金融結構變遷與江蘇經濟高質量發展

葉丹

摘 要：隨著現代金融體系的發展與完善，在現代經濟體系中，金融作為核心力量應當發揮其對實體經濟的支撐作用，經濟是基礎，金融的發展會推動經濟的發展，經濟的發展反過來又會推動金融體系的變遷。江蘇省作為我國經濟較發達地區，經濟發展較快，同時其金融結構與其他地區比較起來具有自身特殊性。因此，選取江蘇省為研究對象，通過搜集、整理江蘇省各地市的金融結構變遷、金融發展規模、人力資本、外商直接投資研發投入以及經濟高質量發展等相關指標數據，借助Eviews構建出面板數據模型，對江蘇省金融變遷與其經濟高質量發展之間的關系展開實證分析。

關鍵詞：金融結構變遷；經濟高質量發展；面板數據模型；江蘇

中圖分類號：F127 ? ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2022）33-0078-03

引言

黨的十九大會議報告中指出，當前我國已經從經濟快速增長階段轉為經濟高質量發展階段。而一個國家或地區的經濟發展和其金融發展之間通常存在密切關系，因此為契合當前的經濟高質量發展階段，金融發展也需要具有更為科學、高效的金融體系。十九大報告提出，“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力，提高直接融資比重。”2019年政府工作報告也強調“改革優化金融體系結構，發展民營銀行和社區銀行。提高直接融資特別是股權融資比重”。那么，金融中介和金融市場發展水平是否對金融結構的作用發揮具有調節效應呢？本文旨在通過研究金融結構與經濟高質量發展之間的關系來解答上述問題。在本文的研究中，我們選取江蘇省作為研究對象，對江蘇省金融結構變遷與其經濟高質量發展之間的關系展開實證分析。

一、理論分析

近兩年，我國經濟逐漸從高速增長向高質量增長過度，江蘇省作為我國經濟較發達地區，其經濟發展與國家整體經濟發展基本保持同步，其經濟目前正轉向高質量發展階段。而經濟高質量發展需要始終堅持質量第一、效益優先的原則。具體來說，就是要穩步提升資本等相關要素配置效率，使經濟增長從過去的粗放型方式穩步轉向集約型方式，讓創新成為推動經濟發展的核心動力。而金融結構對于資本配置、技術創新等方面都具有重要影響，因此金融結構及其變遷實際上會對經濟高質量發展起到顯著作用。

假設H1：通過優化資本配置效率，金融結構變遷影響江蘇經濟高質量發展。

假設H2：金融結構變遷通過對技術相關企業、行業的資金投入增加，促進江蘇省經濟高質量發展。

假設H3：金融結構變化通過將落后產業的資金向新興產業配置來推動產業結構升級，從而促進江蘇省經濟高質量發展。

二、實證研究與設計

（一）樣本數據

本文利用江蘇省2010—2019年的各地市面板數據進行實證分析，除了金融結構的指標外，所有的原始數據均來自江蘇省統計局數據庫、歷年《江蘇省統計年鑒》《江蘇省人口與就業統計年鑒》《江蘇省金融年鑒》以及2013年各個地市的統計年鑒。

（二）變量說明

1.被解釋變量。在本研究模型中，經濟高質量發展是模型的被解釋變量。通過主成分分析法來完成對江蘇省經濟高質量發展的測度。首先，本文選用均值化法對所有指標無量綱處理；然后，采用主成分分析法，確定權重并進行線性加權，得到江蘇省各地市經濟高質量發展指數。

2.解釋變量，即金融結構（FSTRU）。本文將江蘇省內在滬深主板上市，以及在新三板和科創板上市的相關企業交易總額與銀行貸款余額的比值每年的變動幅度作為金融結構的測度指標。

3.控制變量。一是金融發展規模（FGM），即以廣義貨幣M2與GDP的比值（M2/GDP）來反映金融發展這一變量；二是人力資本（HC），即本研究將以各省市地區的高等院校在校人數與該地區總人口數的比值來代表人力資本。三是研發投入（RD），即RD采用各省研發經費支出總額與當地生產總值之比。四是外商直接投資（FDI），本文采用各地區的外商投資企業注冊資本與GDP之比作為替代變量。

（三）模型設定

本文在對江蘇省金融變遷與其經濟高質量發展的關系展開研究時采用了面板數據模型。而根據相關研究文獻，以及本文研究的目標，構建如下模型：

LnHQEDit=？琢i+？酌t+？茁1LnFSTRUit+？茁2LnFGMit+？茁3LnHCit+？茁4LnRDit+？茁5LnFDIit+？著it

式中，HQEDit代表因變量江蘇省各地市經濟高質量發展指標，FSTRUit表示自變量金融結構，FGMit表示金融發展的代表變量金融發展規模指標，HCit表示人力資本，RDit代表研發投入，FDIit代表外商直接投資，？茁1至？茁5表示待估系數。

三、實證結果分析

（一）單位根檢驗

Levin，Lin&Chut，Im，PesaranandShinW-stat統計量、ADF．FisherChi．square統計量、PP．FisherChi．square統計量原假設為存在有效的單位根的過程。ADF檢驗是通過三個基本模型來完成的，首先從含有趨勢項和截距的模型開始，再檢驗只含有截距項而沒有趨勢項的模型，最終檢驗趨勢項和截距都不包含的模型。同時認為，三個基本模型的檢驗結果全部都不能拒絕原假設時，才可以認為時間序列是一種非平穩的狀態。換句話說，只要其中任意一個模型的檢驗結果拒絕了零假設，就可認為時間序列是平穩的。根據單位根檢驗的原則，4個統計量中，如果超過2個檢驗結果拒絕存在單位根，則認為序列不存在單位根，即數據是平穩的。因此從表1的檢驗結果可以看到，變量EHTP、PGDP、RDFT和RDF在原水平上都存在單位根，但在一階差分后均不存在單位根，因此可以認為在一階差分下平穩。

（二）協整檢驗

從表2的檢驗結果可以看出，Pedroni檢驗中的七個統計量中，有4個統計量能通過5％的顯著性檢驗，Kao檢驗則顯示為能通過，故認為變量間存在協整關系。

（三）Hausman檢驗

本研究采用的數據為面板數據，因此在開始實證分析之前，需要對數據進行固定效應模型與隨機效應模型的檢驗，以確定最終采用什么模型進行實證分析。我們可以通過檢驗固定效應與其他解釋變量是否相關作為進行固定效應和隨機效應模型篩選的依據。Hausman檢驗就是這樣一個檢驗統計量。其基本思想是，在與其他解釋變量不相關的原假設下，采用OLS估計固定效應模型和采用GLS估計隨機效應模型得到的參數估計都是無偏且一致的，只是前者不具有效性。若原假設不成立，則固定效應模型的參數估計仍然是一致的，但隨機效應模型卻不是。因此，在原假設下，二者的參數估計應該不會有顯著的差異，可以基于二者參數估計的差異構造統計檢驗量。

通過Eviews軟件，進行Hausman檢驗，結果如表3所示。

從表3結果來看，Hausman檢驗的P值為0.0038，小于0.01，即表示接受原假設，也就是說選用固定效應模型更優。

（四）面板回歸分析

根據Hausman檢驗的結果，本文選擇固定效應模型作為本次實證分析的模型。通過EVIEWS軟件，本文進行回歸，結果如表4所示。

從表4可以看到，金融結構變遷的代表變量FSTRU對經濟高質量發展的代表變量HQED的回歸系數為0.059，且通過5%顯著性水平檢驗，也就是說金融結構變遷對江蘇經濟高質量發展的影響是正向的。可以說，從平均上講，保持其他條件不變，當股票市場交易總額與銀行貸款余額的比值每增加一個單位，江蘇經濟將增加0.059個單位。

四、研究結論

從本文研究實證分析的結果來看，金融變強對江蘇省經濟高質量發展存在顯著正向影響。從回歸分析的結果可以看到，二者之間的回歸系數為0.059。也就是說，當江蘇省省內的上市企業的交易額與銀行貸款余額的比值增加時，江蘇省的經濟將朝著更好的方向發展。金融結構水平的提高對于江蘇省經濟高質量發展具有促進作用。同時，從本研究選取的控制變量與被解釋變量的回歸結果來看，金融發展規模、人力資本、研發投入等三個變量都對江蘇省經濟高質量發展存在顯著正向作用。金融發展規模的擴大，無疑將使得江蘇省省內企業在融資方面獲得更大的便利，促進江蘇省各企業、產業的發展。而人才作為各地方、各行業發展的動力，人力資本的增加將進一步提高江蘇省人才質量，加速江蘇省知識型行業的發展，促進江蘇省產業結構向知識型產業結構發展，在市場中具備更大的競爭力。現代經濟發展已從過去的粗放型向集約型，從勞動密集型向技術密集型轉變，研發投入的增加，勢必促進江蘇省科技技術的發展，提高江蘇省科技型產品經濟，提高科技型產品在出口中的占比，提高江蘇省經濟的發展質量。

參考文獻：

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