基于VAR模型的金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整關系研究

李媛媛，金 輝

（1.河北工業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，天津 300130；2.河北工業(yè)大學 機械工程學院，天津 300130）

0 前言

20世紀80年代以來，全球金融制度創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新、交易方式創(chuàng)新和服務創(chuàng)新層出不窮，金融創(chuàng)新的力度、廣度與深度超越此前的任何階段，極大地提高了金融效率，成為全球經(jīng)濟發(fā)展的亮點.金融創(chuàng)新可以更廣泛的分散風險、改變金融機構的競爭形態(tài)，其對經(jīng)濟運行的效率和穩(wěn)定性的影響具有毋庸置疑的重要性.然而，金融創(chuàng)新是一把雙刃劍.伴隨著金融創(chuàng)新形式的多樣化、深度的增加，致使美國虛擬經(jīng)濟的發(fā)展與實體經(jīng)濟嚴重脫節(jié)，同時伴隨出現(xiàn)了此前未曾關注的新型風險，如“忽略風險”[1]、“復雜風險”（Brunnermeier，2009）[2]、對手風險（Krishnamurthy，2010）[3]和資產(chǎn)急售風險（Caballeroand Simsek，2009）等.這些新型風險不僅使得危機觸發(fā)概率有所提升，也使得金融危機的不利影響與傳導機制呈現(xiàn)出加速和放大的效果，從而為美國爆發(fā)金融危機埋下了伏筆.此次金融危機的發(fā)生、發(fā)展，金融泡沫的破裂，金融服務業(yè)大幅縮水，深刻的揭示了虛擬經(jīng)濟不能脫離實體經(jīng)濟而獨自發(fā)展，這給世界各國提供了深刻的教訓.

然而，中國與美國等西方國家存在根本不同，美國是金融創(chuàng)新過度，而中國是金融創(chuàng)新不足，金融創(chuàng)新產(chǎn)品相對單一，結構與功能不完善，金融衍生產(chǎn)品市場的發(fā)展遠遠落后于西方發(fā)達國家.隨著我國經(jīng)濟體制改革的不斷深化，尤其是加入WTO后金融開放進入規(guī)范化、程序化時期，開放進程大大加快，我國金融業(yè)對金融創(chuàng)新的重視和參與程度越來越高，金融創(chuàng)新進入了一個發(fā)展高潮期.我國如何抓住此次契機全面提升經(jīng)濟實力，成為我國當前面臨的現(xiàn)實難題.

產(chǎn)業(yè)結構調整是我國“十二五”時期重要任務之一.調整產(chǎn)業(yè)結構既是實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式轉變、增強可持續(xù)發(fā)展能力的重要手段和途徑，也是拓展發(fā)展空間、提升持續(xù)發(fā)展水平的戰(zhàn)略重點.[4]因此，以發(fā)展實體經(jīng)濟為依托，深化金融創(chuàng)新，實現(xiàn)金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟有機結合成為理論研究重點關注的課題.目前，國內外關于金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整之間的關系進行專題研究的文獻較少，大多集中于探討金融創(chuàng)新與金融發(fā)展之間關系；金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構之間的關系，以及金融創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間的關系.正是基于此，本文將以1992-2011年的金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整數(shù)據(jù)作為研究對象，試圖通過實證研究來探尋金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整之間的關系，為加快金融創(chuàng)新促進實體經(jīng)濟發(fā)展提供可借鑒的思路與方法.

1 研究設計

1.1 研究方法

本文將采用向量自回歸模型（VAR）對金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整之間的關系進行分析.向量自回歸模型（VAR）是由西姆斯（C.A.Sims，1980）提出的，是處理多個相關經(jīng)濟指標的分析與預測最常用、最容易操作的模型之一.該模型克服了傳統(tǒng)計量經(jīng)濟方法以經(jīng)濟理論為基礎描述變量關系的缺陷，基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質建立模型，而且還可以對經(jīng)濟變量進行因果檢驗、方差分析等.本文將構建VAR模型，并通過Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗等說明金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整之間的關系.

1.2 指標選取及數(shù)據(jù)來源

從動態(tài)角度來看，產(chǎn)業(yè)結構調整包括產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高度化兩個維度.因此，本文將從這兩個方面對產(chǎn)業(yè)結構調整進行衡量.產(chǎn)業(yè)結構合理化主要是產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調能力及關聯(lián)水平的提升.綜合考慮實際情況，借鑒干春暉（2011）[5]的研究，將選取泰爾指數(shù)（TL）作為產(chǎn)業(yè)結構合理化的衡量指標.其計算公式如下：

其中：Y代表產(chǎn)值，L代表就業(yè)人數(shù)，i代表第i個產(chǎn)業(yè)，n代表產(chǎn)業(yè)部門數(shù).當經(jīng)濟處于均衡狀態(tài)下，TL=0.若泰爾指數(shù)不為0，就意味著該時期產(chǎn)業(yè)結構偏離均衡狀態(tài)，產(chǎn)業(yè)結構處于不合理的狀態(tài).

產(chǎn)業(yè)結構高度化是指產(chǎn)業(yè)結構從低水平狀態(tài)向高水平狀態(tài)的發(fā)展，是對產(chǎn)業(yè)結構升級的衡量.本文將采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比（TS）作為產(chǎn)業(yè)結構高度化的度量.當TS值處于上升趨勢時，表明該時期產(chǎn)業(yè)結構在不斷升級，經(jīng)濟向著服務業(yè)的方向發(fā)展.

關于金融創(chuàng)新程度的衡量，從國內外相關研究來看，不同的學者根據(jù)研究情況建立了不同的金融創(chuàng)新評價指標.Patricio Arrau（1995）在《發(fā)展中國家的貨幣需求：評估金融創(chuàng)新的作用》文中，采用M2/M1指標表示金融創(chuàng)新過程中貨幣總量被替代的貨幣資產(chǎn)比例.[6]董玉玲（2008）認為金融創(chuàng)新可以衡量，在Patricio Arrau基礎上進行了改進，即貨幣總量（M2M1）與單位活期存款（M1M0）的比例（其中準貨幣是包括了單位定期存款、居民儲蓄存款和證券公司客戶保證金等各項存款的總額）.[7]本文根據(jù)金融資產(chǎn)的特點（金融資產(chǎn)分為交易性金融資產(chǎn)和投資性金融資產(chǎn)），考慮到我國的實際情況，將選取金融創(chuàng)新度作為金融創(chuàng)新的衡量指標：金融創(chuàng)新度=（金融資產(chǎn)總量 交易性金融資產(chǎn)數(shù)量）÷金融資產(chǎn)總量

其中：交易性金融資產(chǎn)是那些可以用于直接支付的金融資產(chǎn)，根據(jù)貨幣層次的劃分，可以近似看成狹義貨幣

M1.投資性金融資產(chǎn)的流動性差，但具有到期獲得收益的特性的金融資產(chǎn)，主要包括準貨幣（M2）、股票流通市值、債券余額及保費收入.

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文數(shù)據(jù)選取1992-2011年為研究對象.所選數(shù)據(jù)均來自于相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》以及《中國經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》.其中，產(chǎn)業(yè)結構合理化（TL）和產(chǎn)業(yè)結構高度化（TS）變量的統(tǒng)計值見圖1.

由圖1可以看出，TL值自90年代初期出現(xiàn)下降趨勢后，在1996年后又開始上升，說明產(chǎn)業(yè)結構調整偏離合理化；到2004年之后又出現(xiàn)下降趨勢，說明我國產(chǎn)業(yè)結構又逐漸趨向合理化；同樣，TS值自90年代初期出現(xiàn)下降趨勢后，在1996年后又開始上升，說明產(chǎn)業(yè)結構在不斷升級；到2002年，TS值出現(xiàn)回落，說明第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展步伐減緩；金融危機之后，產(chǎn)業(yè)結構升級處于不斷調整的狀態(tài).

2 金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整的計量分析

2.1 變量平穩(wěn)性檢驗——ADF檢驗

為了避免時間序列的非平穩(wěn)性引起虛假回歸的問題，首先對各時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗.本文將采用Eviews中增廣Dickey-FuHer（ADF）法分別對金融創(chuàng)新度（FIN）、產(chǎn)業(yè)結構合理化（TL）、產(chǎn)業(yè)結構高度化（TS）進行單位根檢驗,檢驗結果如表1所示.

由表1可知，F(xiàn)LN、TL、TS的水平值在3個顯著水平下均接受原假設，而其一階差分則分別在10%、5%、1%的顯著水平上拒絕了原假設，因此它們是一階單整的，滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件，它們之間可能存在協(xié)整關系.

2.2 協(xié)整關系檢驗

本文運用SPSS對TS與TL兩個指標進行相關性檢驗（見表2）發(fā)現(xiàn)，sig.(2-tailed)的結果遠大于0.1，說明TS與TL是不相關的.因此，實證分析時將不考慮兩變量之間的交叉聯(lián)系.

1）VAR模型滯后期的選擇

對于滯后長度的選取，一般希望滯后數(shù)足夠大以便能夠較好的反映所構造模型的動態(tài)特征.但是滯后數(shù)越大，模型中待估計的參數(shù)也越多，模型的自由度也越小（見表3）.根據(jù)AIC和SC準則額要求，應當建立滯后期為2的VAR模型，即VAR（2）模型.

2）VAR模型穩(wěn)定性判斷

VAR模型的穩(wěn)定性要求全部特征根都在單位圓以內，由圖2可以看出，VAR（2）模型是一個穩(wěn)定的系統(tǒng)，可以用來分析金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高度化的長期關系.

表1 各變量ADF檢驗結果Tab.1 The variable ADF test results

表2 與指標相關性檢驗Tab.2 TSand TL index correlation test

表3 VAR模型滯后期Tab.3 The lag period of VARmodel

圖2 VAR（2）模型特征根圖Fig.2 VAR (2)modelcharacteristic rootgraph

3）Johansen協(xié)整檢驗

本文采用Johansen協(xié)整檢驗對金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構合理化關系進行檢驗，結果見表4.跡檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，存在唯一的協(xié)整關系.在僅有的一個協(xié)整關系的假定下，Johansen方法估計出的并經(jīng)過標準化后的協(xié)整向量為（1,1.809 869）.金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構合理化之間存在著長期協(xié)整方程具體形式如下：

從中可以看出，金融創(chuàng)新度（FIN）與泰爾指數(shù)（TL）存在反向關系，金融創(chuàng)新度（FIN）與產(chǎn)業(yè)結構高度化（TS）存在正向關系，也就是說金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高度化存在正向促進的關系.

表4 Johansen協(xié)整檢驗Tab.4 Johansen cointegration test

2.3 Granger因果檢驗

為了進一步驗證金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整之間的因果關系，本文對金融創(chuàng)新度（FIN）與產(chǎn)業(yè)結構合理化（TL）、產(chǎn)業(yè)結構高度化（TS）做Granger因果檢驗.

由表5檢驗結果可知，在10%的顯著水平下，產(chǎn)業(yè)結構合理化是金融創(chuàng)新度提高的格蘭杰成因，金融創(chuàng)新不是產(chǎn)業(yè)結構合理化的格蘭杰成因.這說明，我國產(chǎn)業(yè)結構的合理化有利于進一步推動金融創(chuàng)新，然而，金融創(chuàng)新度的提升并沒有促進產(chǎn)業(yè)結構進一步合理化；在1%的顯著水平下，產(chǎn)業(yè)結構高度化不是金融創(chuàng)新度提高的格蘭杰成因，金融創(chuàng)新度是產(chǎn)業(yè)結構高度化的格蘭杰成因.這表明金融創(chuàng)新度的提升促進了服務業(yè)的發(fā)展，然而產(chǎn)業(yè)結構高度化并沒有引起金融創(chuàng)新度的進一步提升.這表明，目前我國金融創(chuàng)新效率是低效的，僅僅在一定程度上影響了我國產(chǎn)業(yè)結構中第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，還沒有在實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高度化的同時，促使產(chǎn)業(yè)結構向著更加合理的方向發(fā)展.這同時也反映出，我國金融體系市場意識薄弱，金融創(chuàng)新并沒有滿足企業(yè)發(fā)展多方面的資金需求，從而導致金融與產(chǎn)業(yè)發(fā)展不協(xié)調.

表5 FIN與TS、TL的Granger因果檢驗（滯后期為2）Tab.5 The Granger causality testof FIN and TS,TL (lag period is2)

3 政策建議

當前，中國經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)進入創(chuàng)新驅動階段，金融在創(chuàng)新體系中擔當著關鍵性角色，具有樞紐、杠桿和帶動作用.以發(fā)展實體經(jīng)濟為依托，深化金融創(chuàng)新，實現(xiàn)金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟相結合，對經(jīng)濟運行的效率和穩(wěn)定性的影響具有毋庸置疑的重要性.本文采用Eviews6.0，選取1992-2011年的相關數(shù)據(jù)對金融創(chuàng)新度與產(chǎn)業(yè)結構調整之間的關系進行實證分析.Johansen協(xié)整檢驗結果表明，金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整（產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高度化）之間存在著長期均衡關系.然而，Granger因果檢驗結果表明：金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整（產(chǎn)業(yè)結構合理化、產(chǎn)業(yè)結構高度化）之間并不存在雙向因果關系.為了保證金融創(chuàng)新的發(fā)展以實體經(jīng)濟為依托，防止過度發(fā)展引起虛擬經(jīng)濟波動異常，實現(xiàn)金融創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構調整相協(xié)調，從而保持經(jīng)濟平穩(wěn)、健康、持續(xù)的發(fā)展，現(xiàn)給出如下建議：

一是加強金融產(chǎn)品創(chuàng)新，活躍金融市場，促進產(chǎn)業(yè)結構升級.隨著經(jīng)濟的發(fā)展，企業(yè)外部融資需求、政府市場籌資需求以及居民投資需求等不斷在增加，參與金融市場的意識越來越強，因此金融市場應該增加金融創(chuàng)新產(chǎn)品的種類，提高金融創(chuàng)新產(chǎn)品的性能與質量.加強金融產(chǎn)品創(chuàng)新，一方面可以通過分散投融資風險，大力推進基礎設施、基礎產(chǎn)業(yè)建設及高風險、高收益的新興產(chǎn)業(yè)；另一方面通過增加個人投資者及機構投資者的收入，提高其消費能力及水平.

二是加強金融市場創(chuàng)新，拓寬產(chǎn)業(yè)升級融資渠道.隨著經(jīng)濟的發(fā)展，以銀行為主的間接融資方式已不能滿足企業(yè)發(fā)展的需求，金融資產(chǎn)的多樣化、金融服務需求多元化推動資本市場的產(chǎn)生與發(fā)展.資本市場的發(fā)展可以使資金流向新興產(chǎn)業(yè)部門和經(jīng)營效益較好的企業(yè)，實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，從而促進產(chǎn)業(yè)結構調整.因此，應當加強金融市場創(chuàng)新，不斷完善創(chuàng)業(yè)板市場、發(fā)展場外交易市場、產(chǎn)權交易市場等，組建多層次的資本市場體系，從而滿足不同層次產(chǎn)業(yè)結構調整的需求.

三是加強金融制度創(chuàng)新，增強金融創(chuàng)新能力.金融制度創(chuàng)新包括金融組織制度與金融監(jiān)管制度的創(chuàng)新.金融制度創(chuàng)新過程中，應當與國際金融制度相協(xié)調，在吸納國外金融制度創(chuàng)新優(yōu)點的同時，應當更加注重我國經(jīng)濟發(fā)展的特點，讓金融創(chuàng)新成為真正成為我國經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構調整的內在動力，從而實現(xiàn)我國經(jīng)濟持續(xù)、健康發(fā)展.

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