重庆市金融发展与产业结构关系的实证研究

摘 要：利用1980—2009年的数据，对重庆市的金融发展和产业结构，采用平稳性检验、协整检验、格兰杰检验，误差修正模型，向量自回归模型等方法进行分析，结果表明金融发展和第三产业有协整关系，并且与第一产业和第二产业的发展都有密切关系，在此基础上针对性提出了两点建议。

关键词：金融发展；产业结构升级；实证分析；重庆市

中图分类号：F830 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）04-0062-02

关于金融发展和产业结构的关系，金融相关比率的提出者美国经济学家雷蒙德·W.戈德史密斯认为，“金融与以产业结构变动为特征的经济增长间是互为因果关系的，金融法杖和经济增长、产出结构之间存在着互相推进的过程。” 中国很多学者针对不同的研究对象在此方面做过了研究。范方志、张立军（2003）分为对东、中、西部金融发展对产业结构升级的关系进行研究，得出金融发展水平影响产业结构升级并进一步影响经济发展。邓光亚、唐天伟（2010）基于多变量VAR模型对1978—2008年间中部地区产业结构调整与金融发展之间的关系进行了实证分析，结果显示两者存在着长期的均衡关系，但未实现互动发展。叶耀明（2004）以长三角城市群作为研究对象，得出长三角城市群的金融发展能有效促进该区域的产业结构升级。

金融作为现代经济的核心，在区域经济发展和产业结构调整的作用日益明显。西部大开发战略实施以来，西部地区产业结构发生了巨大变化。作为西部大开发中区域性金融中心，重庆的金融发展与整个城市的经济发展密切相关。但与国内发达地区相比，重庆的第一、二产业比重偏高，第三产业比重偏低，整体结构不尽合理，而且金融作为产业结构优化升级的重要推动力量，其作用尚未完全发挥。因此，探明金融发展和产业结构的互动关系，既是制定科学合理的金融发展战略的现实需要，也是促进产业结构调整和升级、实现可持续发展的需要。本文利用1980—2009年的数据，对重庆金融发展和产业结构进行分析，旨在探明两者间的关系，以期为产业调整和升级提供些许探讨。

一、实证分析

1.变量的选择及数据来源。在金融发展指标选取上，本文选用“金融相关比率”作为衡量金融发展水平的指标，其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，FIR=金融机构存贷款之和/GDP。此外，以三大产业增加值占名义GDP的比重作为衡量产业结构的指标，分别记为G1、G2、G3。为了消除数据异方差的影响，对四个变量作对数化处理，分别记为LFIR、LG1、LG2、LG3。文中采用的计量分析均采用Eviews6.0来完成。本文所采用的数据来自《重庆市2010统计年鉴》和《中国金融年鉴》。

2.平稳性检验。

结果表明，在5%的显著性水平下，LFIR、LG2、LG3均是一阶单整序列，LG1是零阶单整序列。

3.协整检验。虽然变量LFIR，LG2，LG3是非平稳的一阶单整序列，但可能存在某种平稳的线性组合，反映了变量之间的长期稳定的关系。因此，采用协整检验的方法，判断变量LFIR分别对于变量LG2和LG3的协整关系。首先，对LFIR和LG2进行Johansen协整检验，得到的迹统计量（7.42）和最大特征值统计量（5.28）均小于5%的临界水平，因此LFIR与LG2之间不存在协整关系。其次，对LFIR和LG3进行协整检验，在5%的临界水平下，迹统计量（24.94）和最大特征值统计量（24.38）均大于临界水平，因此LFIR与LG3之间存在长期协整关系，协整方程为LG3 = 3.125 + 0.686×LFIR，调整后的拟合优度为0.847，F值为162.0547。可以看出，方程系数是显著的。并且从长期来看，当金融相关比率上升1%时，第三产业比重上升0.686%。

4.误差修正模型。用EG两步法来建立ECM，得到的误差修正模型为：DLG3 = 0.274*DLFIR +0.152×ECMt-1

差分项反映了短期波动的影响。第三产业比重的短期变动可分为两部分：一部分是短期金融发展程度的影响；一部分是偏离长期均衡的影响。可以看出，在短期内若金融发展程度上升1%，第三产业比重就会上升0.274%。ECMt-1的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以0.152的调整力度使非均衡状态拉回到均衡状态。

5.格兰杰因果检验。金融相关比率和第三产业比重具有长期稳定的协整关系，但并不能证明两者之间存在因果关系。用格兰杰检验法对两个变量进行因果关系检验，若F值大于显著性水平，则拒绝原假设。结果（如表2所示）。

根据结果可以看出，在5%的显著性水平下，滞后第一期，金融发展是第三产业变动的格兰杰原因，而第三产业不是金融发展的格兰杰原因。

6.建立向量自回归模型VAR。

（1）建立VAR模型要求变量是平稳的，因此我们以DLFIR、 DLG1、DLG2作为系统变量建立VAR（1）模型。

DLFIRDLG1DLG2=0.05660.04720.0050+-0.2545 -0.1093 -1.4276-0.0947 -0.0030 0.30430.1459 -0.0600 0.4717×DLFIR（-1）DLG1（-1）DLG2（-1）

（2）对模型进行稳定性检验结果，模型的单位根均位于单位圆内，这样得到的脉冲相应函数的结果是稳定可靠的。（3）脉冲响应分析。1）模型在收到DLFIR一个单位的标准差冲击后，对其自身的影响逐渐减弱，最后逐渐收敛。当DLG1和DLG2受到一个标准差的正冲击后，两者都在第二期开始产生一个较强的负面响应，从第三期开始逐渐收敛。金融发展对第一产业比重的影响较弱。2）模型在收到DLG1一个单位的标准差冲击后，对其自身第一期达到峰值0.076，第二期产生一个负的响应，然后负向响应逐渐增大，从第五期开始逐渐收敛；对DLFIR第一期没有响应，第二期开始出现负的响应，第三期出现正的响应并逐渐收敛。由此可见，第一产业的发展对金融发展有抑制作用。3）模型在收到DLG2一个单位的标准差冲击后，对其自身从较显著的正向冲击逐渐减弱为负向冲击，在第四期后开始逐渐收敛。对DLFIR第一期没有响应，第二期到达峰值，在第三期减弱后第四期出现负向冲击随后便逐渐收敛。由此可见，第二产业对金融发展水平的影响是一个由同向转为逆向的过程，短期内起到拉动作用。

二、主要结论

根据以上分析可以得出，随着金融发展水平的提高，第一产业的比重将会下降，金融发展对第一产业具有不明显的负面影响，是由于重庆金融发展的投入主要集中在二三产业，因而对于第一产业相对来说金融支持力度不够，所以才出现第二期的负向响应，但在随后出现正面的响应表明，金融发展最终也促进了第一产业的发展；第一产业对金融发展的抑制作用主要原因是当第一产业比重较高时，往往处在经济水平低的时期，此时包括金融业的第三产业尚未发展起来，其后二三产业的发展必然带来第一产业的比重逐渐降低，也就表现为第一产业对金融发展有抑制作用。第二产业比重的上升会促进金融的发展，是由于第二产业的发展需要大量投资，这些投资需求需要有更高水平的金融来支持，从而带动整个地区金融发展水平的发展；金融发展对第二产业有负面作用。金融发展对第三产业存在长期的促进作用，有利于增加第三产业比重。因此金融发展有利于产业结构的调整和升级。

三、政策建议

1.优化金融资源配置，促进产业结构升级。首先，重庆市虽然近年来经济高速发展，但农村地区经济对于东部发达省份来说十分落后。实证分析表明金融发展对第一产业有促进作用，因此加大农村金融投资对于第一产业优化有重要作用。其次，作为老工业基地的重庆第二产业庞大，因此第二产业要调整资金投向，引导资金投向高新技术企业，也要注意对传统产业的技术改造，淘汰落后产能，促进第二产业内部产品结构的升级。最后，加快信贷资金向第三产业，尤其是现代服务业，支持符合现展趋势的科技、物流、绿色环保等新兴产业，提升其在地区GDP中的比重，推动服务业结构优化升级。

2.加大对中小企业的信贷支持力度，鼓励设立民营银行和中小银行。大型商业银行和大型企业之间往往联系紧密，大型企业往往优先获得银行的各方面支持，无规模优势的中小企业往往就面临融资难的困境。中小企业主要集中于第三产业，大力发展中小企业对于优化产业结构有重要作用。要解决小企业融资难问题，这就需要建立重庆市政策性金融机构，打造小企业授信工作平台，采取灵活的措施促进重庆金融机构小企业授信工作。[责任编辑 陈丽敏]