蘇州工業(yè)園區(qū)金融發(fā)展與服務業(yè)增長的實證研究

李鵬舉 田振勇

摘要：金融發(fā)展與服務業(yè)增長之間的關系是當前產業(yè)結構優(yōu)化升級時期的研究熱點。以1994～2011年蘇州工業(yè)園區(qū)的金融和服務業(yè)數據，運用平穩(wěn)性檢驗、協整理論和Granger因果檢驗進行實證分析。研究結果表明：蘇州工業(yè)園區(qū)的金融發(fā)展與服務業(yè)增長之間存在著長期的均衡關系，而且金融業(yè)的良好發(fā)展將有效地推動服務業(yè)的增長。文章認為通過加強金融設施建設和改善金融業(yè)發(fā)展環(huán)境可以服務業(yè)的快速發(fā)展，以實現地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化升級。

關鍵詞：蘇州工業(yè)園區(qū)；金融發(fā)展；服務業(yè)增長；協整分析

一、引言

1912年德國經濟學家Schumpeter發(fā)表了《經濟發(fā)展理論》一文，認為一個功能完善、運營良好的銀行管理體系可以有效幫助具有創(chuàng)新性和市場開拓力的企業(yè)家進行變革創(chuàng)新，從而推動科學技術進步和社會發(fā)展。1969年美國經濟學家愛德華﹒肖（Shaw）和1973年羅納德·麥金農（Mckinnon）分別提出了“金融深化（Financial Deepening）”和“金融抑制（Financial Repression）”的金融發(fā)展理論，從此奠定了金融發(fā)展的理論基礎。隨后與之相關的金融發(fā)展與經濟增長、產業(yè)結構的關系，就成為學術界關注的焦點。如Levine（1997）認為資本積累和技術創(chuàng)新是影響經濟增長和產業(yè)結構優(yōu)化的主要因素。Aghion等（2005）在分析71個國家的金融發(fā)展和產出水平關系的基礎上，認為金融體系的構建對經濟發(fā)展產生重要影響。隨著理論研究的不斷深入，研究者不僅對金融發(fā)展和經濟增長之間的關系進行分析，還對金融發(fā)展在經濟結構調整中的地位和作用也日益關注。

國內關于金融發(fā)展與經濟增長的研究多為實證研究。談儒勇（1999）、曹嘯（2002）均認為我國金融發(fā)展對經濟增長的推動作用，陳軍等（2002）從供給和需求兩個角度分析金融發(fā)展與經濟增長之間的互動關系。康繼軍等（2005）運用VECM模型和Granger因果檢驗說明長期內金融中介和股市發(fā)展促進經濟增長，但短期內金融發(fā)展不是經濟增長的Granger因果關系。云航（2006）建立了金融發(fā)展與金融增長之間的內生經濟增長模型，通過引入金融變量和金融市場要素驗證了我國金融發(fā)展與經濟增長之間的關聯性。毛定祥（2006）分析了金融發(fā)展對二、三產業(yè)的影響，認為金融結構變化與產業(yè)結構變化存在長期均衡關系。陳聰（2008）運用格蘭杰因果檢驗法和Cobb-Douglas生產函數對我國金融發(fā)展與產業(yè)結構升級之間的關系進行定量分析的基礎上，結合我國實際情況，提出通過優(yōu)化金融結構促進產業(yè)結構升級的策略。周曉艷等（2015）基于中國30個省份27個工業(yè)行業(yè)面板數據，借助Wurgler（2000）的估算資本配置效率模型，研究發(fā)現我國產業(yè)結構轉型升級并未提高地區(qū)的資本配置效率，信貸市場并未起到促進產業(yè)結構轉型升級的作用，金融發(fā)展的滯后對我國產業(yè)結構轉型升級造成了障礙性效應。

國內外學者對金融發(fā)展與經濟增長的研究甚多，但對金融發(fā)展與產業(yè)結構優(yōu)化升級之間的關系的研究較少。鑒于此，本文以中國新加坡國際合作示范區(qū)--蘇州工業(yè)園區(qū)（簡稱SIP）為研究對象，分析了基于1994～2011年的年度數據分析了金融發(fā)展對經濟結構的影響，并采用格蘭杰因果檢驗、協整分析法，對金融發(fā)展與服務業(yè)發(fā)展之間的相關性進行檢驗。

二、指標選取

（一）金融發(fā)展指標

世界各國擁有不同的金融體系，發(fā)達國家的金融體系對經濟發(fā)展有顯著的刺激作用。而發(fā)展中國家，金融市場對經濟增長的效應是并不明顯，我國屬于以金融中介為主導的金融結構，尤其是股票市場起步較晚發(fā)展還不完善且受政策影響較大，對經濟增長及產業(yè)結構優(yōu)化的影響較弱，而金融中介水平的發(fā)展在我國具有明顯的市場效應。因此本文將從金融中介發(fā)展水平這一方向選取指標。

美國著名經濟學家Goldsmith（1969） 提出了衡量金融發(fā)展指標的金融中介方法，是一國或地區(qū)金融資產總值與國民財富價值之比，即金融相關比率（Financial Intervnational Ratio）。同時，金融相關比率反映了金融結構與經濟結構在規(guī)模上的變動關系，是衡量金融發(fā)展的一個重要標志。其金融資產價值主要表現為準貨幣（Quasi-Money，DM）和國內信貸（Domestic Credit，DC），因此金融相關比率記為FIR=（DM+ DC）/GDP。

（二）服務業(yè)發(fā)展指標

1935年新西蘭經濟學家費歇爾創(chuàng)立了三次產業(yè)劃分法，且發(fā)展中國家構優(yōu)化升級的主要方式表現為第二、三產業(yè)產值比重不斷增加，同樣，而蘇州工業(yè)園區(qū)的產業(yè)結構變化主要體現在第三產業(yè)（即服務業(yè)）產值不斷提高。因此本文采用服務業(yè)產值占GDP的比重（Service Industry to GDP）作為經濟結構指標，記為SG。

從圖1可以看出，蘇州工業(yè)園區(qū)服務業(yè)比率SG變化比較平穩(wěn)，而金融相關比率保持較大的變化幅度，且有明顯的上升趨勢。

本文采用Eviews7.2軟件對1994～2011 年年度樣本數據的進行研究分析，數據來源于蘇州工業(yè)園區(qū)統計信息網。

三、實證分析

（一） 數據處理

為了消除原始變量的異方差影響，首先對所有變量進行對數化處理，即金融發(fā)展指標FIR和經濟結構指標EC分別取對數的形式，生產新的指標序列l(wèi)nfir和lnec。

（二）平穩(wěn)性檢驗

在檢驗金融發(fā)展與經濟結構的協整性之前，先用單位根檢驗方法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。本文采用ADF檢驗法，檢驗結果如表1所示。

從表1可以看出，lnSG和lnFIR均為非平穩(wěn)序列，且具有時間趨勢。經對lnSG和lnFIR取一階差分后拒絕了原單位根的假設，表明差分變量是平穩(wěn)的。

（三）協整分析

由單位根檢驗結果，lnSG和lnFIR均為非平穩(wěn)序列，除了對原序列變量差分處理外，還可以進行協整分析。在對多個同階變量做協整分析時，一般采用Johansen協整檢驗法。檢驗結果如表2所示。

從表2結果可以看出，在原假設沒有協整關系的情形下，跡統計量為23.48478，遠大于臨界值15.49471且概率P值為0.0025，可以拒絕原假設，認為至少存在一個協整關系。而在原假設最多有一個協整關系的情形下，跡統計量為0.837815，小于臨界值3.841466且概率P值為0.36，接受原假設，認為至多存在一個協整關系。所以EC與FIR之間有且只有一個協整關系，對應的長期方程為：

lnSG=0.723247 lnFIR

通過協整關系式，可以得到EC與FIR是正相關的均衡關系。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

從表3檢驗結果來看，服務業(yè)比率（SG）和金融相關率（FIR）之間存在單向的因果關系。即金融相關率是產業(yè)結構升級下服務業(yè)增長的格蘭杰因。

四、結論

采用協整分析及格蘭杰因果檢驗等經濟計量分析方法對蘇州工業(yè)園區(qū)1994～2011年的金融業(yè)和服務業(yè)發(fā)展數據進行實證分析，可以得出以下結論：金融規(guī)模的增長對服務業(yè)的變化產生直接的影響，從而改善金融相關率有利于產業(yè)結構升級。而金融的發(fā)展在很大程度上受到產業(yè)結構調整的影響，但問題是服務業(yè)增長不是促進金融發(fā)展的原因。因此金融發(fā)展要能促使服務業(yè)快速有效的增長，必須逐步推進金融體系的市場化改革，促使提高資源有效配置，在產業(yè)結構調整中發(fā)揮更加主動和深入的作用。

總之，金融服務于地方經濟，金融在蘇州工業(yè)園區(qū)產業(yè)轉型升級過程中起到巨大的推動作用，因此服務業(yè)發(fā)展的好壞直接受制于金融的發(fā)展。金融作為蘇州工業(yè)園區(qū)重點推行產業(yè)轉型下的重要關鍵點，這與蘇州工業(yè)園區(qū)正在實施的金融翻番行動計劃是吻合的。

參考文獻：

[1]Schumpeter J. The Theory of Economic Development[M]. Cambridge， Massachusetts， （In German： Theorie der wirtsc

haftlichen Entwicklung， Leipzig），1912.

[2]Edward Shaw. Financial Deepening in Economic Development[M].New York. Oxford University Press，1969.

[3]Ronald I McKinnon. Mon

ey and Capital in Economic Devel

opment[M]. Was

hington，DC.The Brookings Institution， 1973.

[4]Levine R

oss. Financial Dev

elopment and Economic Growth： Views and Agenda[J].Journal of Economic Literature，1997（06）.

[5]Aghion P， Howitt P and Mayer-Foulkes D. The Effect of Financial Development on Convergence： Theory and Evidence[J].Quarterly Journal of Economic， 2005，120（01）.

[6]談儒勇.中國金融發(fā)展和經濟增長關系的實證研究[J].經濟研究，1999（10）.

[7]曹嘯，吳軍.我國金融發(fā)展與經濟增長關系的格蘭杰檢驗與特征分析[J].財貿經濟，2002（05）.

[8]陳軍，王亞杰.我國金融發(fā)展與經濟增長互動關系分析[J].中國軟科學，2002（08）.

[9]韓廷春.金融發(fā)展與經濟增長：理論、實證與政策[M].清華大學出版社，2002.

[10]康繼軍，張宗益，傅蘊英.金融發(fā)展與經濟增長之因果關系——中國、日本和韓國的經驗[J].金融研究，2005（10）.

[11]云航.金融發(fā)展與經濟增長內在關聯與影響的經濟計量分析[D].吉林大學，2006.

[12]毛定祥.中國金融結構與產業(yè)結構經濟結構關系的實證研究[J].運籌與管理，2006（05）.

[13]陳聰.我國金融發(fā)展與產業(yè)結構升級的關系研究[J].統計與決策，2008（09）.

[14]周曉艷，高萌，賀文慧.金融發(fā)展、產業(yè)結構和地區(qū)資本配置效率[J].中央財經大學學報，2015（05）.

[15]Raymond W Goldsmith， Financial Structure and Development[M].Yale University Press，1969.

[16]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模：EVIEWS應用及實例[M].清華大學出版社，2006.

[17]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M]. 高等教育出版社，2010.

*基金項目：江蘇省高校哲學社會科學研究基金指導項目（2014SJD607）；蘇州市軟科學研究項目（2014JX54）。

（作者單位：李鵬舉，蘇州工業(yè)園區(qū)服務外包職業(yè)學院；田振勇，桐柏縣實驗高中）