江苏省金融发展与产业结构调整关系的实证研究

一、文献回顾

金融发展的过程，如何引起产业结构升级和经济增长，是一个重要的课题，西方学者从20世纪60年代就开始研究这个领域，其重点研究的是金融发展与经济增长关系问题。帕特里克（1966）发表了《欠发达国家的金融发展与经济增长》一文，提出了需求带动和供给引导的金融发展问题。戈德史密斯（1969）发表了《金融结构与金融发展》一文，标志着金融发展理论的创立。麦金农和肖（1973）分别从金融抑制与金融深化两个不同的侧面研究了发展中国家金融深化问题。金融发展理论在20世纪90年代有了进一步的发展，Levine（1997）从金融机构提供服务功能的质量出发，认为金融机构能够通过作用于资本积累和技术创新这两个主要渠道来影响经济增长和产业结构优化。赫尔曼、默多克、斯蒂格利茨提出了金融约束理论，认为发展中国家通常不具备金融自由化所需的先决条件，所以，金融自由化道路对他们而言是不现实的。从国外研究情况看，绝大多数是研究金融发展与经济增长互动机制，很少深入研究发展中国家金融发展与经济结构转变之间的关系。

国内学者对于我国金融发展与产业结构调整之间的关系也进行了一定的研究。王兆星（1991）以中国金融结构论为题，对金融结构进行理论界定，分析金融结构对经济结构的作用，提出了我国金融结构的优化原则和目标模式。张军洲（1995）以中国区域金融分析为题探讨了地区金融发展状况和发展战略。王维安（2000）从西方金融发展理论出发得出衡量一国金融结构的六大指标。杨琳、李建伟（2002）曾对我国金融结构转变与实体经济结构升级的关联机制进行了理论探讨和实证研究。惠晓峰、沈静（2006）将东北三省作为研究对象,采用多元回归分析的方法对东北三省各省金融发展与产业结构升级之间的关系进行了实证研究和比较分析。从国内目前研究现状来看，绝大部分的研究是在国家层面上进行，但是由于区域经济发展的多样性和不平衡性，有必要结合地方实际进行研究。因此本文在借鉴前人研究成果的基础上，对江苏省金融发展与产业结构调整之间的关系进行实证研究。

二、研究方法、指标选取和数据来源

（一）研究方法

本文采用向量自回归（VAR）模型对江苏金融发展与产业结构调整之间的关系进行实证分析。向量自回归模型是1980年由西姆斯提出来的，这种模型采用多方程联立的形式，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。不但具有联立方程对多个经济变量相互影响进行分析的优点，同时由于VAR模型的区域金融研究解释变量不包括任何当期变量，所以与联立方

江苏省金融发展与产业结构调整关系的实证研究

胡明超

摘要：本文从理论上探讨了金融发展与产业结构调整之间的关联机制，具体实证分析了1980-2009年江苏省金融发展与产业结构调整之间的关系，并针对分析结果，提出相关

的建议，以进一步促进江苏省金融结构与产业结构协调发展。

关键词：金融发展产业结构区域经济发展实证研究

中图分类号：F832文献标识码：A文章编号：1009-1246（2010）10-0016-04

区域经济与金融16

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程模型有关的问题在VAR 模型中都不存在。

（二）指标选取1.金融发展指标

①金融相关比率。在衡量金融发展水平时，戈德史密斯（1969）提出“金融相关比率”指标，它的定义是全部金融资产价值与全部实物资产（即国民财富）价值之比。戈德史密斯认为，金融相关比率的变动反映的是金融上层结构与经济基础结构之间在规模上的变化关系，可以被视为金融发展的一个基本特点。考虑到我国主要的金融资产集中于以银行为代表的金融机构手中，而金融机构最主要的金融工具是存款和贷款，因此，我们以存款和贷款的加总数作为衡量指标来计算金融相关比率：金融相关比率（FIR ）=（金融机构存款总额+金融机构贷款总额

）/GDP 。②金融效率指标。在衡量金融效率时，亚洲开发银行（1992）采用私人部门的信贷量与名义GDP 之比来反映资金配置状况。King 和Levine （1993）将这一指标进一步改进，提出了PRIVATE 指标，PRIVATE 指标等于提供给非金融私人部门的信贷与总信贷的比率，就我国实际情况看，私人信贷近似为乡镇集体企业、

私营个体企业和三资企业贷款总和，PRIVATE=（乡镇集体企业贷款+私营个体企业贷款+三资企业贷款）/总信贷。

图11980-2009年江苏省金融发展指标变化情况

图1为1980—2009年江苏省金融发展指标金融相关率（FIR ）和金融效率（PRIVATE ）的变化情况图。可以看出,金融相关率（FIR ）获得了快速增长，由1980年的32%增长到2009年的65%，反映出金融资产占全部实物资产的比重在逐步上升。金融效率

（PRIVATE ）则呈现先上升后下降的趋势，从1980年的2.1%上升至1999年的17.7%，2000年后则出现下降趋势，反映出江苏省

金融资源的配置效率还不够高。

2.产业结构升级指标

根据配第-克拉克定理，

产业结构变动规律应该表现为第一产业产值下降，第二、第三产业比重上升的过程。产业成长期内，第一、第二和第三产业产值的变动代表了三次产业产值变动的方向，其变动越大，表明产值结构变动速度越快，第一产业向第二、三产业产值转化幅度越大，这里我们使用产值结构系数（ISR ）指标来表示产业结构的转变，产值结构系数（ISR ）=（第二产业产值+第三产业产值）/GDP 。

从图2可以看出，江苏省产业结构已经实现了“二、一、三”到“二、三、一”的历史性转变，从主要依靠第二产业带动经济发展，逐步演变为二、三产业共同拉动经济增长的新格局。

图2江苏省产业结构变动情况

（三）数据来源

为满足VAR 模型对数据样本容量的要求，本文分析采用1980—2009年共30年的数据。数据来源于历年江苏省统计年鉴以及《新中国50年统计资料汇编》。

三、实证结果检验与分析（一）平稳性检验

本文利用Eviews6.0软件，采用Dickey 和

Fuller （1981）提出的ADF 方法对三个变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性，滞后阶数根据AIC 和SIC 准则确定。对三个变量取对数，分别用LNISR 、LNFIR 、LNPRIVATE 表示。检验结果如表1所示。表1的结果表明，对于LNISR 、LNFIR 、LNPRIVATE 这三个时间序列，我们都不能拒绝单位根假设。LNISR 、

LNFIR 、LNPRIVATE 三个变量一阶差分在1%的显著性水平下拒绝单位根假设，可以认为LNISR 、

LNFIR 、LNPRIVATE 这三个区域经济与金融17

变量服从I（1）过程。

表1时间序列LNISR、LNFIR、LNPR IVATE的

单位根检验

注：1.检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项，k表示滞后阶数；2.滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则；3.△表示变量序列的一阶差分。

（二）协整检验

由分析可知，上述变量都是一阶单整，因此可以利用Johanson协整检验方法来分析上述变量之间是否存在协整关系。依据AIC准则，将VAR模型中的滞后阶数定为4，协整检验结果如表2所示。

表2Johanson协整检验结果

通过表2可知，在5%的显著性水平上，只存在一个协整关系，三个变量之间存在长期均衡关系。这说明江苏省产业结构与金融发展之间存在长期的均衡关系，这些变量之间的协整方程为：LNISR=0.0686LNFIR+0.1262LNPRIVATE+0.3690（1）（0.0937）（0.0854）

〔5.0748〕〔6.2316〕

从经济意义上来看，江苏省金融相关率每增加一个百分点可以引起产业结构优化率同方向变动0.0686个百分点，江苏省金融效率指标每增加一个百分点可以引起产业结构优化率同方向变动0.1262个百分点，因此，江苏省产业结构优化率与金融发展之间保持长期的正向均衡关系。但是由于系数值都相对较小，表明金融发展对产业结构的影响较弱。根据（1）式进行变形，得到（2）式，即误差修正项VECM的表达式。

VECM=LNISR-（0.0686LNFIR+

0.1262LNPRIVATE+0.36901）（2）

通过对序列VECM进行单位根检验，发现已

经是平稳序列，取值在0附近上下波动，进一步验证了协整关系的正确性。

（三）格兰杰因果关系检验

协整分析表明模型变量之间具有协整关系，这种关系是否存在因果联系则需要进一步验证。采用格兰杰因果检验方法检验LNISR、LNFIR、LNPRIVATE三个变量之间的因果关系，检验结果见表3。

表3格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验结果显示，金融相关率（LNFIR）与产业结构升级指标（LNISR）之间存在双向因果关系，即江苏省金融相关率的提高带动了产业结构的调整优化，产业结构的调整优化促进了金融相关率的提高，这与理论研究成果以及各国经济发展过程是吻合的。金融效率指标（LNPRIVATE）与产业结构升级指标（LNISR）之间不存在因果关系，说明金融效率对产业结构的调整优化还没有显著影响,反映出目前江苏省非公有制经济虽然创造了60%以上的经济总量，贡献了70%以上的出口创汇，对经济增长的贡献非常大，但是他们从银行系统所获取的信贷资金却相当匮乏。长期以来，银行体系并没有把资金有效配置到最有活力的部门。

（四）脉冲响应分析

为进一步了解LNISR、LNFIR和LNPRIVATE 这三个变量的动态特征，我们运用三者的VAR （4）模型，对其进行脉冲响应分析，即计算一个标准差大小的LNISR、LNFIR、LNPRIVATE的冲击对LNISR产生的影响。利用软件Eviews6.0得到的脉冲响应曲线见图3。

由图3可知，LNISR受到自身的脉冲响应要强于LNFIR和LNPRIVATE对它的脉冲响应。LNISR对其自身的冲击在第一期增加了0.007后，在第2期有所下降，在第6期后保持相对稳定的趋势，长期看保持显著的正向效应。LNISR 在第1期受到LNFIR的一个标准差新息冲击后，

区域经济与金融

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（下转第24页）

几乎没有反应，到第3期才较为明显，但影响时间不长，在第4期跌至低谷，呈现负效应，在第6期后开始呈现正效应，长期看保持微弱的正向效应。LNISR 在第1期受到LNPRIVATE 的一个标准差新息冲击后，在第1期没有反应，随后出现负效应，在第5期后开始出现正效应，在第8期达到峰顶并趋于稳定。

图3变量LNISR 对各变量单位冲击的响应曲线（五）方差分解分析

为进一步考察LNISR 、

LNFIR 和LNPRIVATE 这三个变量彼此之间的波动性，本文利用方差分解技术对NISR 、LNFIR 和LNPRIVATE 的预测均方差进行分解，并计算每个变量的相对重要性。各变量的方差分解结果见表4。

表4变量LNISR 的方差分解表

从表4可以看出：从长期看，自身的冲击对LNISR 影响最大，且基本稳定在55%左右；LNFIR 的冲击对LNISR 的影响除了在第1步预测中非常微弱外，长期看其预测方差贡献率处于20%左右。LNPRIVATE 的冲击对LNISR 的影响同样在第1

步预测中非常微弱，长期看其预测方差贡献率处于22%左右，表明金融发展对产业结构具有一定的影响，这与脉冲响应函数分析的结论相吻合。

四、对策建议

第一，提高金融业整体实力，促进金融结构与产业结构协调发展。由分析可知，

金融发展能够促进产业结构的优化升级，但目前江苏与广州、

上海、浙江等地区相比，在存贷款指标和人均指标上都有一定的差距（见表5），这在一定程度上了资源的有效配置，束缚了经济总量的提高，也制约了产业结构的优化升级。所以，要进一步建立健全金融体系，尽快形成全方位、多层次、立体化的金融发展服务体系，尤其是要进一步推动中小金融机构发展。目前，

江苏省中小金融机构所占存贷款市场份额在25%左右，

处于较低的发展水平。因此，应当采取完善中小金融机构的市场进入与退出机制、完善激励机制等措施，进一步促进中小金融机构发展。

表52009年主要金融指标比较

第二，优化金融资源配置，推进产业结构优化升级。由分析可知，江苏省金融机构对非国有经济部门贷款比率较低，近两年仅为10%左右，对于促进产业产值增加，优化产业结构所起的作用有限。这是由于长期以来，

金融机构主要服务于国有经济，对乡镇企业、私营企业等非国有经济部门的支持力度不大。因此，

应当提升金融资源的配置效率，加大对非国有经济部门的信贷投入，优先发展具有比较优势的电子信息、新医药、新材料产业等，进一步支持中小企业发展，促进金融资源配置结构与产业主体增长结构相适应。

第三，积极争取有利于推进产业结构升级的

金融改革。构建区域性信贷主体，协调国家的产业、信贷与地方经济发展和产业调整的关系。信贷应当分层次制定和实施，要特别强调区域性特点，使信贷体系尽可能完善并富有弹性。信贷区域经济与金融19

2010年第10期（上接第19页）既不能一刀切，通过行政命令强制执行，也不能被架空，任由商业银行和性银行自由发挥而形同虚设。人民银行地方分支机构应当加强对宏观经济和区域经济发展战略的研究，作为区域性信贷制订主体，要根据

当地产业和产业结构调整的方向，在同国家的货币和信贷协调一致的情况下制订区域性信贷，包括信贷扶持的重点企业，对贷款项目经济效益的要求，支持方式、力度、时机的选择，银行货币工具的配合等内容。

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[6]惠晓峰，沈静.东北三省金融发展与产业结构升级关系的实证研究与比较[J].哈尔滨工业大学学报（社会科学版），2006，（3）.

作者简介：

胡明超，男，供职于人民银行宿迁市中心支行。

（特约编审：刘念，责任编辑：冯娟娟）

结构和效率的基础上，引导区域信贷资源投向地方经济，并积极搭建金融与经济对接融合平台，逐步发展供给引导型金融。

（四）加快地方金融改革和发展。积极推进金

融改革，推进地方金融业的充分发展壮大，增强地方金融资源的反哺能力。同时，充分发挥资本市场和民间资金的作用，为地方经济增长拓宽新的融资渠道。

参考文献：

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2009，（9）.[5]乔雅君.河南省金融发展与经济增长关系的实证分析———基于动态VAR 模型的解释[J].金融理论与实践，2010，（4）.

作者简介：

杨强，男，高级经济师，供职于恒丰银行南京分行。

（特约编审：陈涤非，责任编辑：杨辰）

区域经济与金融

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