龙玉国，黄平意

（1.广东工程职业技术学院，广州510520；2.湖南师范大学 商学院，长沙410081）

0 引言

随着我国“市场经济”的逐步完善与“中部崛起”战略的提出，湖南地区经济实现了跨越式的发展。金融作为现代市场经济的核心，具有创造货币与资本、提高储蓄投资水平、提高资源配置效率等功能，其在湖南经济飞跃式发展过程中扮演着极其重要的角色。同时，经济的高速增长，也促进了金融规模的急剧扩大。在经济与金融的相互促进与发展中，由于地方政绩的竞争主要表现为经济竞争，经济竞争主要表现为投资竞争，投资竞争主要表现为金融资源竞争，金融资源竞争主要表现为金融机构竞争，这种依附于经济增长需要的金融发展只是金融规模量扩张而少有质量的提高[1]，从而忽略了真正反映经济发展质量的产业结构升级与反映金融发展质量的金融结构优化，使得金融与经济的发展出现不协调状态。

本文根据湖南实际情况，建立数学模型，利用VAR系统的向量误差修正模型VEC实证研究湖南金融结构优化与产业结构升级的关系，以便对湖南金融配置效率与产业结构调整合理性进行更加深入的研究。

1 金融结构优化促进产业结构升级机制分析

金融结构优化促进产业结构升级路径可归纳为:金融结构优化使得资本市场和信贷市场更加快速、有效的运作，它通过三大机制(产业资本形成、导向和信用催化机制)作用于资金资源配置，调节资金的产业投向和退出，推动主导产业和新技术产业发展，使各产业保持协调和谐关系，实现产业结构升级，即实现产业结构高级化与合理化的协调发展，以满足社会不断增长的需求。[2]

根据以上分析与H·钱纳里、S·鲁宾逊、M·塞尔奎因发表的《工业化和经济增长的比较研究》[3]，下面建立理论模型探讨金融结构调整与产业结构升级的作用机制。基本假设：假定经济分为两大部门，第一大部（A部门）代表在经济结构转变中的传统部门，第二大部门（B部门）代表在经济结构转变中需求日益增加的新兴部门；

假定第一部门、第二部门均可可划分为隶属于实体经济部门的传统产业部门与为传统产业部门提供金融服务的传统金融服务部门；

决定经济产业结构提升的主要是第二大部门。

用k1a、k2a分别表示第一大部门（A部门）的传统产业部门和传统金融服务部门的资本存量，用k1b、k2b分别表示第二大部门（B部门）中的新兴产业部门和新兴金融服务部门的资本存量，故有：

k1a+k1b=k1：表示传统产业部门与新兴产业部门二者的资本存量之和等于实体经济产业部门资本存量；

k2a+k2b=k2：表示传统金融服务部门与新兴金融服务部门二者的资本存量之和等于金融资本存量；

k1a+k2a=ka：表示第一部门（传统部门）的资本存量；

k1b+k2b=kb：表示第二部门（新兴部门）的资本存量；

A部门的传统产业部门和传统金融服务部门的资本配置的合意比率ka*；B部门的新兴产业部门和新兴金融服务部门的资本配置合意比率kb*。

根据假设，可构造产出函数：

分别用ka和kb表示部门A和部门B的内部结构，当经济处于均衡发展水平时，A和B部门的实体经济产业部门与金融部门的资本存量达到合意比率，有

伴随经济的不断发展，财富的逐步增加，居民消费结构会不断升级，反映在实体经济上，产品结构、产业结构必然不断升级。因结构升级的部门即新兴部门中的实体经济部门的投资会增加，新兴部门中的金融部门需要提供更大规模、更全面的金融服务，即k1a和k2a不断减小，k1b和k2b不断增加。也就是说，在结构升级过程中，Ka趋于减小，Kb会趋于增加。

Patrick提出的“需求追随（Demand-Following）”和“供给领先（Supply-Following）”理论中，认为“供给引导”有两项职能，一是资源配置方面，将资源从传统的、落后、非增长部门转移至现代部门；二是在现代部门中促进和刺激企业创新，使企业家开拓视野，打开思路。因此，“供给引导”在经济增长开端尤为重要，体现为金融结构合理化对产业结构的引导。

根据上述理论，为同等数量实体经济资本存量提供的金融服务，B部门比A部门需要更多的金融服务，即B部门的合意比率kb*大于A部门的合意比例ka*，则有：

由于本文所研究结构转变问题的前提是保持总量不变，也就是实体经济部门和金融部门所提供的产品和服务品种不变，只是每种产品或服务的相对规模发生了变化，因此，结构转变过程中，部门A和部门B的合意比例是不变的，则有：

因经济发展过程中，总预算约束一定时期内是一定的，则在结构转变时，B部门的新增投资是不能无限制增加的，此时，通过消费需求对实体经济部门产业结构的导向作用与新兴实体经济部门产业结构对新兴金融部门的导向作用，在经济结构转变时期，社会可利用资源会从传统部门A流向新兴部门B。因此，根据①得：

由（2）、（4）、（5）式得：

由（6）与（3）式可推导出：

联合（5）与（7）式，得：

由此可知，由社会资金流动引起金融结构的变化带来了产业结构升级，实体经济部门的产业结构升级使可用资源由传统部门A流出，流入新兴部门B。内部结构变动表现为从传统实体经济部门流出的资源Δk1a大于流入新兴实体经济部门的资源Δk1b，多出的部分流入了新兴金融部门，从而导致流入新兴金融部门的资源ΔK2b大于从传统金融部门流出的资源ΔK2a，表明新兴部门中结构提升后等量的实体资本存量需要的金融服务高于结构提升前需要的金融服务。

2 湖南金融结构与产业结构升级实证分析

2.1 数据来源与变量的选取

本文数据选择为1978～2009年度数据，所有数据来源于《湖南统计年鉴》各期，《中国金融年鉴》与湖南政府门户网站上湖南省各年统计公报，并经整理得出。

产业结构指标（CY），选择第二、三产业产值之和占国内生产总值的比重来表示；金融结构指标选择金融相关率FIR与金融效率指标Inv。指标均采用了对数化后的数据。

表1 ADF检验结果统计表

2.2 ADF检验（平稳性检验）

首先对所有数据进行平稳性检验，采用ADF检验方法。ADF检验结果如表1所示。

ADF检验得出上表结果可以看出：在1%、5%、10%的置信水平下，零假设不能被拒绝，CY、FIR、Inv序列均是非平稳的。进而对CY、FIR、Inv序列的一阶差分进行ADF检验，在1%、5%、10%的置信水平下，零假设被拒绝，即它们的一阶差分变量都是平稳的。由此可知，三个变量序列为一阶单整，为I(1)序列。从而，接下来笔者可直接检验变量之间的协整关系。

2.3 Johansen协整检验

根据上节内容可知，变量CY与变量Inv均是一阶单整的，笔者进行协整检验，采用Johansen检验法来检验CY和Inv之间是否存在着协整关系，结果如表2所示。

通过迹检验与最大特征值检验结果可以看出，在5%的显著水平下存在协整关系。同时，可以得出金融相关率与金融效率对产业结构有影响，1978～2009年CY与FIR、Inv之间存在长期均衡关系，湖南省金融效率与金融总量增加，促进了产业结构的升级。

2.4 向量误差修正模型VEC

表3是基于VAR系统的向量误差修正模型（VEC）的结果。

表3 向量误差修正模型结果

表4 格兰杰因果检验结果

通过表3，笔者将误差修正模型VEC写成矩阵形从表3与模型可以看出，金融相关率与金融效率对产业结构存在正向影响。金融相关率方面：因为金融资产总额数量增加，主要表现为银行信贷资源的增加，从而对产业整体结构调整产生正向促进作用。金融效率方面：金融在经济发展中通过金融机构以及金融市场创造信用货币与资本、融通资金，并促进各种社会闲置资金向生产性资金转化，但对产业结构调整的影响虽存在正向影响，但影响效果不明显。

2.5 格兰杰因果检验

对进行误差修正后的变量序列进行格兰杰因果检验，结果如表4所示。

表4结果如下：

（1）金融相关率构成与产业结构升级呈现互动关系，即FIR构成了CY的格兰杰原因，CY也构成了FIR的格兰杰因果原因；

（2）金融效率与产业结构升级未构成互动关系，Inv未构成CY的格兰杰原因，而CY构成Inv的格兰杰原因。

这表明了湖南金融结构深化受益于产业结构升级，而金融结构对产业结构的促进作用仅表现为金融资源的规模扩大，金融效率仍需不断提高改善。

3 结论与政策建议

本文分析结果表明，现阶段湖南金融结构优化与产业结构升级存在因果关系。产业结构升级是金融结构优化的原因，且金融结构优化对湖南省产业结构升级有促进作用，但影响不显著。长期来看，湖南金融发展是需求跟随型”，即产业结构升级带动了金融结构优化。二者尚未建立起协调发展的良性互动关系。

根据对湖南金融结构与产业结构的关系的研究，提出以下几点建议：

一是针对农村比较原始松散的金融形式，采取比较宽松的金融调控政策，合理配置金融资源，加大对农业的投入，着力巩固与调整第一产业。二是积极发展政策性金融，强化对湖南第二产业投融资投人；合理运用资本市场，注重提高第二产业规模经济水平，调整和提高第二产业。三是推进金融创新，加快发展高新技术产业，积极加快第三产业的发展。

[1]周立.中国各地区金融发展与经济增长（1978～2000）[M].北京：清华大学出版社，2003..

[2]史忠良.产业经济学（第二版）[M].北京：经济管理出版社，2005.

[3]H·钱纳里.工业化和经济增长的比较研究[M].上海：上海三联书店，1989.

[4][美]雷蒙德·W·戈德史密斯.金融结构与金融发展[M].上海：上海三联书店，1995.

[5]杨德勇.金融效率论[M].北京：金融出版社，1999.

[6]杨云龙.中国经济结构变化与工业化：1952～2004[M].北京：北京大学出版社，2008.

[7]范方志，张立军.中国地区金融结构转变与产业结构升级研究[J].金融研究，2003，（11）.