的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。可以看出，在短期內若金融發(fā)展程度上升1%，第三產(chǎn)業(yè)比重就會上升0.274%。ECMt-1的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。從系數(shù)估計值來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以0.152的調整力度使非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

5.格蘭杰因果檢驗。金融相關比率和第三產(chǎn)業(yè)比重具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，但并不能證明兩者之間存在因果關系。用格蘭杰檢驗法對兩個變量進行因果關系檢驗，若F值大于顯著性水平，則拒絕原假設。結果（如表2所示）。

根據(jù)結果可以看出，在5%的顯著性水平下，滯后第一期，金融發(fā)展是第三產(chǎn)業(yè)變動的格蘭杰原因，而第三產(chǎn)業(yè)不是金融發(fā)展的格蘭杰原因。

6.建立向量自回歸模型VAR。

（1）建立VAR模型要求變量是平穩(wěn)的，因此我們以DLFIR、 DLG1、DLG2作為系統(tǒng)變量建立VAR（1）模型。

DLFIRDLG1DLG2=0.05660.04720.0050+-0.2545 -0.1093 -1.4276-0.0947 -0.0030 0.30430.1459 -0.0600 0.4717×DLFIR（-1）DLG1（-1）DLG2（-1）

（2）對模型進行穩(wěn)定性檢驗結果，模型的單位根均位于單位圓內，這樣得到的脈沖相應函數(shù)的結果是穩(wěn)定可靠的。（3）脈沖響應分析。1）模型在收到DLFIR一個單位的標準差沖擊后，對其自身的影響逐漸減弱，最后逐漸收斂。當DLG1和DLG2受到一個標準差的正沖擊后，兩者都在第二期開始產(chǎn)生一個較強的負面響應，從第三期開始逐漸收斂。金融發(fā)展對第一產(chǎn)業(yè)比重的影響較弱。2）模型在收到DLG1一個單位的標準差沖擊后，對其自身第一期達到峰值0.076，第二期產(chǎn)生一個負的響應，然后負向響應逐漸增大，從第五期開始逐漸收斂；對DLFIR第一期沒有響應，第二期開始出現(xiàn)負的響應，第三期出現(xiàn)正的響應并逐漸收斂。由此可見，第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對金融發(fā)展有抑制作用。3）模型在收到DLG2一個單位的標準差沖擊后，對其自身從較顯著的正向沖擊逐漸減弱為負向沖擊，在第四期后開始逐漸收斂。對DLFIR第一期沒有響應，第二期到達峰值，在第三期減弱后第四期出現(xiàn)負向沖擊隨后便逐漸收斂。由此可見，第二產(chǎn)業(yè)對金融發(fā)展水平的影響是一個由同向轉為逆向的過程，短期內起到拉動作用。

二、主要結論

根據(jù)以上分析可以得出，隨著金融發(fā)展水平的提高，第一產(chǎn)業(yè)的比重將會下降，金融發(fā)展對第一產(chǎn)業(yè)具有不明顯的負面影響，是由于重慶金融發(fā)展的投入主要集中在二三產(chǎn)業(yè)，因而對于第一產(chǎn)業(yè)相對來說金融支持力度不夠，所以才出現(xiàn)第二期的負向響應，但在隨后出現(xiàn)正面的響應表明，金融發(fā)展最終也促進了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；第一產(chǎn)業(yè)對金融發(fā)展的抑制作用主要原因是當?shù)谝划a(chǎn)業(yè)比重較高時，往往處在經(jīng)濟水平低的時期，此時包括金融業(yè)的第三產(chǎn)業(yè)尚未發(fā)展起來，其后二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展必然帶來第一產(chǎn)業(yè)的比重逐漸降低，也就表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)對金融發(fā)展有抑制作用。第二產(chǎn)業(yè)比重的上升會促進金融的發(fā)展，是由于第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要大量投資，這些投資需求需要有更高水平的金融來支持，從而帶動整個地區(qū)金融發(fā)展水平的發(fā)展；金融發(fā)展對第二產(chǎn)業(yè)有負面作用。金融發(fā)展對第三產(chǎn)業(yè)存在長期的促進作用，有利于增加第三產(chǎn)業(yè)比重。因此金融發(fā)展有利于產(chǎn)業(yè)結構的調整和升級。

三、政策建議

1.優(yōu)化金融資源配置，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。首先，重慶市雖然近年來經(jīng)濟高速發(fā)展，但農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟對于東部發(fā)達省份來說十分落后。實證分析表明金融發(fā)展對第一產(chǎn)業(yè)有促進作用，因此加大農(nóng)村金融投資對于第一產(chǎn)業(yè)優(yōu)化有重要作用。其次，作為老工業(yè)基地的重慶第二產(chǎn)業(yè)龐大，因此第二產(chǎn)業(yè)要調整資金投向，引導資金投向高新技術企業(yè)，也要注意對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術改造，淘汰落后產(chǎn)能，促進第二產(chǎn)業(yè)內部產(chǎn)品結構的升級。最后，加快信貸資金向第三產(chǎn)業(yè)，尤其是現(xiàn)代服務業(yè)，支持符合現(xiàn)代發(fā)展趨勢的科技、物流、綠色環(huán)保等新興產(chǎn)業(yè)，提升其在地區(qū)GDP中的比重，推動服務業(yè)結構優(yōu)化升級。

2.加大對中小企業(yè)的信貸支持力度，鼓勵設立民營銀行和中小銀行。大型商業(yè)銀行和大型企業(yè)之間往往聯(lián)系緊密，大型企業(yè)往往優(yōu)先獲得銀行的各方面支持，無規(guī)模優(yōu)勢的中小企業(yè)往往就面臨融資難的困境。中小企業(yè)主要集中于第三產(chǎn)業(yè)，大力發(fā)展中小企業(yè)對于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構有重要作用。要解決小企業(yè)融資難問題，這就需要建立重慶市政策性金融機構，打造小企業(yè)授信工作平臺，采取靈活的措施促進重慶金融機構小企業(yè)授信工作。[責任編輯 陳麗敏]