中國金融結構與宏觀經濟結構關系實證研究

董瑩瑩，廖可貴

（武昌理工學院商學院，武漢430223）

1 理論模型

無論是從經濟學還是金融學，從發展理論中，都能發現金融因素對于經濟增長的重要作用。從經濟增長角度，有兩個模型可以表現出兩者之間的關系。

1.1 Harrod-Domar模型

Harrod-Domar模型（哈羅德多馬模型）是發展經濟學當中典型的經濟增長模型，該模型建立于凱恩斯理論之上，此模型并沒有涉及金融資產，屬于單一資產增長模型（實物增長模型）。該模型推導如下：

以上公式中S表示儲蓄，I表示投資，在二者相互轉化，經濟達到均衡狀態的時候，社會得到理想的增長率，這也是有保障的增長率，此時也等于國民收入增長率。哈羅德多馬模型將儲蓄進一步細化，將其用比率固化，于是得到：

式中，s表示收入中的儲蓄比率。同時將投資進一步細化，將其用比率固化，于是得到：

其中，v為資本產出率，ΔY表示收入增量。

為了保證商品市場均衡，得到：

上式就是哈羅德多馬基本公式，表明國民收入增長與儲蓄率成正比與資本產出率呈反比。

在哈羅德多馬的模型中，若s/v取值不變，則社會會達到均衡狀態。此時，就業、人口增長和國民收入均保持一致的增長，若假設這一致的增長為N，于是得到：

1.2 Tobin模型

Tobin模型（托賓模型）不同于哈羅德多馬模型，其將貨幣引入到經濟增長模型中，分析了金融政策對經濟穩定增長的影響。該模型中，經濟增長取決于資本深化，這主要是由于個人在貨物和實物資本之間的分配引起的。分配又取決于個人偏好和資產產出，對于“經濟人”來說，回報越多此種選擇就越大，反之亦反。這種選擇后果就是更高的經濟增長。

托賓認為要引入貨幣的理由就在于貨幣通過可支配收入影響居民儲蓄，進而影響經濟增長。根據產出，就業，資本的均衡增長條件，托賓的貨幣經濟增長模型為：

其中，s為儲蓄率，λ為現金占收入比率，n為收入的均衡增長，f(k)表示人均資本存量的函數

由于實際生活需求的存在，儲蓄率s必然小于1，于是貨幣經濟中的人均資本小于實物經濟中的人均資本，令λ=0，上式演變為：

該模型就變為單一資本的新古典模型。

2 實證檢驗

2.1 數據說明與處理

根據本文研究目的，共有三個變量說明金融結構、產業結構和經濟結構。金融結構是各種金融工具和金融機構的相對規模，本文用非傳統存款金融資產占全部金融資產的比重作為金融結構的代表指標；用二三產業占經濟總量的比重作為經濟結構的代表指標；用非公有制經濟投資占社會總投資比重作為經濟結構的代表指標。本文選用FS、IS、ES分別代表金融結構、產業結構和經濟結構。為盡可能準確說明三者之間的關系，本文選擇時間跨度34年，即1978～2011年經濟數據，并通過平減除去時間趨勢。數據來源于各年金融年鑒、統計公報、統計年鑒。

2.2 數據處理

2.2.1 數據平穩性檢驗

數據處理前，為一方面使變量趨勢線性化，同時不改變變量之間關系，對進行變量的對數處理。各變量變為lnFS、lnIS、lnES。

由于選擇數據時間跨度長，數據平穩性有待檢驗，在此之后才能進行長期與短期模型關系處理。

表1 變量單位根檢驗結果

2.2.2 協整檢驗

從單位根檢驗結果可以看出，變量均為一階差分平穩數據，根據規定，符合協整條件。

首先，本文采用Johanson協整檢驗，其結果如下：

表2 Johansen協整檢驗

從上表可知，跡檢驗和最大特征值檢驗結果一致，即：在5%臨界值水平下，零假設r=0，統計量要大于顯著性水平，其他情況則小于顯著性水平，說明變量之間存在一組協整關系，接著我們建立協整方程：

為了證明方程的平穩性，需要對其殘差進行檢驗，檢驗結果如下：

表3 模型殘差檢驗結果

殘差平穩證明變量間存在長期穩定協整關系。產業結構、金融結構和經濟結構之間的的彈性系數分別是1.77和0.20。說明經濟結構每變動1%，金融結構會相應變化1.77%，經濟結構每變動1%，金融結構會變動0.2%。

2.2.3 ECM模型

為了進一步分析變量之間長短期自我調節機制的變化，本文進一步建立誤差修正模型。

模型變量均通過5%顯著性水平，模型本身也通過F值檢驗。模型各變量二階滯后對金融結構的影響存在差異，且方向不同。誤差修正項符合反向修正原則，但是系數較小，這表長短期存在互動關系，但是短期拉動長期偏離的力度較弱。

2.2.4 因果關系檢驗

為了更好地了解數據之間的邏輯關系，本文選用AIC最小準則，獲取最優滯后階數，進而進行格蘭杰因果關系檢驗。

表4 格蘭杰因果檢驗（5%顯著性水平）

從以上檢驗結果可以看出，金融結構與經濟結構之間形成互動關系，而產業結構與金融結構，以及與經濟結構之間形成單項因果關系，說明產業結構還遠未達到轉型升級，還未與金融結構與經濟結構形成良好互動關系。

3 結論與政策建議

3.1 結論

通過本文對數據進行的實證檢驗，本文發現：經濟結構、產業結構和金融結構之間存在長期和短期關系，短期中經濟結構和產業結構對金融結構的彈性系數分別是0.2和1.77，顯然產業結構更能帶動金融結構。長期中，產業結構在滯后二期后仍能對金融結構產生正向影響，但經濟結構隨著滯后期的增加，對金融結構帶來明顯的負面影響，這也說明金融結構的發展受到了經濟結構的約束。從因果關系來看，經濟結構與金融結構形成了良好互動，產業結構與金融結構和經濟結構之間構成單項因果，但經濟結構卻與產業結構未形成雙向因果關系，從而可以看出經濟轉型和金融深化改革尚未到位，我國產業升級水平還尚待進一步提高。

3.2 政策建議

（1）升級產業結構。

當前我國實現產業結構升級的關鍵就是要完善和調整居民消費，引導服務業升級，尋找更多的消費熱點，刺激消費，形成穩定的經濟增長力量。同時也不能忽視第二產業的發展，因為在相當長的一段時間內，工業還是會成為我國堅強的經濟后盾。所以升級產業結構就業要形成第二三產業的互動，形成相互帶動的關系。

（2）深化金融改革。

當前我國金融結構已經與產業界結構和經濟結構形成良好互動，但是產業結構與經濟結構的發展均能帶動金融結構的發展，這一方面說明我國經濟為金融發展打下良好基礎，另一方面也說明我國金融結構有待發展，與產業結構和經濟結構之間還存在著不協調的問題。當前的直接表現就是直接融資和間接融資比例還存在失調，隨著經濟進一步增長，經濟結構向服務型經濟轉型過程中，金融的市場配置功能就會顯現出來，到時金融就會成為制約經濟發展的重要原因，所以必須要盡快進行金融深化改革。

（3）調整經濟結構。

國民經濟狀況和產業結構相互影響，但目前還未形成良好的互動。經濟結構已成為制約產業結構的因素之一，當前需要盡快調整經濟結構，與產業結構形成良好互動，相互促進。當前我國非公經濟在經濟總量中成為一支重要的力量，改革開放以來，以年均20%的速度增長，稅收貢獻已經超過50%。但是，我國非公有制經濟仍然面臨了制度瓶頸。目前非公經濟問題已經得到政府的重視，通過制度、資金等多種方式促進我國經濟結構的調整。

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