我國西部地區金融發展與二元經濟結構轉換關系研究

甘瑞春

摘 要：利用VAR模型的有關理論，對四川省的金融發展與二元經濟結構轉換進行實證檢驗，結論表明四川省金融發展規模指標、金融發展效率指標和二元對比系數存在著長期穩定的關系，其中金融發展規模指標和二元對比系數成負相關關系，金融發展效率指標和二元對比系數呈正相關關系，并據此提出了相應的政策建議。

關鍵詞：二元經濟結構轉換;金融發展;協整;四川

一、前言

發展中國家普遍存在著二元經濟結構，即由于部門間勞動生產率差異所導致的經濟的兩極分化。作為世界上最大的發展中國家，中國的二元經濟結構狀況尤為突出。加快二元經濟結構轉換是我國當前面臨的重大任務，對于推進鄉村振興戰略，打贏脫貧攻堅戰，以及2020年全面建設小康社會等都具有十分重要的戰略意義。金融在現代商業社會中扮演著重要的角色，尤其在資源配置，風險管理，儲蓄動員方面起著不可估量的作用。金融的發展在經濟結構轉換中也發揮著越來越重要的作用。因此本文嘗試探索金融發展與二元經濟結構轉換二者之間的關系。

二、文獻綜述

劉易斯（1954）首次提出部門間的二元經濟結構模型。后來的費景漢、拉尼斯、喬根森等其他知名學者都主要以剩余勞動力的流動作為切入點來考察農業與工業兩部門經濟之間的相互影響。1973年，金融發展理論的創始人麥金農和肖指出發展中國家金融市場成分割狀態，即兩種狀態的金融市場并存，一種是落后的、傳統的和非正規的，無組織的金融市場，這種狀態的金融市場大量存在，另一種是擁有比較現代化的、正規的、有組織的金融市場，而這種狀態的金融市場存在更為少數，他們主要從金融二元結構的角度來解釋二元經濟結構的產生。

近十年，國內有部分的學者也越來越關注金融發展與二元經濟結構轉換的關系。彭建剛，李關政（2006）分別從部門和區域兩個角度進行實證，證實了我國金融發展對二元經濟結構的轉換有顯著的影響。周振、謝家智（2008）基于重慶個案進行實證分析，結果表明重慶市金融發展對二元經濟結構轉換有顯著負影響。孫力軍（2009）運用各省的數據進行實證，表明金融發展促進二元經濟結構轉換。王修華，邱兆祥（2010）基于省級面板數據進行實證，結果表明金融發展中量的擴張對二元經濟轉化的作用就各個省市而言表現并不相同，但對于二元經濟的轉化，金融發展效率的提高起著正向作用。陳玉芝（2011）分別從整體和農村2個層面，對新疆整體金融發展和新疆農村金融發展與二元經濟結構轉化之間的關系進行了分析。

西部地區是我國二元經濟結構顯著地區，本文以四川省為例，探尋金融發展與二元經濟結構轉換之間的關系，并就如何促進區域二元經濟結構轉換提出一些金融政策建議。

三、指標設計與數據來源

（一）指標設計

1、二元經濟結構指標（R）

勞動生產率的差異是衡量二元經濟結構的重要指標。具體包括比較勞動生產率，二元對比系數，二元反差系數。其中二元對比系數=農業的比較勞動生產率/工業的比較勞動生產率，將某部門的收人比重與勞動力之比作為該部門的比較勞動生產率是許多文獻的做法。本文參考彭建剛，李關政（2006）指標的構造方法，采用擴展的二元對比系數：即將農業比較勞動生產率與非農產業比較勞動生產率之比作為二元對比系數，其中，非農產業比較勞動生產率的計算方式是第二、三產業的收入比重之和除以第二、三產業的勞動力比重之和。采用擴展的二元對比系數顯得更為合理。此系數取值通常為0-1之間，數值越小，說明部門之間的差別越大，二元經濟結構越為明顯。

2、金融發展的指標

本文從金融發展的規模和金融發展的效率來考察金融發展的情況。

（1）金融發展的規模指標（JG）

國際上人們通常采用麥氏指標即M2/GDP來度量金融資產規模發展的水平，但是Lvine和Zervos（1998）認為，M2/GDP這個指標仍然存在著缺陷。首先，這個指標與經濟增長的理論聯系不是很緊密，其次，這個指標既沒有度量負債的來源，也未度量出金融系統的資源配置情況。鑒于如此，本文金融發展規模的指標采用存貸款總額與GDP之比，也就是通常所說的金融相關比率。相比于麥氏指標，其更能反映金融的發展水平。

（2）金融發展的效率指標（JX）

考察金融發展的情況，不應僅僅從金融發展規模的角度，也應將金融發展的效率囊括進來。黃明，鄧平（2009）用金融機構存款額與金融機構貸款額之比來衡量金融發展效率，本文借鑒這一做法。

（二）數據的來源及預處理

本文的的樣本為四川省1984-2012年年度序列數據，主要鑒于實證研究對于樣本容量的最低要求以及時間序列數據的可獲得性。本文中名義GDP，各產業的產值，各產業的就業人數和金融機構的存、貸款余額是由四川統計年鑒和中國社會科學院金融研究所統計數據庫整理而得。在實證之前，本文采用CPI環比數據對名義GDP進行調整，扣除了價格因素。而對金融指標的構造方面，參考彭建剛，李關政（2006）的做法，某年度的存（貸）款等于該年度的存（貸）款和上一年度存（貸）款的算術平均值，并且指標也是考慮了剔除價格因素。為了減少異方差性，實證前均對原始時間序列數據取了對數。

四、實證檢驗與分析

（一）數據特征描述

四川省自1984年以來的二元對比系數以及金融發展規模指標、金融發展效率指標如圖1，圖2所示。

從圖1可以看出，四川省的二元對比系數1984年以來總體上居于0.2至0.25之間。2006年以來呈下降趨勢，說明四川省的二元經濟結構并未得到改善，反而二元經濟結構問題更加突出。從圖2可以看出，四川省的金融規模指標呈波動上升的趨勢，金融發展的效率指標呈平穩上升態勢。二元經濟結構與這兩個指標之間關系將在下文實證檢驗中進一步說明。

（二）變量的平穩性檢驗

宏觀經濟時間序列數據經常為非平穩數據，對非平穩時間序列數據進行回歸會出現偽回歸的問題，會導致統計檢驗所得的結論大打折扣。但是非平穩的時間序列數據之間可能會存在著某種穩定的線性組合關系，計量經濟學中將其稱為協整關系。在利用協整檢驗判斷各變量有無協整關系之前必須對各變量做單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗，檢驗結果如表1所示：

從表1可以看出，無論是1%，5%，還是10%的顯著性水平，原序列都通不過單位根檢驗，表明原序列存在單位根，為非平穩序列。各原序列的一階差分序列在5%顯著性水平的條件下都拒絕了原假設，即都通過了單位根檢驗，表明了LnR、LnJG、LnJX均是一階單整序列。三個序列為同階單整，滿足協整檢驗的前提條件。

（三）協整檢驗

約翰森（Johansen）在1988年及在1990年與居斯利斯（Juselius）一起提出多變量協整檢驗方法，稱之為JJ檢驗，也叫做Johansen協整檢驗。本文采取此種檢驗方法。

從表2、表3可以看出，基于跡統計量和最大特征根統計量的協整檢驗的結果都表明變量間存在唯一的協整關系，經過標準化的協整方程如下：

LnR= -0.638613 LnJG+0.401206 LnJX

（0.09633）? ? ?（0.05181）

從上式我們可以看出，金融發展規模指標、金融發展效率指標和二元對比系數存在著長期穩定的關系，其中金融發展規模指標和二元對比系數成負相關關系，金融發展效率指標和二元對比系數呈正相關關系。這表明，金融發展規模指標越大，部門間的二元經濟結構狀況越為明顯;金融發展效率指標越大，則部門間二元經濟結構狀況越弱。

（四）脈沖響應函數和方差分解分析

脈沖響應函數分析和方差分析的前提條件是VAR[ 本文運用AIC，SC準則，LR加以輔助，確定VAR（2）為最優選擇。]模型的平穩性必須得到滿足。從圖3看出，VAR模型的全部特征根的倒數值都在單位圓之內，表明VAR模型是穩定的。

在實際中VAR模型并不需要對變量作先驗性的約束， 因此在分析 VAR 模型時， 更多模型受到某種沖擊時系統所產生的的動態變化。我們采用廣義脈沖響應函數來考察VAR（2）中LnR分別來自LnJG和LnJX沖擊的影響。如下圖所示，縱軸表示變量LnR，橫軸表示沖擊作用的滯后區間數（單位：年度）;另外圖形中的實線表示脈沖響應函數，代表了變量LnR對來自另外兩個變量LnJG，LnJX沖擊的反應，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

從上圖可以看出，當在本期給LnJG一個正標準差新息后， LnR的響應函數值為負值，這與協整的結果相一致，隨著滯后期的增長，響應函數值逐漸的增大，并越來越弱。當給LnJX一個正標準差新息沖擊后，LnR的響應函數值為正值，并且到滯后二期時達到最大，隨著滯后期數的增加亦逐漸減弱。這亦與協整檢驗的結果相一致。

考察圖5中變量LnR的方差分解，可知LnR來自本身新息的影響最大。至第十期時，都達到了80%以上。而LnJG和LnJX對LnR預測誤差貢獻度隨著期數的增加逐漸增強，具有后效性。

五、結論及政策建議

本文利用四川省1984-2012年度序列數據對四川省的二元經濟結構轉換與金融發展的關系進行了實證檢驗，得出四川省金融發展規模越大，四川省的二元經濟結構越明顯;四川省的金融發展效率的提高，有利于二元對比系數的減小，有利于四川省二元經濟結構轉換。

改革開放以來，為支持城市的工業建設，政府一方面利用金融系統的功能，引導農村資金流向城市地區。另一方面，各類金融機構，尤其是大型國有銀行等金融機構的貸款嚴重向大企業傾斜，大量的資金流向發達地區。貸款規模的非均衡增長和農村地區大量的存款用于城市的建設，這都加劇了二元經濟結構的狀況。

為了順利實現二元經濟結構的轉換，本文提出如下幾條建議，

第一，政府應加大對農村地區金融發展的支持力度，引導金融資源向農村地區流動，改善金融對現代部門嚴重傾斜的狀況。

第二，加強農村金融領域相關的基礎設施建設，包括一系列有利于發展農村金融的制度法規安排，軟、硬件基礎建設協調推進。

第三，積極發展中小金融機構。事實證明，大型金融機構偏向于廣大城市地區的大型企業，這無疑加劇了二元經濟結構狀況。而地方銀行等中小型金融機構在服務地區經濟發面具有比較優勢，積極發展中小型金融機構，有利于支持中小型企業貸款和農村地區經濟的發展，弱化二元經濟結構。另外，應鼓勵民間金融的發展，以服務于本地區的經濟。

第四，提高區域內金融資源的配置和使用效率，雖然我們可以對資金的流動施加政策性的影響，但資金畢竟具有逐利的性質，只有提高農村地區資金的使用效率，才能有利于農村經濟的發展，實現二元經濟結構的轉換。

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