孫永春

(廣州南洋理工職業(yè)學院 經(jīng)濟管理學院, 廣東 廣州 510900)

2020年出現(xiàn)了人類罕見的大疫災，由于疫情沖擊，全球經(jīng)濟處于20世紀30年代以來最為嚴重的衰退之中.得益于大規(guī)模的紓困和刺激政策，加上疫苗研發(fā)的積極進展，主要經(jīng)濟體的衰退已有所減緩，經(jīng)濟開始恢復，但前景依然充滿不確定性.與此同時，疫情對全球經(jīng)濟的中長期影響也已顯露，國際產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈加速重構，全球金融風險不斷積累，國際經(jīng)濟治理變革的緊迫性日益增大.

在這個特殊的時期，我國在十四五規(guī)劃中特別強調(diào)深化金融體系改革，強化支持實體經(jīng)濟.十四五期間將推進金融供給側(cè)結(jié)構性改革，同時加速推進金融服務業(yè)開放，使得金融供給多元化，強化金融支持科技行業(yè)發(fā)展，因為科技創(chuàng)新，能提高全要素生產(chǎn)率.具體從內(nèi)部來看，單純依靠增加要素數(shù)量驅(qū)動經(jīng)濟增長的 “外延型”經(jīng)濟增長方式已經(jīng)無法滿足我國的需求，需要依靠科技創(chuàng)新將我國轉(zhuǎn)為“內(nèi)涵型”增長模式.從外部來看，中美脫鉤、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移等問題，也需要加強自身科技能力建設.因此，需要不斷深化金融體系改革，其是實體經(jīng)濟能夠持續(xù)增長的重要源泉，增強金融支持科技創(chuàng)新，進而促進實體經(jīng)濟發(fā)展.

由以上可知金融發(fā)展的重要性，而產(chǎn)業(yè)是城市發(fā)展的脊梁，產(chǎn)業(yè)結(jié)構承載著金融發(fā)展和實體經(jīng)濟增長橋梁的重要作用.并且在十四五規(guī)劃建議中，淡化了經(jīng)濟總量和增速的目標，反而著眼于兩個“重”——重產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整、重發(fā)展質(zhì)量.

目前，正如中國改革發(fā)展研究院院長遲福林所講，我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟結(jié)構調(diào)整正處于重要階段，疫情對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的沖擊，加大了產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的壓力.在這個特定背景下，重在加快推進基于內(nèi)需的產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整.全球供給鏈重塑對產(chǎn)業(yè)發(fā)展將帶來嚴重沖擊，但對我國基于內(nèi)需的產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整會形成重大推動力.這也響應了國家的內(nèi)循環(huán)為核心的消費主線，不斷改善居民消費環(huán)境，增加消費意愿，保持經(jīng)濟長期向好的基本面不改變.

綜上所述，在疫情常態(tài)化后，要使經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展，需要認真審視金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構與實體經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在聯(lián)系，深刻把握3者之間的傳導機理，進而構建良性的協(xié)調(diào)互動機制.

1 文獻綜述

1.1 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關研究

隨著眾多學者從不同的切入點對金融發(fā)展的理論和實證研究進行不斷地深入研究，業(yè)界學者對此得出3種不同的見解和觀點，現(xiàn)歸納如下：

(1)金融發(fā)展對實體經(jīng)濟增長的正向作用

Samargandit等[1]通過對中等收入的金融發(fā)展與實體經(jīng)濟之間實證關系的研究，發(fā)現(xiàn)二者之間是倒U型關系，而且金融發(fā)展達到一定的值以后不再促進實體經(jīng)濟增長.Levine等[2]以及Terhi等[3]通過實證研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對實體經(jīng)濟增長具有正向作用.張林[4]采用30個省市的空間面板數(shù)據(jù)進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展不管是在短期還是在長期，對實體經(jīng)濟增長都具有顯著的正向促進作用，因此，要不斷提高金融發(fā)展水平，充分發(fā)揮其對實體經(jīng)濟增長的正向促進作用.賈高清[5]運用系統(tǒng)廣義矩估計方法對中國省級面板數(shù)據(jù)進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)只有當金融發(fā)展和實體經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展時，金融發(fā)展才對實體經(jīng)濟增長具有正向的促進作用，當金融發(fā)展速度超過實體經(jīng)濟發(fā)展時，則可能阻礙經(jīng)濟的增長.

(2)金融發(fā)展對實體經(jīng)濟增長的影響不明顯或有負向作用

Thomas[6]認為金融的發(fā)展在某種程度上會抑制實體經(jīng)濟的增長.陸岷峰等[7]認為金融產(chǎn)業(yè)與實體經(jīng)濟增長之間是缺乏聯(lián)動性的，無明顯相關關系.錢龍[8]認為實體經(jīng)濟發(fā)展促進了金融業(yè)的發(fā)展，而金融業(yè)卻不是實體經(jīng)濟增長的原因之一.田衛(wèi)民[9]通過實證研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對實體經(jīng)濟增長具有負向作用，金融發(fā)展只有在增進資本積累和優(yōu)化資源配置的前提條件下才能促進實體經(jīng)濟增長.李強等[10]通過我國省級面板數(shù)據(jù)實證研究，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展在阻礙實體經(jīng)濟發(fā)展的同時卻對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用.

(3)金融發(fā)展與實體經(jīng)濟增長之間具有非線性

張亦春等[11]運用雙門檻回歸對中國30個省份的面板數(shù)據(jù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與實體經(jīng)濟增長之間具有非線性，即當金融發(fā)展與實體經(jīng)濟增長相適應時才會表現(xiàn)促進作用，而當金融發(fā)展與實體經(jīng)濟存在偏離時會阻礙實體經(jīng)濟的增長.李健等[12]運用動態(tài)面板模型對中國30個省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展和實體經(jīng)濟增長具有非線性關系，金融發(fā)展與實體經(jīng)濟之間的關系在于二者之間發(fā)展的差異性.

1.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構與經(jīng)濟增長的相關研究

目前，我國很多區(qū)域產(chǎn)業(yè)均面臨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構不合理、產(chǎn)業(yè)發(fā)展停滯不前等問題，因此，快速調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構成為各區(qū)域促進經(jīng)濟發(fā)展的途徑之一.學術界對產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整與經(jīng)濟增長之間關系的研究主要有：陳兆明等[13]通過建立線性面板模型和門檻效應模型對中國31個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，得出在城市化水平較高的東部地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構高級化對經(jīng)濟增長具有積極的正向作用，而城市化水平較低的中西部則會起到阻礙作用.胡立君等[14]運用中國各省數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對于經(jīng)濟水平比較落后的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構反而越高級化，而工業(yè)水平卻比較低.

1.3 金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動的相關研究

對于金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構二者之間的關系，不同的學者從不同的角度進行了實證研究，彭繼增等[15]采用動態(tài)面板SYS-GMM法對中國31省市面板數(shù)據(jù)進行實證研究，得出互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化具有正向效應，尤其在產(chǎn)業(yè)結(jié)構高級化方面尤為明顯.汪浩瀚等[16]運用Hansen門限模型對中國京津冀和長三角城市群數(shù)據(jù)進行實證研究，得出金融發(fā)展不但對產(chǎn)業(yè)升級存在門限效應，還對不同城市群產(chǎn)業(yè)升級存在差異性.陳龍等[17]運用VAR模型對中國30個省市面板數(shù)據(jù)進行實證研究，得出金融規(guī)模的擴大和產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化之間存在相互作用，一方面金融規(guī)模的擴大為產(chǎn)業(yè)結(jié)構提供資金，另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化的優(yōu)勢發(fā)揮之后，又會促進金融規(guī)模的發(fā)展.

1.4 金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動與經(jīng)濟增長的相關研究

目前，大多數(shù)學者只研究金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構和經(jīng)濟增長兩兩之間的關系，但部分學者也研究了3者之間的關系，如陳曉玲等[18]采用面板VAR模型對中國30個省份的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，得出金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟增長的促進作用不是很明顯，但對其本身的發(fā)展卻有較大的促進作用，同時，產(chǎn)業(yè)升級能促進金融發(fā)展和自身的發(fā)展.王云芳等[19]運用VAR模型對中國的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，得出金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構和經(jīng)濟增長3者之間存在長期均衡關系的結(jié)論.賈淼等[20]采用統(tǒng)計和計量的方法對蘇南5市面板數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)升級存在正向作用，與經(jīng)濟增長之間存在負向作用，但產(chǎn)業(yè)升級對經(jīng)濟增長具有積極的促進作用.過旭東[21]從空間角度研究了3者之間的關系，同時認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構和金融發(fā)展之間的協(xié)同效應能促進實體經(jīng)濟增長.李子言[22]認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構是金融發(fā)展和實體經(jīng)濟增長的中介，并利用中介效應模型研究了3者之間的關系.

綜上所述，雖然大量的學者對金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動與經(jīng)濟增長3者之間的關系進行了研究，且內(nèi)容豐富，但仍然有局限性，主要表現(xiàn)在以往文獻大多側(cè)重于3者之間的單項關系，沒有對3者之間的動態(tài)關系進行深入的研究，尤其在這個特殊時期，在全球經(jīng)濟努力從疫情中復蘇之際，世界各國政府紛紛加入經(jīng)濟競爭，努力影響和引導投資，刺激產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，在數(shù)字世界中管理和保衛(wèi)國家安全，并利用各種政策工具塑造國家經(jīng)濟.在這樣的背景下，中國對金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動與經(jīng)濟增長賦予新的內(nèi)容和解釋，因此，目前全面研究金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動與經(jīng)濟增長3者之間的動態(tài)尤為必要.

2 指標選取與模型設定

2.1 指標選取

2.1.1 實體經(jīng)濟增長(g_GDP)

2.1.2 金融發(fā)展水平(FD)

為了更全面有效地衡量金融發(fā)展水平，本文在參考眾多學者研究成果的基礎上，構建了包含金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率及金融發(fā)展結(jié)構的金融評價綜合體系，并通過熵值法賦權法(1)具體原理和算法可參見https://blog.csdn.net/zhanghao12_34/article/details/79406211算出各指標的權重.構建的金融發(fā)展水平評價指標體系如表1所示.

表1 金融發(fā)展的綜合指標體系及權重

2.1.3 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(IS)

2.2 模型設定

與傳統(tǒng)計量經(jīng)濟方法相比，VAR模型不以經(jīng)濟理論為基礎，在做回歸時也不必先假定內(nèi)生變量和外生變量，而是通過建立聯(lián)立方程的形式，估計內(nèi)生變量之間的動態(tài)關系，即更注重變量間的動態(tài)性，并且VAR模型在實證分析上的應用也非常普遍，其主要通過進一步預測和脈沖分析，看變量之間的相互影響，同時,建立在VAR模型基礎上研究變量之間的格蘭杰因果關系，這些特性都與本文的研究目的一致，故本文選擇VAR模型.

在選取指標的基礎上，本文建立VAR模型如下：

Yt=C+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+εt

(1)

Yt={g_GDPt,FDt,ISt}

(2)

式(1)中Yt是被解釋變量，Yt-1，Yt-2和Yt-p是Yt的滯后項，A是系數(shù)，p是滯后階數(shù)，εt是隨機誤差項，式(2)中g_GDPt，F(xiàn)Dt，ISt分別表示實體經(jīng)濟增長、金融發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動.

3 實證分析

3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整分析

本文基于1992-2019年宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，采取單根檢定ADF法檢驗中國實體經(jīng)濟增長(g_GDP)、金融發(fā)展(FD)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(IS)3個變量的數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，得出g_GDP、FD、IS均為非平穩(wěn)序列，為了使數(shù)據(jù)達到平穩(wěn)，故采取一階差分，此時所有變量的檢驗結(jié)果在5%的水平上顯著，拒絕原假設達到平穩(wěn)，為一階單整.具體檢驗結(jié)果如表2所示.

依據(jù)表2的檢驗結(jié)果可知各變量符合協(xié)整檢驗的條件，故采用Johansen協(xié)整檢驗各變量之間是否具有長期穩(wěn)定的關系.檢驗結(jié)果如表3所示.

表2 各序列及其一階差分序列的單位根檢驗

依據(jù)表3的檢驗結(jié)果，前兩個檢驗結(jié)果均拒絕原假設，最后一個檢驗結(jié)果顯示在5%顯著性水平存在兩個協(xié)整方程，即金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構和實體經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的因果關系.

表3 3變量間的協(xié)整檢驗

3.2 VAR模型估計

從單位根以及協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，可以運用VAR模型估計.建模之前先對模型進行滯后階數(shù)檢驗判斷，考慮樣本數(shù)據(jù)較少，選擇滯后5期檢驗模型較優(yōu)的滯后階數(shù).計算結(jié)果如表4所示.

表4 VAR模型滯后階數(shù)檢驗

從表4中可以看出，6個檢驗統(tǒng)計量中，LR和FPE都支持選擇滯后3期建模分析較為合理，logL不能得出合理的判斷結(jié)論，AIC和HQ則選擇滯后5期.遵循簡化和節(jié)省原則，本文選擇滯后3期建模分析.建模估計結(jié)果如表5所示.

從表5中可知，估計結(jié)果中部分變量系數(shù)在5%的顯著性水平下通過檢驗，部分變量在10%的顯著性水平下都沒有通過檢驗，為了保證模型估計結(jié)果解釋的可靠，需要檢驗模型整體的穩(wěn)定性，故對模型進一步進行穩(wěn)定性檢驗.對模型進行單位根檢驗，結(jié)果如圖1所示.

表5 VAR模型估計結(jié)果

圖1 VAR單位根檢驗結(jié)果Fig.1 VAR unit root test results

從圖1中可以看出，所有特征根的倒數(shù)分布在單位圓內(nèi)，說明盡管部分滯后變量系數(shù)并不能顯著地通過檢驗，但是整個方程的估計結(jié)果是平穩(wěn)的.

在滯后階數(shù)確定和平穩(wěn)性檢驗后，又對變量間進行了格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表6所示.

表6 格蘭杰因果檢驗

從表6可知，金融發(fā)展波動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動均與實體經(jīng)濟增長波動存在因果關系，產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動與金融發(fā)展波動之間也存在因果關系，而其他變量則不存在因果關系.具體從3個方面進行分析：

(1)當實體經(jīng)濟增長作為被解釋變量

實體經(jīng)濟增長的滯后3期對其本身產(chǎn)生的影響較大，其中滯后1期和3期對其本身產(chǎn)生正向影響，而滯后2期的影響系數(shù)為負，但絕對值較小，由此表明實體經(jīng)濟增長會進一步促進其本身的增長；而金融發(fā)展的滯后1期和2期對實體經(jīng)濟增長的影響效應均為負，滯后3期的影響效應則為正，但系數(shù)絕對值相對較小，從而表明現(xiàn)階段我國金融發(fā)展并不能很好地促進實體經(jīng)濟增長，反而會抑制實體經(jīng)濟增長，因此，應當合理調(diào)整我國現(xiàn)階段金融發(fā)展規(guī)模與結(jié)構；產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動對實體經(jīng)濟增長的前1期和前2期效應均為正，前3期的影響效應為負，并且系數(shù)是最大的，因而從整體上看，當前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構也并不能很好地促進實體經(jīng)濟增長.

(2)當金融發(fā)展作為被解釋變量

實體經(jīng)濟增長的前1期和前2期對其產(chǎn)生較大的正向作用，但前3期對其產(chǎn)生較小的負向影響，因而從整體上看實體經(jīng)濟增長對金融發(fā)展起到一定促進作用；而金融發(fā)展的前1期和前2期對其本身產(chǎn)生負向影響，前3期的影響大小與前一期和前兩期的總影響大小基本相同，但是影響效應為正，說明金融發(fā)展的波動具有自我調(diào)整修正的特征；產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動前1期和前2期對金融發(fā)展具有正向影響，但影響較小，而前3期對金融發(fā)展具有較大的負向影響，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級并不能很好地促進金融發(fā)展，表明當前產(chǎn)業(yè)結(jié)構與金融發(fā)展不相適應.

(3)當產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動作為被解釋變量

實體經(jīng)濟增長前1期和前3期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級產(chǎn)生較大的負向影響，而實體經(jīng)濟增長前2期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級產(chǎn)生較小的正向影響，表明當前實體經(jīng)濟增長不能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級；而金融發(fā)展的滯后期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級的影響都較小，可認為金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級不產(chǎn)生影響；而前1期產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動對其本身產(chǎn)生較大的正向效應，前2期和前3期均對其產(chǎn)生較小的負向效應，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級能夠更好地促進其本身升級.

3.3 脈沖響應分析

為了分析3個變量聯(lián)動關系的沖擊特征，在VAR模型分析的基礎上進一步研究3個變量互相沖擊的脈沖特征.圖2和圖3分別為變量間的脈沖響應關系和累積脈沖響應關系圖.

圖3 累積脈沖響應圖Fig.3 Cumulative impulse response graphs

圖2中第1列表示實體經(jīng)濟增長波動對其本身、金融發(fā)展波動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動的脈沖響應.如果給定實體經(jīng)濟增長波動一個單位的正向沖擊，實體經(jīng)濟增長波動本身出現(xiàn)正負交替的反應，但從累積影響上看，由于前2期的正向沖擊較大，因此，實體經(jīng)濟增長波動對其本身的累積沖擊始終為正，再次表明實體經(jīng)濟增長波動對其自身有正反饋作用.從金融發(fā)展對于實體經(jīng)濟增長波動的沖擊表現(xiàn)看，實體經(jīng)濟的高速發(fā)展將能夠帶動金融業(yè)的快速發(fā)展.從實體經(jīng)濟增長波動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級的沖擊表現(xiàn)看，實體經(jīng)濟增長波動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構的影響表現(xiàn)為先正后負，說明實體經(jīng)濟的高速發(fā)展在一開始對產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級是有一定促進作用的，但隨著實體經(jīng)濟的不斷發(fā)展，第二產(chǎn)業(yè)增加值不斷增多，導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構比不斷下降，從而抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級.

圖2中第2列為金融發(fā)展對3變量變動的脈沖響應圖.給定金融發(fā)展波動一個單位的正向沖擊，可以看出金融發(fā)展波動對實體經(jīng)濟增長波動的沖擊，除在第4期、第7期、第8期及第10期有較小的正向沖擊外，其余各期的沖擊均為負向影響，并且第2期的負向影響較大，整體上的累積影響均為負，表明當前的金融發(fā)展會抑制實體經(jīng)濟增長.金融發(fā)展波動對其本身在第1期、第4期和第9期均有正向沖擊，并且第1期的正向沖擊較大，而其他期的負向沖擊都較小，整體上對自身有正向的影響，說明金融發(fā)展波動對自身也有一定的正反饋作用.金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動的沖擊基本上都位于0軸上方，表明金融發(fā)展能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級.

圖2中第3列為產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級對3變量變動的脈沖響應圖，可看出，給定產(chǎn)業(yè)結(jié)構一單位的正向沖擊，對實體經(jīng)濟增長的沖擊基本上位于0軸上方，表明如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構能夠升級，那么它就能加快實體經(jīng)濟的增長.

圖2 3變量的脈沖響應分析Fig.2 Impulse response analysis of three variables

對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級對金融發(fā)展波動的沖擊，除在第4期和第6期為負向沖擊外，其余各期均為正向沖擊，但負向沖擊影響較大，從第4期開始，累積影響均為負，由此表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級對金融發(fā)展首先表現(xiàn)為正向沖擊，之后表現(xiàn)為負向影響.產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級對其自身的沖擊表現(xiàn)為前3期均為較大的正向沖擊，從第4期開始沖擊均為負向，但影響相對較小，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級能夠促進其本身進一步升級.

結(jié)合上述分析可以看出，3個變量之間的互相影響關系較為復雜，大體的結(jié)果如下：①就實體經(jīng)濟而言，實體經(jīng)濟的高速發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級能夠促進實體經(jīng)濟的進一步增長，而金融發(fā)展太快會抑制實體經(jīng)濟增長；②就金融發(fā)展而言，實體經(jīng)濟的快速發(fā)展以及金融發(fā)展均能進一步帶動金融發(fā)展,而產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級則會抑制金融發(fā)展;③就產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動而言，金融發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級均能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構進一步升級，而實體經(jīng)濟增長則有可能抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級.

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文基于1992-2019年數(shù)據(jù)為樣本，通過構建VAR模型以及脈沖響應函數(shù)，分析了實體經(jīng)濟增長、金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動3者之間的相互影響.得出如下結(jié)論：

(1)實體經(jīng)濟增長、金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動3個變量自身均存在正反饋機制，即實體經(jīng)濟的快速增長能夠帶動其進一步增長，金融發(fā)展能夠促進其進一步發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級能夠帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構的進一步升級.

(2)從實體經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的相互關系看，兩者的作用方向存在差異，即如果實體經(jīng)濟增長存在波動，就會對金融發(fā)展產(chǎn)生正向沖擊作用.換種說法，即實體經(jīng)濟能夠為金融的發(fā)展提供堅實的物質(zhì)條件,同時也對金融的發(fā)展提出更高的要求，這也是推動金融發(fā)展的外部因素之一.相反,金融發(fā)展對實體經(jīng)濟的發(fā)展卻起到抑制作用，這種情況說明了金融發(fā)展服務實體經(jīng)濟的作用沒有得到充分的發(fā)揮，即其不能滿足日益發(fā)展的實體經(jīng)濟的需要，這將成為未來金融發(fā)展所面臨的挑戰(zhàn)之一.

(3)從實體經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動的相互關系看，兩者的作用方向亦不同.首先，產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級能夠帶動實體經(jīng)濟的增長，主要在于金融為技術創(chuàng)新提供了重要的支撐與保障條件.金融業(yè)產(chǎn)出的增加能夠促進技術創(chuàng)新，而技術創(chuàng)新又能帶動生產(chǎn)率的提高，從而促進實體經(jīng)濟增長.實體經(jīng)濟增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級首先是促進作用，其后為抑制作用.主要在于實體經(jīng)濟增長帶動了實體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增加，尤其是第二產(chǎn)業(yè)增加值的上升，進而會使得第二產(chǎn)業(yè)占比增大，導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級受阻.

(4)從金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構變動的相互關系看，金融發(fā)展能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級.金融發(fā)展帶動了金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加，從而導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級.而產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級對金融發(fā)展首先表現(xiàn)為促進作用，其后是抑制作用.產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級代表第三產(chǎn)業(yè)尤其是金融業(yè)在全部行業(yè)中占比的提升，這也就表明金融業(yè)的產(chǎn)出增加，從而帶動金融發(fā)展.但是金融業(yè)的發(fā)展也將帶來金融結(jié)構的提升，從而導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構與金融結(jié)構不相適應，出現(xiàn)金融趕超的現(xiàn)象，因而會抑制金融發(fā)展，甚至抑制經(jīng)濟增長.

4.2 政策建議

依據(jù)以上實證分析，有針對性地提出如下建議：

(1)由于新冠肺炎疫情和國際不穩(wěn)定、不確定因素的影響，以及國內(nèi)人口老齡化和科技受限，抑制了我國經(jīng)濟的潛在增長率，因此，在規(guī)劃中長期目標時，要更加注重經(jīng)濟結(jié)構優(yōu)化，引導各方面把工作重點放在提高發(fā)展質(zhì)量和效益上.

(2)如果要有效解決融資難以及降低實體經(jīng)濟融資的成本，就需要進一步改革金融體制，引導金融資金投資的走向，構建金融有效支持實體經(jīng)濟的機制，提升金融科技水平，增強金融普惠性.

(3)目前，若要使經(jīng)濟增長朝著高質(zhì)量的方向發(fā)展，需要不斷提升創(chuàng)新能力，同時支持并不斷培育新興的產(chǎn)業(yè)和部門，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構不斷改造升級，進而使資本和各種生產(chǎn)要素達到最優(yōu)，最終提高全要素生產(chǎn)率，形成創(chuàng)新驅(qū)動型的經(jīng)濟增長方式，使發(fā)展惠及到全體人民，實現(xiàn)我國全體人民對美好生活的向往目標.