韓雪蓮

關(guān)鍵詞：貴州省;金融發(fā)展;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

中圖分類號：F127 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2022）06-0022-04

引言

我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，就要不斷調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，使之能夠與新階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求的變化相適應(yīng)。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開金融業(yè)的支持，金融業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段變得越發(fā)緊密。改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)實力不斷增強，取得的成績令人矚目，但東中西部地區(qū)發(fā)展不平衡、不充分問題仍然突出。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和金融發(fā)展都存在著較大的區(qū)域性差異，從區(qū)域的角度出發(fā)，研究二者的關(guān)系有著十分重要的意義。貴州省作為西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)，其金融業(yè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間有著怎樣的影響關(guān)系呢？本文對此進(jìn)行研究，以期為認(rèn)識二者之間的關(guān)系以及貴州省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)升級、金融發(fā)展提供新的實證依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者研究金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級二者的關(guān)系得出的結(jié)論不盡相同。Carlin等（2003）認(rèn)為，資本市場更有利于高新產(chǎn)業(yè)發(fā)展，銀行體系更適合傳統(tǒng)型產(chǎn)業(yè)發(fā)展[1]。我國學(xué)者蔡紅艷等（2004）指出，資本市場不能有效促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，股市資本對高成長行業(yè)支持力度不夠[2]。Hyina（2012）、李強（2015）等大部分學(xué)者都認(rèn)為，金融發(fā)展會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的產(chǎn)生積極影響[3～4]。易鑫富等（2020）的實證研究表明，金融體系規(guī)模對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的沖擊最大，金融體系結(jié)構(gòu)的沖擊次之，金融體系效率的沖擊作用最小[5]。方愛平等（2011）的研究表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對推動中部地區(qū)金融發(fā)展有積極影響[6]。李遠(yuǎn)天等（2021）認(rèn)為，金融結(jié)構(gòu)變動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的影響是相互的，金融結(jié)構(gòu)變動能更好地服務(wù)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級協(xié)調(diào)發(fā)展的金融結(jié)構(gòu)才是最優(yōu)的金融結(jié)構(gòu)[7]。國內(nèi)外學(xué)者的研究大多側(cè)重于金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是否也能促進(jìn)金融發(fā)展的實證研究較少;其次，以往研究多從整體出發(fā)，而中國區(qū)域之間發(fā)展不平衡，有必要根據(jù)貴州省的實際情況進(jìn)行具體分析。

二、變量選取及模型設(shè)定

（一）變量選取

1.被解釋變量與解釋變量。一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（ISU）。構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)[8]，表示貴州省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平。計算公式為：ISU=zi×i=z1×1+z2×2+z3×3 其中，zi表示第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占GDP的比重。二是金融發(fā)展（FD）。目前，貴州省產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需資金很大程度上還是來源于銀行業(yè)，資本市場發(fā)展時間較短，直接融資水平較低，采用銀行業(yè)的數(shù)據(jù)衡量貴州省的金融發(fā)展水平更具有代表性。本文從金融發(fā)展規(guī)模（FDS）和金融發(fā)展效率（FDE）兩個方面進(jìn)行衡量。其中，F(xiàn)DS=金融機(jī)構(gòu)各項存貸款余額總和/GDP，F(xiàn)DE=金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額/金融機(jī)構(gòu)各項存款余額。

2.控制變量。固定資產(chǎn)投資水平（FAI）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）及政府行為（GOV）等諸多外部因素會對貴州省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和金融發(fā)展產(chǎn)生影響，本文將這些因素作為控制變量。其中，F(xiàn)AI=固定資產(chǎn)投資總額/GDP，GDP=貴州省人均GDP，GOV=一般公共預(yù)算支出/GDP。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于歷年《貴州省統(tǒng)計年鑒》和國泰安數(shù)據(jù)庫。為確保數(shù)據(jù)尺度統(tǒng)一，F(xiàn)DS、FDE、FAI、GOV四個變量的值均采用小數(shù)形式，并保留四位小數(shù)。為縮小量綱、降低序列異方差，對GDP取對數(shù)得到LNGDP。

（三）模型設(shè)定

ARDL-ECM模型是以ARDL模型為基礎(chǔ)推導(dǎo)得到的，ARDL模型對小樣本檢驗同樣有效，估計結(jié)果更加穩(wěn)健，只要序列滿足零階單整或一階單整就可以構(gòu)建無約束的誤差修正模型（UECM），運用 ARDL邊限協(xié)整檢驗來檢驗變量的長期穩(wěn)定關(guān)系。若變量間長期協(xié)整關(guān)系存在，則進(jìn)一步建立ARDL-ECM模型估計模型系數(shù)。ARDL-ECM模型表達(dá)式為：

（一）單位根檢驗

本文實證部分使用的是Eviews10軟件。ADF單位根檢驗結(jié)果顯示，ISU原序列在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，為零階單整序列。FDS、FDE、FAI、LNGDP、GOV均為非平穩(wěn)序列，一階差分后分別在5%，1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，為一階單整序列。所有變量滿足I（0）或I（1）平穩(wěn)，可以運用ARDL方法進(jìn)行研究。

（二）ARDL邊限協(xié)整檢驗

本文基于AIC信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，由于樣本數(shù)據(jù)量較小（T=39），將最大滯后階數(shù)設(shè)置為3。檢驗通過F統(tǒng)計量進(jìn)行判斷，F(xiàn)值大于上臨界值，則拒絕原假設(shè)，變量間長期協(xié)整關(guān)系存在;F值小于下臨界值，則接受原假設(shè)，變量間長期協(xié)整關(guān)系不存在;F值落在上下兩個臨界值之間，則無法判斷，檢驗結(jié)果如表1所示。

ISU=f（FDS，F(xiàn)AI，LNGDP，GOV）、ISU=f（FDE，F(xiàn)AI，LNGDP，GOV）和FDS=f（ISU，F(xiàn)AI，LNGDP，GOV）函數(shù)的F 統(tǒng)計值均高于顯著性水平為1%的上臨界值，通過協(xié)整關(guān)系檢驗。FDE=f（ISU，F(xiàn)AI，LNGDP，GOV）則沒有通過協(xié)整關(guān)系檢驗。

（三）長期和短期系數(shù)估計

由于FDE=f（ISU，F(xiàn)AI，LNGDP，GOV）沒有通過協(xié)整檢驗，故只估計模型1、模型2、模型3的長短期系數(shù)。為了避免異方差或自相關(guān)問題，采用HAC（Newey-West）估計法修正參數(shù)估計量的標(biāo)準(zhǔn)差，參數(shù)估計結(jié)果如下頁表2所示。

ISU為因變量，F(xiàn)DS為自變量時，金融發(fā)展規(guī)模的長短期系數(shù)均在1% 的顯著性水平下顯著。長期來看，金融發(fā)展規(guī)模提高1%產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級則會提高0.268486%，短期內(nèi)金融發(fā)展規(guī)模提高1%產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會提高0.168003%。三個控制變量在長期都會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生影響，但固定資產(chǎn)投資水平會抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，原因可能是貴州省的固定資產(chǎn)投資資源配置不合理，不能有效支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。ECMt-1在 1% 的顯著水平下通過檢驗，系數(shù)為-0.997887，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級短期偏離長期均衡狀態(tài)后，會以99.7887%的速度向長期均衡方向調(diào)整。

FDS為因變量，ISU為自變量時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對金融發(fā)展僅存在長期的正向影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提高1%金融發(fā)展規(guī)模則會提高0.612983%。固定資產(chǎn)投資水平在長期能促進(jìn)金融規(guī)模增長，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻對金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)生抑制作用，原因可能是貴州省在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上投入了大量資金，雖然GDP增長了，但地方債務(wù)重，而大部分債務(wù)來自銀行。短期來看，金融發(fā)展規(guī)模的滯后項D（FDS（-1））在1%的顯著水平下顯著，金融發(fā)展規(guī)模自身的影響存在延續(xù)性，當(dāng)期值變動 1%，下期值則會同向變動 0.43376%。政府行為及其滯后項在短期內(nèi)都會抑制金融發(fā)展規(guī)模，原因可能在于金融發(fā)展規(guī)模短期增長過快會引起通貨膨脹，需要政府進(jìn)行干預(yù)。ECMt-1在 1% 的顯著水平下通過檢驗，說明金融發(fā)展規(guī)模短期偏離長期均衡狀態(tài)后，會以111.9521%的速度向長期均衡方向調(diào)整。

ISU為因變量，F(xiàn)DE為自變量時，金融發(fā)展效率的長期系數(shù)并不顯著，長短期都不會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級產(chǎn)生影響。從長期來看，控制變量的系數(shù)都是顯著的，均會對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生正向或負(fù)向影響。短期內(nèi)只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的滯后項D（ISU（-1））在10%的顯著性水平下會對其產(chǎn)生影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級自身的影響存在延續(xù)性，當(dāng)期值變動 1%，下期值則會同向變動 0.238048%。

本文用CUSUM和CUSUMSQ檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，檢驗結(jié)果顯示三個模型的CUSUM值和CUSUMSQ值都位于5%顯著性水平下的上下臨界值之間，說明ARDL-ECM模型估計的結(jié)果是有效的。

結(jié)語

本文通過分析實證結(jié)果得出以下結(jié)論：第一，貴州省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和金融發(fā)展規(guī)模之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從長期來看，金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也推動了金融發(fā)展規(guī)模的增長。短期內(nèi)，當(dāng)期的金融發(fā)展規(guī)模會推動當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，但是不存在滯后項，說明金融發(fā)展規(guī)模在短期內(nèi)能推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但是這種推動作用不能延續(xù)。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對金融發(fā)展規(guī)模的推動作用更大。原因可能在于貴州省第二、三產(chǎn)業(yè)正在蓬勃發(fā)展，對資金的需求也會大幅度地增加。此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也對金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)水平提出了更高的要求，從而倒逼金融機(jī)構(gòu)不斷發(fā)展壯大。第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和金融發(fā)展效率之間沒有明顯的聯(lián)系。原因可能在于貴州省金融發(fā)展效率呈現(xiàn)出一定的下滑趨勢，1978年全省金融機(jī)構(gòu)貸款余額與存款余額的比值為1.1987，2017年則下降到了0.7996。

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