甘南州信貸、投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系研究

【摘要】隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，金融信貸資源對經(jīng)濟(jì)的影響日益加深。當(dāng)前，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型調(diào)整過程中，黨中央、國務(wù)院提出“去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補(bǔ)短板”的重大任務(wù)背景下，如何更加有效地利用金融資源，支持經(jīng)濟(jì)更好更快發(fā)展，是最現(xiàn)實(shí)的重大問題。由于甘南州屬于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展一第一產(chǎn)業(yè)為主，故本文基于近十年金融信貸資金、涉農(nóng)貸款以及固定資產(chǎn)投資增長情況，試圖從面板模型思路，解釋上述投入對甘南州三大產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的邏輯關(guān)系和作用，為金融支持經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和發(fā)展提供參考，并提出對策建議。

【關(guān)鍵詞】信貸 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟(jì)增長 面板模型 相關(guān)性

金融是經(jīng)濟(jì)的核心，一個國家、地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，離不開金融。金融在助力經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，主要通過信貸資源支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展，一方面，通過不斷增加信貸總量，支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展，另一方面，通過運(yùn)用利率、存款準(zhǔn)備金、專項信貸政策、SLF等貨幣政策工具和信貸調(diào)控手段，優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，在保持總量、優(yōu)化增量上下功夫，將有限的信貸資源運(yùn)用到最需要的領(lǐng)域中，突出支持重點(diǎn)，為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級發(fā)揮積極作用。

近年來，甘南州金融部門通過增加信貸總量、優(yōu)化信貸增量，通過各種方式，積極利用信貸資金，積極支持地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，各項貸款快速增長，貸存比不斷加大，在支持地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到了較為顯著的作用。但是，金融部門的努力下，信貸資源利用效率到底如何？信貸總量的快速大幅增長，對全州經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和跨越式發(fā)展作用如何？截至目前，尚無深入研究，缺乏定量分析研究。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)下行壓力加大、“去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補(bǔ)短板”以及精準(zhǔn)扶貧的重大任務(wù)面前，對信貸資源的利用效果進(jìn)行深入分析，從而為今后信貸資源的管理和運(yùn)用提出對策建議，是本文研究的目的。

為深入論證金融在支持地方經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型及發(fā)展過程中的作用，為今后金融工作提供思路，本文基于甘南州2006～2015年的年度面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用時間序列分析，定量研究信貸增量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并提出政策建議。

一、模型設(shè)定與變量說明

本文選取甘南州2006年～2015年年度貸款總量、涉農(nóng)貸款總量、固定資產(chǎn)投資作為解釋變量，選取相應(yīng)年度GDP總量和第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值數(shù)據(jù)作為被解釋變量。通過EViews數(shù)據(jù)描述結(jié)果如下：

表1 主要變量描述性統(tǒng)計量

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注：數(shù)據(jù)來源于《甘南州金融機(jī)構(gòu)貨幣信貸統(tǒng)計月報（2013， 2014，2015）》；《數(shù)說甘南60年》；《甘南州統(tǒng)計快報（2014）》。

二、數(shù)據(jù)檢驗與數(shù)據(jù)相關(guān)性分析

為確保估計有效性和數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，防止偽回歸和虛假回歸，本文在回歸分析前，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗、相關(guān)性分析，和協(xié)整檢驗。

（一）單位根檢驗

在對所有變量（解釋變量和被解釋變量）進(jìn)行單位根Level原值檢驗結(jié)果表明，Levin，Lin & Chu t*的P值為1，大于最大P值0.05，存在單位根，未通過檢驗。為此，進(jìn)行一階分差“1st difference”進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果表明，P值為0.0175，小于P值0.05，不存在單位根，通過檢驗，避免了偽回歸或虛假回歸。

表2 Level原值和1st difference方法下的單位根檢驗結(jié)果

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（二）相關(guān)性分析

解釋變量與被解釋變量數(shù)據(jù)之間存在相關(guān)性是本文論證的前提。著重分析解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)性，而忽略若干解釋變量內(nèi)部相關(guān)性和被解釋變量內(nèi)部相關(guān)性。檢驗結(jié)果表明：一是在P值小于0.05的相關(guān)性分析中，貸款和涉農(nóng)貸款與固定資產(chǎn)投資的相關(guān)性最高，P值分別為0.0002和0.0001，固定資產(chǎn)投資和第一、二、三產(chǎn)業(yè)之間存在相關(guān)性，P值分別為0.0091、0.0093、0.0071。二是若將P值最大P值設(shè)定為0.1，則貸款總量與第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)存在弱相關(guān)性，P值分別為0.098和0.08，相應(yīng)地，涉農(nóng)貸款與第一、三產(chǎn)業(yè)存在相關(guān)性，P值分別為0.0891和0.0730。

表3 變量數(shù)據(jù)相關(guān)性分析

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（三）協(xié)整檢驗

為進(jìn)一步證實(shí)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和相關(guān)性，對上述數(shù)據(jù)，又分別對貸款變量和GDP變量，涉農(nóng)貸款和第一、二、三產(chǎn)業(yè)，固定資產(chǎn)投資與第一、二、三產(chǎn)業(yè)以及GDP之間進(jìn)行協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果表明，一是貸款總量與第一、二、三產(chǎn)業(yè)以及GDP的協(xié)整檢驗P值均大于0.05，均不存在協(xié)整關(guān)系。二是涉農(nóng)貸款與第一、二、三產(chǎn)業(yè)以及GDP之間的協(xié)整檢驗P值處于0-0.05之間，存在協(xié)整關(guān)系；三是固定資產(chǎn)投資與第一、二、三產(chǎn)業(yè)以及GDP之間的P值處于0.006-0.03之間，存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗證實(shí)，解釋變量和被解釋變量數(shù)據(jù)平穩(wěn)性較高。

三、回歸估計結(jié)果與分析

（一）估計結(jié)果

在本模型中，采用LS（Least Squares）估計方法，進(jìn)行模型回歸估計。估計結(jié)果如下：

第一，t（t-Statistic）值中，均大于臨界值，拒絕了系數(shù)為0的假設(shè)，表明系數(shù)（Coefficient）合理，每個自變量合理。

第二，樣本決定系數(shù)R-squared值為0.96666，接近1，表明由回歸方程可以解釋的總離差平方和的部分較多，擬合度較高。Adjusted R-squared值為0.899981，同樣表明，擬合度較好。

第三，DW（Durbin-Watson stat）經(jīng)驗（檢驗殘差自相關(guān)）？值為2.898059，處于較為理想的結(jié)果。

第四，模型擬合樣本效果F值（F-statistic）為14.49708，同時，Prob（F-statistic）值為0.02558，小于P值0.05，表明F值大于臨界值，拒絕0假設(shè)，同時表明所有自變量對應(yīng)變量的解釋力度較大，模型方程整體顯著性較強(qiáng)。

以上估計充分表明，方程存在整體顯著性，為下文的具體分析奠定了基礎(chǔ)。

（二）模型估計結(jié)果分析

在對回歸結(jié)果進(jìn)行模擬分析時，考慮全部樣本數(shù)據(jù)相關(guān)性分析的結(jié)果，結(jié)合金融與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)踐經(jīng)驗，我們確定對信貸總量與經(jīng)濟(jì)增長、信貸總量與固定資產(chǎn)投資、涉農(nóng)貸款與固定資產(chǎn)投資、涉農(nóng)貸款與第一產(chǎn)業(yè)增長、固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間進(jìn)行了回歸分析。在回歸分析時，主要通過對樣本決定系數(shù)R-squared值和模型擬合樣本效果F與P值來衡量擬合度和放成整體顯著性，從而對各解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系作出判斷。

1.對貸款總量與經(jīng)濟(jì)增長之間的整體顯著性回歸分析。根據(jù)回歸估計結(jié)果，當(dāng)包含全部解釋變量時，F(xiàn)值為14.49708，P值為0.02558。當(dāng)把固定資產(chǎn)投資變量逐漸降低為原值的10%時，F(xiàn)值為14.49733，P值為0.02558，幾乎無變化。當(dāng)僅在貸款總量和經(jīng)濟(jì)增長之間回歸估計時，R-squared值為0.021719，與理想值1的差距較大，擬合度較低，F(xiàn)值為0.177608，P值為0.684532，P值大于臨界值0.05，表明F小于臨界值，模型方程不顯著，充分表明貸款總量對經(jīng)濟(jì)增長不存在顯著的線性關(guān)系。

2.信貸總量與固定資產(chǎn)投資之間的整體顯著性回歸分析。當(dāng)僅把信貸總量作為解釋變量，把固定資產(chǎn)投資作為被解釋變量時，二者之間的回歸分析結(jié)果為：R-squared值為0.839319，接近理想值1，表明擬合度較好；同時，P值為0.000195、F值為41.78808，P值小于臨界值0.05，幾乎接近0，F(xiàn)值大于臨界值。當(dāng)把貸款總量逐步降低至原值的10%時，R-squared值、P值、F值分別為0.839321、41.78872、0.000195，幾乎保持不變。這充分表明信貸總量與固定資產(chǎn)投資之間存在顯著的線性關(guān)系，即貸款對固定資產(chǎn)投資的影響較大。

3.涉農(nóng)貸款與固定資產(chǎn)投資之間的整體顯著性回歸分析。當(dāng)僅把涉農(nóng)貸款作為解釋變量，把固定資產(chǎn)投資作為被解釋變量時，二者之間的回歸分析結(jié)果為：R-squared值為0.854496，接近理想值1，表明擬合度較好；同時，P值為0.000130、F值為46.98145，P值小于臨界值0.05，幾乎接近0，F(xiàn)值大于臨界值。同樣表明，涉農(nóng)貸款與固定資產(chǎn)投資之間存在顯著的線性關(guān)系，即貸款對固定資產(chǎn)投資的影響較大（此回歸分析結(jié)果驗證了甘南州全部貸款中，涉農(nóng)貸款占全部貸款比重較高的實(shí)際）。

4.對涉農(nóng)貸款與三大產(chǎn)業(yè)之間的整體顯著性回歸分析。一是當(dāng)把涉農(nóng)貸款作為解釋變量，把第一產(chǎn)業(yè)增加值作為被解釋變量時，R-squared 值為0.318625，與理想值1存在較大差距，同時，P值為0.089147，大于臨界值0.05，F(xiàn)值則小于臨界值，表明涉農(nóng)貸款對第一產(chǎn)業(yè)之間不存在顯著的線性關(guān)系。二是當(dāng)把涉農(nóng)貸款作為解釋變量，把第二產(chǎn)業(yè)增加值作為被解釋變量時，R-squared值為0.299818，與理想值1的差距較大，P值為0.101346，大于臨界值0.05，F(xiàn)值3.425606，小于臨界值，表明涉農(nóng)貸款與第二產(chǎn)業(yè)之間不存在顯著的線性關(guān)系。三是當(dāng)把涉農(nóng)貸款作為解釋變量，把第三產(chǎn)業(yè)增加值作為被解釋變量時，R-squared值為0.347342，與理想值1存在較大差距，P值為0.072975，大于臨界值0.05，F(xiàn)值4.257565，小于臨界值，表明涉農(nóng)貸款與第三產(chǎn)業(yè)之間也不存在顯著的線性關(guān)系。

5.對固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的整體顯著性回歸分析。當(dāng)把信貸總量、涉農(nóng)貸款、固定資產(chǎn)投資作為解釋變量，把地區(qū)生產(chǎn)總值作為被解釋變量時，回歸估計結(jié)果為R-squared值為0.418708，與理想值1的差距較大，擬合度不高。P值為0.321169，遠(yuǎn)大于臨界值0.05，F(xiàn)值為1.440614，小于臨界值，表明三個變量時，方程整體顯著性較弱。當(dāng)把固定資產(chǎn)投資作為解釋變量，把地區(qū)生產(chǎn)總值作為被解釋變量時，R-squared值為0.142823，與理想值1差距較大，P值0.281599，大于臨界值，F(xiàn)值1.332965，小于臨界值，表明擬合度不夠，固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在線性關(guān)系。

6.對固定資產(chǎn)投資與三大產(chǎn)業(yè)的整體顯著性回歸分析。由于固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長不存在線性關(guān)系，特對固定資產(chǎn)投資與第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了回歸分析。第一產(chǎn)業(yè)的分析結(jié)果如下：R-squared值為0.593805，與理想值1的差距基本滿意，P值為0.009091，小于0.05，F(xiàn)值為11.69495大于臨界值，表明固定資產(chǎn)投資與第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在較為顯著的線性關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)的分析結(jié)果如下：R-squared值為0.591198，與理想值1的差距基本滿意，P值為0.009341，小于0.05，F(xiàn)值為11.56939大于臨界值，表明固定資產(chǎn)投資與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在較為顯著的線性關(guān)系；第三產(chǎn)業(yè)的分析結(jié)果如下：R-squared值為0.617079，與理想值1的差距基本滿意，P值為0.007079，小于0.05，F(xiàn)值為12.89201大于臨界值，表明固定資產(chǎn)投資與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在更加顯著的線性關(guān)系。

四、結(jié)論

（一）信貸總量對固定資產(chǎn)投資具有直接推動作用，進(jìn)而通過固定資產(chǎn)投資對產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生間接影響

從相關(guān)性分析看，貸款和涉農(nóng)貸款與固定資產(chǎn)投資的相關(guān)性最高，固定資產(chǎn)投資和第一、二、三產(chǎn)業(yè)之間存在相關(guān)性，貸款總量、涉農(nóng)貸款與第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)存在弱相關(guān)性。根據(jù)回歸估計結(jié)果，貸款總量和涉農(nóng)貸款總量對經(jīng)濟(jì)增長不存在顯著的線性關(guān)系，而對固定資產(chǎn)投資則具有較強(qiáng)的拉動作用，這與相關(guān)性分析結(jié)果一致。

（二）無論是固定資產(chǎn)投資，還是信貸資金，均未對地區(qū)生產(chǎn)總值產(chǎn)生直接影響

根據(jù)回歸分析結(jié)果，貸款總量、涉農(nóng)貸款總量和固定資產(chǎn)投資等解釋變量均與地區(qū)生產(chǎn)總值無相關(guān)性，也不存在顯著的線性關(guān)系（此結(jié)論可能與數(shù)據(jù)量較小、樣本數(shù)據(jù)量較少有關(guān)）。

（三）對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長的影響因素不局限于信貸資金和固定資產(chǎn)投資

從相關(guān)性分析、協(xié)整檢驗以及回歸估計結(jié)果證實(shí)，貸款總量對三大產(chǎn)業(yè)以及GDP發(fā)展的影響有限，對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長而言，還有更多影響因素，如財政收入水平、稅收政策、金融總體發(fā)展水平以及自然、地理和文化因素。因本文主要研究信貸資金和固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)的影響，其他因素不做進(jìn)一步分析。

（四）與信貸投入相比，固定資產(chǎn)投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展更直接有效

在相關(guān)性分析中，貸款總量與第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)存在弱相關(guān)性，涉農(nóng)貸款與第一、三產(chǎn)業(yè)存在相關(guān)性，固定資產(chǎn)投資與三大產(chǎn)業(yè)均存在相關(guān)性。而回歸估計結(jié)果看，固定資產(chǎn)投資對三大產(chǎn)業(yè)均有顯著拉動作用，而信貸資金與三大產(chǎn)業(yè)不存在線性關(guān)系，回歸估計結(jié)果與相關(guān)性分析基本一致。同時，也表明，甘南州經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，對固定資產(chǎn)投資的依賴程度較高。本文認(rèn)為，可能主要與信貸資金較為分散，造成了“撒胡椒面”的效應(yīng)，而固定資產(chǎn)投資較為集中，發(fā)揮了資金“聚攏”的優(yōu)勢，能夠更加有效地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展。

（五）信貸資金對固定資產(chǎn)投資的促進(jìn)作用較為顯著

從相關(guān)性分析看，貸款和涉農(nóng)貸款與固定資產(chǎn)投資的相關(guān)性最高，從回歸估計結(jié)果看，無論是信貸總量還是涉農(nóng)貸款，都對固定資產(chǎn)投資形成較為顯著的線性關(guān)系。

五、對策建議

（一）金融部門要在促進(jìn)信貸總量合理增長的基礎(chǔ)上，著重優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，加大對第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的信貸支持

要立足甘南州作為欠發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)際，集中有限的金融資源加大對重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)、優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，尤其是加大對“三農(nóng)”方面的金融支持力度，從而在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和增長中發(fā)揮更加顯著的作用。

（二）促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級需要貨幣政策和財政政策協(xié)調(diào)配合，共同發(fā)力

在促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整中，信貸資金主要通過增加總量，適度優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，但對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響有限，不能形成直接影響。而固定投資對三大產(chǎn)業(yè)的結(jié)果表明，財政政策在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級中更加有效。

（三）應(yīng)強(qiáng)化貨幣信貸政策的導(dǎo)向作用，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化

在防止“投資沖動”的基礎(chǔ)上，金融管理部門需要充分發(fā)揮貨幣政策、宏觀審慎政策以及信貸政策的信號和結(jié)構(gòu)引導(dǎo)作用，加強(qiáng)信貸政策與產(chǎn)業(yè)政策協(xié)調(diào)配合，繼續(xù)為全州經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型跨越營造穩(wěn)定的金融環(huán)境。

（四）在信貸對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展的支持中，應(yīng)當(dāng)更加注重對重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和重點(diǎn)企業(yè)的支持

從信貸資金和固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)的影響來看，金融資源運(yùn)用中，應(yīng)當(dāng)更加注重發(fā)揮資金的規(guī)模效應(yīng)和杠桿效應(yīng)，適度集中資源，通過扶持重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)，乃至扶持一批龍頭產(chǎn)業(yè)、企業(yè)，帶動經(jīng)濟(jì)增長，避免“撒胡椒面”現(xiàn)象。

（五）應(yīng)加快建設(shè)多層次資本市場體系，提高直接融資比重

對經(jīng)濟(jì)增長而言，回歸估計表明，固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長具有較為顯著的統(tǒng)計意義，而信貸資金統(tǒng)計意義有限，充分表明，直接投資對經(jīng)濟(jì)增長具有更加直接的作用。因此，要加快建設(shè)和培育多層次資本市場，提高直接融資比重。

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[6]馬曉棟.信貸結(jié)構(gòu)變化對欠發(fā)達(dá)小省區(qū)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的影響分析——以寧夏自治區(qū)為例[J].《金融發(fā)展評論》，2011（11）.

作者簡介：張正祥，2005年7月參加工作，現(xiàn)供職于中國人民銀行甘南州中心支行，經(jīng)濟(jì)師。