金融發展與產業結構升級

摘 要：在科學發展觀的指導下，產業升級要從三個維度進行考察：產業高級化水平、產業能源效率、產業的創新能力。利用改革開放以來的相關數據對金融發展與產業結構升級關系的實證研究發現，對外投資減少和私營部門貸款比重的提高對第三產業的發展具有積極作用；貨幣投放量的增加對能源消耗具有正向影響，而金融對外開放度的提高則會提高能源利用率；高科技產業的發展與金融資本的支持相關度較高。

關鍵詞：金融發展；產業結構；升級

中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）09-0061-03

引言

在能源緊張、資源短缺、環境惡化及勞動力升值的現實壓力下，中國傳統的經濟增長模式面臨的問題越來越嚴峻，產業的結構性矛盾也日益突出。因此，如何在科學發展觀的指導下，轉變經濟發展方式、促進產業轉型升級，實現經濟的可持續發展對中國具有戰略性意義。影響產業結構升級的因素很多，其中最為關鍵的是資本流向。作為市場經濟樞紐的金融業對資源和風險配置起著重要的指引作用，其發展程度的高低直接影響著產業轉型升級的進程，可以說產業升級離不開金融系統的支持和保障。

從文獻上分析，從Schumpeter（1912）提出金融發展對經濟長期增長具有影響的觀點以來，經濟學家們圍繞這一問題展開了廣泛的研究。Gurley和Shaw（1960）把各種金融中介作為分析基點，研究它們對提高社會生產性投資水平具有支持作用。Goldsmith（1969）以金融相關率為研究指標，分析整理了35個國家1860—1963年的統計資料，發現金融發展與以產業結構變動為特征的經濟增長之間是同步進行的，但未確認兩者因果關系的方向。McKinnon（1973）和Shaw（1973）以發展中國家為研究對象，得出了和Goldsmith類似的觀點。深入到產業層面上，Rajan 和 Zingales（1998）的研究表明，一國金融體系發育程度的差異會影響具有不同技術創新特質的產業的成長。Pagano（1993）建立了一個有代表性的理論模型來分析金融發展對實體經濟增長的影響機制，說明金融中介可以從兩方面促進經濟增長。國外學者研究的主要是金融發展和經濟增長的關系，較少涉及產業結構升級與金融發展的相互關系。國內學者伍海華（2001）從理論上具體闡述了金融發展是如何作用于產業升級的，并提出我們應該選擇怎么樣的主導產業以及金融政策。在實證研究方面，范方志、張立軍（2003）把中國分東、中、西部三個區域來分別研究金融發展和產業結構升級的關系。盡管許多學者對產業升級與金融發展之間的作用做了大量的研究，但是這些研究大多是利用傳統的指標和方法，不能很好的從科學發展意義上衡量產業升級。筆者從中國的現實情況出發，提出了衡量產業升級的三個維度作為新的研究視角——第三產業、高技術產業的發展以及能源效率提高。另外，本文還分別從三個維度分析了金融要素對產業升級的影響作用，在此基礎上提出具有針對性的政策建議，希望金融的發展能更好地促進產業升級。

一、金融發展與產業結構升級的機理

1.產業升級及其衡量指標。國際上定義的產業升級主要是以全球價值鏈為視角，指產業由低技術水平、低附加值狀態向高技術、高附加價值狀態演變的過程。隨著經濟的發展，中國“高污染、高能耗、高排放、低附加值”的產業發展模式弊端暴露無遺——生態環境破壞、資源耗竭、自主創新能力低下、第三產業落后、國際競爭力弱。按照科學發展觀的要求，新型工業化道路必須以“科技含量高、經濟效益好、資源消耗低、環境污染少、人力資源優”為主要特征。在這樣的大經濟環境下，使經濟增長由以資源能源消耗為主向以科技進步為主轉變、以第二產業拉動為主向提高第三產業在國內生產總值中的比重轉變、以高碳經濟向綠色低碳經濟轉變就成了中國產業升級的目標。因此，要走出一條符合中國國情的產業升級道路，有必要從三個維度進行考察：產業高級化水平、產業能源效率、產業的創新能力。

2.金融發展對產業升級的作用機制。英國經濟學家配第和克拉克研究了產業結構的演進趨勢，得出了產業結構從第一產業向第二產業，并最終向第三產業演進的規律性結論，而在這個過程中必然伴隨著技術的進步、高新技術產業的發展和能源利用率的提高。具體來講，一國的儲蓄率越高、儲蓄轉化為投資的比例越大，表明其投資資本越充足，為滿足長期發展的需要企業就會投入更多的資本在RD上，而資本邊際生產率的提高本身就意味著科技的進步、能源利用率的提高。因此，金融發展在推動經濟增長的同時，也必然會推動產業升級。

基于資源配置起主要作用的金融系統滲透于產業升級的整個過程。金融系統主要通過刺激經濟增長來推動產業升級。金融發展先于經濟對金融服務的需求，因而對經濟增長有著自主的積極影響，我們把這個稱為“供給引導”，這對動員那些阻滯在傳統部門的資源并使之轉移到能夠促進經濟增長的現代部門，以確保投資于最有活力的項目方面起基礎性的作用。金融發展理論的開創性學者Goldsmith（1969）、Mckinnon（1973）、Shaw（1973）均認為金融發展是獲得經濟增長的必要條件。我們將經濟增長的因素分解為以下形式：

g==*=*=*=Eθs

其中，g為經濟增長率，Y為GDP，K為資本存量，I為實際投資量，S為總儲蓄，E=△Y/△K表示資本的邊際生產率，θ為儲蓄轉化為投資的比例（即I=θS），s代表了儲蓄率（即s=S/Y）。

可見，金融發展能通過影響資本的邊際生產率、儲蓄率及儲蓄向投資轉化的能力來影響經濟的增長，進而通過經濟增長的內生需求推動產業結構的升級。

二、指標、模型和實證分析

（一）計量方法及指標選取

1.計量方法。通常情況下有兩種處理方法用來反映變量之間的相互關系：第一，分析非平穩經濟變量之間數量關系的最主要工具之一 ——協整檢驗；第二，對統計關系進行定量描述的數學模型——回歸模型（主要分析平穩變量）。對于現實經濟中非平穩的時間序列，我們可以對它進行差分把它變平穩，然后運用回歸模型來分析變量之間的關系。但是，這樣處理會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以一般情況下，采用協整來解決此類問題。

2.指標選取與數據來源。對于涉及到的產業升級和金融發展兩大類指標，傳統上以第二、三產業產值之和占GDP的比重來衡量產業升級?；谥袊厥鈬榈目剂?，我們選取第三產業產值占GDP的比重TI、產業的單位GDP能耗產出值EG、高新技術產業總產值占GDP的比重HIP來衡量產業的高級化、產業能源效率和產業創新能力。對于金融發展程度的度量，我們從金融發展的效率、規模及對外開放度三個方面進行。根據國內外金融發展指標的演進及相關實證領域的指標情況，考慮到數據的可獲得性，我們以私營部門國內貸款額占GDP的比例PG代表金融發展效率，以貨幣和準貨幣M2占GDP的比例MG代表金融發展規模，以國外直接凈投資、證券投資及金融系統國外凈資產之和占GDP的比例AO代表金融對外開放度。樣本數據除個別指標無法獲取統計數據外，其余的選取期間均1978—2008年。

3.單位根檢驗。為了避免出現所謂的“偽回歸”現象，在利用這些時間序列數據前，對其進行平穩性分析。采用ADF檢驗法來檢驗變量的平穩性，結果顯示單位能耗產出值EG和高技術企業總產值占GDP的比重HIP是二階單整序列，其余變量都是一階單整序列。

（二）實證研究

1.維度一：以第三產業產值占GDP的比重衡量產業高級化。前面分析得知，PG、AO、MG和TI都是非平穩的一階單整序列，它們之間可能存在某種長期穩定的均衡關系——協整關系。采用Johansen檢驗，分析金融發展效率、對外開放度、規模的PG、AO、MG和第三產業產值占GDP的比重TI之間是否存在協整關系。統計檢驗表明在5%的顯著水平下存在4個協整方程，在1%的顯著水平下存在兩個協整方程；最大特征值檢驗表明在5%和1%的顯著水平下都存在兩個協整方程。我們可以由協整關系得到協整方程：

VECM=TI-0.297465PG+0.821824AO+0.000178MG （1）

由協整方程得出結論：金融發展的對外開放度AO在很大程度上抑制了第三產業的發展，AO每提高1個百分點，第三產業產值的比重就會降低0.82個百分點；至于金融發展規模MG，雖然對第三產業的發展起了反向作用，但影響程度極低；中國金融發展效率PG較好地推動了第三產業的發展，金融效率的發展能更好地促進資源的優化配置，使資金更多地流向高技術含量、高附加值的企業，以此推動產業結構的升級。

2.維度二：以單位能耗產出值衡量產業能源效率。代表產業能源效率的EG是二階單整序列，而用來衡量金融發展的指標都是一階單整的，不符合協整檢驗的條件。因此，采用OLS回歸的方法來做檢驗，以差分后的1978—2008年中國單位能耗產出值EG為因變量、差分后的PG、AO、MG為EG的自變量做線性回歸，得出如下回歸結果：

D（EG，2）=0.004268+0.015749D（AO）+0.000432D（MG）-

0.002380D（PG） （2）

（0.787027） （3.856296） （0.297661） （-2.491834）

F=10.54102 R2=0.558484 調整的R2=0.505502

回歸方程調整后的判定系數為0.505502，說明擬合度符合要求。該模型結果表明：金融對外開放度AO和貨幣、金融發展規模MG對單位能耗的產出值EG起著正向的作用，其中AO的貢獻度較大，是三個變量中作用效果最顯著的；而表示金融發展效率的私營部門國內貸款額占GDP的比例PG對節能產業的發展起著制約的反作用；這幾個金融指標對單位能耗產出值的作用效果都不是非常顯著。

3.維度三：以高技術企業總產值占GDP的比重衡量產業的創新能力。代表產業創新能力的HIP也是二階單整序列，采用同EG一樣的方法對其進行檢驗。以差分后的1995—2008年中國高技術企業總產值占GDP的比重HIP為因變量、差分后的PG、AO、MG為HIP的自變量，同樣得到如下回歸結果：

D（HIP，2）= -0.001107+0.001219D（PG） -0.002902 D（AO） -

0.000392D（MG） （3）

（-0.361821） （1.961326） （-1.195700） （-0.496946）

F=4.641506 R2=0.635112 調整的R2=0.498279

回歸方程（3）是在較少的樣本數據下得到的，其調整后的判定系數有0.498279，說明擬合度較高。由其結果得出：反映金融發展效率的私營部門國內貸款額占GDP的比例PG促進了高技術產業產值的增加，而金融發展規模MG以及金融的對外開放度AO卻對高技術產業的發展起著抑制的反向作用。

至此，我們得到三個計量模型，分別從三個角度探究了金融發展對產業升級的影響效應。從三個模型我們看出，對于中國產業升級，最重要的影響因素的金融發展的效率，而金融發展規模和對外開放度這些外在因素相對金融發展效率而言，對產業升級的作用沒那么明顯。因此，管理當局最迫切的任務是從“質”的方面完善金融市場，促進金融發展的效率。當然，除了以上幾個衡量金融發展程度的因素會對產業升級造成影響，還有別的復雜原因，例如一國經濟的發展水平、國家的政策取向等。

結論與啟示

1.簡要結論。（1）通過計量的實證檢驗我們發現，私營部門國內貸款額占GDP的比例PG能促進第三產業、高技術產業的發展，卻抑制了能源利用效率的提高；貨幣、準貨幣M2占GDP的比例MG和國外直接凈投資、證券投資及金融系統國外凈資產之和占GDP的比例AO這兩個指標數值的提高能促進單位能耗的產出值，卻降低了第三產業與高技術產業的產出值。這是因為在中國市場并不是唯一決定產業發展的手段，政府對某些傳統產業的扶持在一定程度上扭曲了金融系統的資源配置功能。（2）中國金融發展和能源利用效率存在相關關系。對外開放程度的提高對中國能源利用效率的提高起了較大的作用，而過多的私營部門貸款卻在一定程度上抑制了節能產業和高效產業的發展。（3）中國金融發展和高技術產業的發展也存在相關關系。風險投資對高技術產業的發展具有極其重要的意義，而風險投資資金的多少和M2及國外資產有直接聯系，因此越多的金融機構貸款、越少的M2和國外資產，越有利于于推動中國高技術產業的發展。

2.政策啟示。（1）中國金融發展水平不高，對產業升級的存在抑制作用。金融市場的低效率，對中小企業、高技術企業、新興企業的資本支持力度都顯得十分薄弱，這無疑成為中國產業升級的障礙。因此，必須加快中國金融業的改革。深化資本市場改革、完善金融市場配套服務功能、積極推進金融創新和民間金融的發展。（2）要加快中國的產業轉型升級，除了要明確結構轉換的方向和目標和對金融結構進行調整優化之外，還要適當運用市場和政府這兩支手的功能，以此來推動產業升級。我們要以市場為主、以政府調控為輔，使社會資源在金融系統的作用下配置到最具效應的產業部門中去。

參考文獻：

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[責任編輯 陳丹丹]