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        金融集聚對產業(yè)結構升級的影響研究

        2016-09-10 07:22:44曾芳玲
        時代金融 2016年18期
        關鍵詞:金融集聚協(xié)整分析產業(yè)結構升級

        【摘要】隨著我國進入經濟發(fā)展新常態(tài)階段,產業(yè)結構的升級已成為經濟研究熱點。文章利用2004~2013的時間序列數據,分別從全國、東部、中部、西部研究金融集聚對產業(yè)結構升級的影響,得出金融集聚與產業(yè)結構升級具有長期均衡的關系。從全國范圍來看,金融集聚顯著促進了產業(yè)結構升級,而對東、中、西部影響具有顯著差異。

        【關鍵詞】金融集聚 產業(yè)結構升級 協(xié)整分析

        自我國經濟步入發(fā)展新常態(tài)階段,產業(yè)結構升級已成為經濟發(fā)展的重要標志和客觀反映,是影響經濟進一步發(fā)展的重要因素。近年來,我國經濟發(fā)展一直面臨著從以總量擴張為主到效益提高為主的重大跨越,要實現這一宏偉目標,產業(yè)結構優(yōu)化升級是關鍵。而產業(yè)結構的優(yōu)化離不開金融的支持與協(xié)同發(fā)展。金融是現代經濟的核心,隨著經濟一體化趨勢不斷增強,金融資源在區(qū)域間流動加速,金融資源的非均衡化配置明顯,金融集聚已成為各國金融業(yè)發(fā)展的普遍現象。那么,金融集聚對產業(yè)結構升級有多大影響?是否存在長期穩(wěn)定的關系呢?

        一、文獻綜述

        陳峰(1991)[1]是我國較早關注金融發(fā)展與產業(yè)發(fā)展關系的學者,在其研究中論述了金融發(fā)展對產業(yè)結構調整的作用。劉世錦(1996)[2]提出金融改革與金融創(chuàng)新要圍繞推動產業(yè)結構升級來展開,這樣才能持續(xù)促進經濟的增長。范方志、張力軍(2003)[3]通過對中國中部、東部、西部三個地區(qū)22年的數據進行實證研究,得出產業(yè)結構升級與金融深化程度具有正相關關系,與此同時產業(yè)結構的提高對金融水平的發(fā)展也具有促進作用。黃解宇、楊再斌(2006)[4]在其研究中進一步提出金融集聚的過程是資金,金融集聚作為產業(yè)集聚的伴隨物,隨著產業(yè)集聚的形成而發(fā)展,融本身的高流動性加速了金融集聚。陳志楣、楊德勇(2007)[5]通過分析金融影響產業(yè)結構的作用機制,并通過對其時間序列的分析和實證研究,得出金融結構、經濟增長及產業(yè)結構之間具有高度的相關性。石沛、蒲勇健(2011)[6]通過從空間依賴性和空間異質性兩方面對我國的金融集聚程度、產業(yè)結構空間分布特征等進行研究。實證發(fā)現,金融集聚與產業(yè)結構空間分布具有顯著空間依賴性。產業(yè)結構和金融集聚的調整在空間上具有相互促進的作用。鄧向榮和劉文強(2013)[7]用空間計量經濟學方法得出金融集聚對產業(yè)結構升級具有促進作用,并且銀行體系對產業(yè)結構升級的貢獻程度最大。李程(2015)[8]運用時變彈性生產函數研究我國產業(yè)結構調整時,發(fā)現各個產業(yè)的資本要素市場扭曲程度和資本深化程度不同,從長遠來看,只有通過健全資本要素市場,對要素市場進行市場化改革才能促進產業(yè)結構調整的合理化。

        二、指標選取與數據來源

        (一)指標選取

        關于金融集聚的研究文獻中,衡量金融集聚的指標主要方法有區(qū)位熵、空間基尼系數、G指數、行業(yè)集中度指數、赫芬達指數和CAD指數等。其中區(qū)位熵用于衡量某區(qū)域金融集聚程度,區(qū)位熵指數能夠測度一個地區(qū)的金融結構與全國平均水平之間的差異,可以用來評價一個地區(qū)的專業(yè)化水平。該指數的值小于1,說明該產業(yè)的集聚化水平比較低;大于1,則說明該產業(yè)的集聚化程度越高,指數越大的地區(qū)的集聚程度越高。因此本文采用區(qū)位熵指標(JR)衡量金融集聚水平。具體計算方法為:

        JRi=(PSi/Xi)/(PS/X)

        其中PSi代表i地區(qū)金融就業(yè)總人數,Xi代表i地區(qū)就業(yè)總人數,PS代表全國金融就業(yè)總人數,X代表全國就業(yè)總人數。

        在產業(yè)結構升級的研究中,主要采用傳統(tǒng)的三次產業(yè)分類法,用第二產業(yè)和第三產業(yè)的產值占整個產業(yè)產值的比重來衡量產業(yè)結構升級的程度。本文認為隨著經濟的快速發(fā)展這種方法已不能科學的衡量產業(yè)結構升級,因此,本文用高技術產業(yè)的增長率與GDP增長率的比值衡量產業(yè)結構升級(Y)。

        (二)數據的來源

        本文利用2004~2013的時間序列數據從全國、東部、中部、西部四個層面分析金融集聚與產業(yè)結構升級的影響。所用數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技數據庫》、《中國高技術產業(yè)數據庫》等。

        三、實證研究

        (一)單位根檢驗

        上述變量均為時間序列數據,因此,為了防止時間序列數據的非平穩(wěn)性而導致偽回歸現象,本文采用ADF檢驗對金融集聚和產業(yè)結構升級兩個變量進行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結果如表1所示。

        由上可看出,在5%顯著性水平上,原始序列的檢驗結果均沒有拒絕單位根的假設,因此可以認為產業(yè)結構升級和金融集聚均為非平穩(wěn)的時間序列。由表可看出,全國、東部、西部地區(qū)經一階差分后均拒絕有單位根的假設,表明差分變量是平穩(wěn)的。這說明從全國、東部、西部地區(qū)來看上述兩個變量均是一階單整的,表1也說明中部地區(qū)的金融集聚和產業(yè)結構升級指標是二階平穩(wěn)的。對于這些非平穩(wěn)的經濟變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸分析方法檢驗它們之間的相關性,而應采用協(xié)整方法進行檢驗分析。

        (二)協(xié)整分析

        為了進一步檢驗金融集聚與產業(yè)結構升級之間是否存在協(xié)整關系以及共同變化的趨勢,還需要對殘差序列進行單位根檢驗。如果殘差序列是平穩(wěn)的,則可以認為金融集聚與產業(yè)結構升級之間存在協(xié)整關系,故本文采用E—G兩步法,具體檢驗如下:

        第一步,用傳統(tǒng)OLS法對LGDP和LW進行回歸估計?;貧w結果如表2所示:

        第二步,對方程的誤差項進行單位根檢驗。檢驗結果如表3所示:

        表3是對殘差序列進行的ADF檢驗,因為估計出的殘差的臨界值不同于單位根檢驗的臨界值,所以對殘差的檢驗不包括常數項和趨勢項。殘差序列在95%的顯著性水平上是平穩(wěn)的,進而可以認為金融集聚與產業(yè)結構升級之間存在協(xié)整關系,即兩者之間存在著長期共同變化的趨勢。

        四、結論

        通過協(xié)整檢驗,可以看出金融集聚與產業(yè)結構升級二者之間具有長期均衡的關系。從全國范圍來看,金融集聚對產業(yè)結構升級具有顯著的促進作用。東部地區(qū)的金融金融集聚對產業(yè)結構升級具有抑制作用,這可能是東部地區(qū)的產業(yè)結構發(fā)展水平已經很高,金融集聚已不能進一步促進產業(yè)結構的升級。中部地區(qū)的金融集聚能對產業(yè)結構升級產生明顯的促進作用,因此可加強中部地區(qū)的金融集聚進而帶動產業(yè)結構的升級。西部地區(qū)的金融集聚雖然對產業(yè)結構升級具有促進作用,但這種促進作用并不顯著。

        參考文獻

        [1]陳峰.論產業(yè)結構調整中金融的作用[J].金融研究,1996(11).

        [2]劉世錦.為產業(yè)升級和發(fā)展創(chuàng)造有利的金融環(huán)境[J].上海金融,1996(4).

        [3]范方志,張立軍.中國地區(qū)金融結構轉變與產業(yè)結構升級研究[J].金融研究,2003(11).

        [4]黃解宇,楊再斌.金融集聚論[M].中國社會科學出版社,2006.

        [5]陳志楣,楊德永.產業(yè)結構與財政金融協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略研究[J].中國經濟出社,2007.

        [6]石沛,蒲勇健.金融集聚與產業(yè)結構的空間關聯機制研究[J].技術經濟,2011(1).

        [7]鄧向榮,劉文強.金融集聚對產業(yè)結構升級作用的實證分析[J].南京社會科學,2013(10).

        [8]李程.要素市場扭曲、資本深化與產業(yè)結構調整——基于時變彈性生產函數的實證分析[J].統(tǒng)計與信息論壇,2015(2).

        作者簡介:曾芳玲(1991-),漢族,湖南益陽人,湖南師范大學商學院碩士研究生,研究方向:產業(yè)經濟學。

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