金融創新、金融效率與區域產業結構升級互動關系分析—基于山東省1999-2013年的數據

■ 李 萍 教授（濰坊學院經濟管理學院 山東濰坊 261000）

金融創新能增強金融系統的基本功能，促進加快儲蓄向投資的轉換，提高資金配置效率；產業結構升級則是測量區域經濟增長方式由粗放型向集約型轉變的一項重要指標，金融創新與區域產業結構升級之間的因果關系直接決定了地方政府的政策取向。山東是制造業大省，但第三產業的發展長期落后于先進省市。以發展實體經濟為依托，深化金融改革，推動金融創新，實現金融創新與區域經濟的互動促進是山東省金融業改革發展的重要目標。然而是以金融創新為抓手推動產業結構升級，還是通過促進產業結構升級來達到金融創新，亦或是二者互動發展，這需要有經驗證據做支撐。

金融創新測量指標的確定

由于金融創新具有多維度性，很多文獻釆用了綜合評價方法，把能夠反映金融創新性指標的各項經濟指標納入到整個體系來考量，例如，喻平、李敏（2007）；陳晶瑩（2008）；朱爾茜（2013）等。也有文獻采用單一指標測量金融創新水平的，如董玉玲、楊曉光（2008）；劉亞琳（2009）；李媛媛、金輝（2013）等。

考慮到綜合評價方法測算偏重于金融創新的環境及發展能力的測量，單一指標側重反應金融創新的當期水平，所以本文采用單一指標。由于地區金融市場創新活躍度越高，傳統的以貸款為主的銀行業增加值在金融業增加總值中的比重會下降，而其他各類金融業態以及業務對金融業增加值的貢獻作用會擴大，又由于金融創新會帶來金融業內部效率的提高，因此金融業增加值增長率會高于貸款的增長率，二者之比能夠較好地反應地區金融創新活動的結果，該指標越高，表明金融創新度越高。

產業結構升級測量指標的確定

關于產業結構升級的衡量，歸納起來主要有五種方法。一是以第一產業從業人員數占比或第一產業GDP占比的變動來表示產業結構的變動，該指標值越小，說明產業結構高級化的程度越快；二是采用第二產業GDP占比指標；三是產業結構層次系數，即按三次產業的層次高低依次賦權，再對三次產值的比重進行加權求和；四是產業結構升級系數，即非農產業GDP占比乘以第三產業GDP與第二產業GDP的比值；五是產業結構變化系數，即用各產業GDP占比乘以各產業GDP的增長率，然后加總。

上述各測量指標本身有其合理性，但也都其片面性。本文采用產業結構層次系數指標，因為該指標考慮了不同產業的權重，更符合克拉克的產業升級理論。參照已有研究成果，按三次產業由低到高依次賦權值1，2，3，再對三次產值的比重進行加權求和。

金融效率測量指標的確定

金融效率是指金融部門的投入與產出，反映了金融部門對經濟增長的貢獻之間的關系。王志強、孫剛（2003）采用金融機構存款余額與貸款余額之比來衡量金融發展效率；周國富、胡慧敏（2007）認為金融效率就是一國金融資源的配置狀態，包括微觀和宏觀金融效率，以此為基礎構建了金融效率評價指標體系；劉建軍（2013）則采用第二產業增加值與其投資的增量變動關系來測量資金配置效率等。

目前，金融機構主體以銀行為主，而貸款是銀行金融機構支持經濟發展的最基本的手段，貸款的結構與額度反映了金融扶持經濟發展的方向，貸款對地方經濟促進作用的大小體現了金融宏觀配置效率的高低。貸款與GDP的比值反映了金融與地方經濟的聯系程度，鑒于此，本文采用貸款與GDP的比值這一指標代表金融資源的配置效率。

金融創新、金融效率與產業結構升級的實證分析

（一）數據說明

所有數據均來自歷年山東統計年鑒。由于對原始變量取自然對數可以減少可能存在的異方差現象而不影響變量間的關系，在此對原始變量取對數，分別記為：LNCXD、LNXL與LNCYJG。計量分析采用Eviews6.0。

表1 變量的單位根檢驗結果

（二）金融創新、金融效率與產業結構升級的變動趨勢

通過繪制的金融創新度變化趨勢圖可以看出，金融創新度曲線整體表現出波動上升的趨勢，說明山東省的金融創新水平盡管不斷波動，但總體上還是表現出了上升的態勢，但2010年以來有下降的勢頭；金融效率趨勢圖則顯示了山東省的金融效率基本在0.6和0.8之間水平波動發展，說明近年來山東省的金融效率并沒有明顯的提高；產業結構層次系數趨勢圖顯示了穩步上升的態勢，反映了山東省的產業結構優化取得了較好的成績。

（三）序列平穩性檢驗

運用ADF法對變量序列進行平穩性檢驗，結果如表1所示。結果表明：在5%的顯著性水平下，序列LNXL、LNCXD與LNCYJG的ADF統計量均大于臨界值，說明三個序列都存在單位根，都是不平穩的，但一階差分后都變成了平穩序列，因此序列LNXL、LNCXD與LNCYJG均是非平穩的1階單整序列，滿足進一步協整分析的條件。

（四）協整關系檢驗

采用JJ檢驗法進行協整關系檢驗。首先確定無約束VAR模型，然后根據AIC和SC最小來確定最優滯后期M，則M-1便是JJ檢驗法的協整檢驗的滯后期，在確定變量序列特征后，協整檢驗結果如表2所示。

表2的跡檢驗結果表明：在5%的顯著性水平下，變量間不存在協整方程的假設被拒絕，即變量間至少存在1個協整方程。因此，變量LNCXD、LNCYJG、LNXL之間存在協整關系，得到最大似然值下的協整方程如下：

觀察計算結果，D(LNCXD)、D(LNCYJG)、D(LNXL)的調整系數分別依次為19.39090、-0.145976、-1.025579，滿足至少一個為負值的條件，說明偏離非均衡誤差會得到修正，協整關系有效。因此，LNCYJG與LNCXD之間存在正的長期均衡關系，LNCYJG與LNXL之間存在負的長期均衡關系。

（五）格蘭杰因果關系檢驗

協整關系檢驗能夠判斷變量間是否存在長期均衡關系及這種關系的方向，但變量間因果關系的確定則需要借助格蘭杰因果關系檢驗來完成。檢驗結果如表3所示。

滯后2期的格蘭杰因果關系檢驗結果表明：在5%的顯著性水平下，DLNCXD不是DLNCYJG的格蘭杰原因這個命題被拒絕，即DLNCXD是DLNCYJG變動的格蘭杰原因；反過來，DLNCYJG不是DLNCXD變動的格蘭杰原因這一命題被接受，因此DLNCYJG不是DLNCXD變動的格蘭杰原因。這表明金融創新度的提高是產業結構升級的格蘭杰原因，而產業結構升級帶動金融創新度的提高并沒有得到經驗證據的支持。同理，根據P值可以判斷，DLNCYJG與DLNXL以及DLNCXD與DLNXL之間不存在格蘭杰因果關系，即沒有經驗證據支持產業結構升級與金融效率以及金融創新度與金融效率之間存在格蘭杰因果關系。

結論與政策建議

山東省的金融創新度總體處于波動上升的通道，產業結構的優化也取得了較好的成績，但是金融效率則沒有明顯的提高。盡管山東省的金融創新度總體是提高的，但相對緩慢的提升速度，頻繁的波動變化以及近幾年的下降勢頭都說明金融創新動力不足。金融效率大體介于0.6至0.8之間的水平說明了金融業與地方經濟之間保持了一定的聯系，金融企業通過發放貸款為地方經濟的發展做出了貢獻；但金融效率的頻繁波動也反映出金融業與地方經濟發展的這種聯系具有不穩定性。

金融效率與產業結構升級之間盡管存在反向長期協整關系，但不存在格蘭杰因果關系，這說明金融效率的提高并不是阻礙產業結構升級的原因，這是符合經濟發展規律的。但是，金融效率與產業結構升級之間不存在格蘭杰因果關系的經驗證據也反映出金融效率在產業結構升級中并沒有發揮應有的促進作用。

金融創新度與產業結構升級之間不僅存在正向的協整關系，而且金融創新度的提高還是產業結構升級變動的格蘭杰原因，這說明山東省金融創新度的提高推動了產業結構的升級。但是，協整方程中的協整系數僅為0.038088，表明金融創新對于產業結構升級的促進作用并不強。

經驗證據表明金融創新度的提高是產業結構升級變動的格蘭杰原因，反之，沒有經驗證據表明產業結構升級變動是金融創新度提高的格蘭杰原因。因此，在地方經濟發展中，應該優先考慮推動金融創新，將金融創新作為推動地區產業結構升級的一個重要抓手，通過金融創新間接促進產業結構升級。

表2 無約束協整檢驗（跡檢驗法）

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

山東省政府要認真研究地區產業發展對于金融創新提出的新需求，圍繞金融服務地方經濟這一核心任務，通過優先推動金融創新，為產業結構不斷升級提供動力。要加大抵押擔保貸款創新以及貸款產品創新，通過信貸創新，充分發揮銀行金融機構服務經濟的媒介職能；要加強資本市場創新，發揮多層次資本市場的融資職能；加強科技金融，鼓勵新金融業態的發展。

中韓自貿區的成立、藍黃兩大國家戰略經濟區的建設以及上海自貿區的大力金融改革，為山東省金融改革創新提供了良好機遇和示范。今后，山東省金融主管部門要解放思想，大膽嘗試，不斷優化金融創新要素，在市場開放、制度創新、人才吸引、市場秩序等方面實施突破，培育金融產業的國際競爭力，使金融創新成為推動產業結構持續升級源源不斷的動力。

1.陳晶瑩.區域金融創新體系研究[J].改革與戰略，2008（11）

2.劉亞琳.金融創新與經濟增長的互動機理及其實證研究[J].金融經濟，2009（12）

3.喻平，李敏.金融創新能力的評價研究[J].當代經濟管理，2007（6）

4.周國富，胡慧敏.金融效率評價指標體系研究[J].金融理論與實踐，2007（8）

5.劉建軍.天津濱海新區金融改革創新能力評價研究[J].華北金融，2013（1）