【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。