金融中介技术进步与产业升级的动态关系基于ARDL-ECM模型的实证研究

（1 ） （2 ） （2 ） AR =1.507， AR =-0.826， MA =-0.992，
（11.936 ） （-6.427 ） （-274.763 ）
三、 指标说明与计量模型选择
（一 ） 指标说明 （FD ） 1. 金融中介 国内的实证研究大多采用金融机构存贷款之 和/GDP、 金融机构贷款/GDP 或M2 /GDP 等指标， 而实 际中我国政府把银行信贷作为一种降低省级经济发 展差距的工具， 经济发展水平落后的省份会更容易 获得银行贷款的支持， 因此用该指标进行实证的结 果大多为负， 造成的假象好像是我国金融中介根本 没有促进经济增长。 所以， 该指标并不能真实地衡量 我国的金融中介水平 。 张军等 （2005 ） 认为以非国有 企业的贷款规模与GDP之比来衡量我国的金融中介 水平较为合适； 林毅夫 （2006 ） 认为我国是银行主导
收稿日期： 2011－04－20 基金项目： 国家自然科学基金项目 （70773103 ） 、 浙江省自然科学基金 项目 （Y6090644 ） 、 钱江人才计划项目 （QJC0802013 ） 。 感谢 浙江省高校人文社科重点研究基地 （金融学） 和浙江省重 点创新团队 （生产性服务业与区域经济发展研究 ） 的资助。 作者简介： 周永涛 （1982） ， 男， 河北省石家庄人， 浙江工商大学统计 与数学学院博士研究生。
（2 ） 2 DW 检验值： 2.081336， F检验值： 9220.013， R= 需要说明的是Ln为自然对数； 0.999545。 Y/L和K/L分 ① 别是人均产出和人均资本 ；回归结果所用的方程 是对柯布道格拉斯生产函数进行的对数转换，并用 括号内数值是 ARMA 模型对方程进行自回归校正， 赞 赞 =0.591， 系数的t检验值。 即α β=0.409。 TFP=Y/KαLβ （IS ） 3． 产业结构升级 （3 ）
） FDI一阶差分 （0， 0， 0 IS一介差分 （0， ） 0， 0
注： （1） 括号内的整数位是根据Schwarz信息准则确定的最优滞 后步长， （2 ） C代表常数项， T代表趋势项。 *、 ***表示在10%、 1%显著 水平下显著； （3 ） 由于 TFP 是带有趋势项的 AR （1 ） 过程， 本表中没有 进一步给出差分后的检验。
（3.889 ） （7.247 ） （8.153 ）
三产业产值除以各年实际GDP为解释变 变量， 第二、 量， 分析了中国地区金融发展与产业结构升级之间 的关系； 蔡红艳、 阎庆民 （2004 ） 计算出中国39个工业 行业的成长性指标， 研究了资本市场内的资本流动 杨德勇 与产业结构调整存在的互动关系； 陈志楣 、 （2007 ） 对金融影响产业结构调整的机理做了系统分 析， 并对金融结构影响产业结构做了时间序列分析 和实证， 认为金融结构、 经济增长与产业结构有较高 的相关性； 张杰、 刘志彪 （2007 ） 对国外关于金融结构 对技术创新与产业结构的影响研究进行了比较全面 的分析和评述。 通过对文献的研读， 我们发现目前的研究侧重 于金融发展对技术进步与产业升级两个方面， 而没 有把三者放在一个统一的框架内， 对金融与产业发 展关系的研究尚未建立起一个完整的框架。 本文尝 试探讨金融发展、 技术进步与产业升级三者之间的 因果关系。
则具有更加重要的理论和现实意义。
二、 文献综述
在金融发展推动技术创新方面， Schumpeter （1912 ） 认为经济发展的关键在于创新， 银行通过甄 别将资金提供给那些最具新产品开发能力的企业， （经合组织） 在对美国 从而促进了科技创新 。 OECD “新经济” 的研究报告中， 突出指出了金融发展对技 术创新的推动作用 。 （1993 ） 利用AK模型讨论 Pagano 金融系统对经济增长的影响， 他认为金融发展可以 通过提高社会资本的边际生产率而提高经济增长 率[1] ； （1998 ） 、 （1993a， Aghion & Howitt King & Levine ） 发展了一个包括金融系统的熊彼特流派增长 1993b 模型， 在那里金融中介具有分散风险、 动员和运用储 蓄以及获取有关投资项目信息的功能， 与股票市 预期利润现值的功能一道提高 场揭示创新活动 、 了技术创新率 [2-4] ； （1993） 、 Allen Morck & Nakamura （1999 ） 和Boot & Thakor （1997 ） 等认为， 与市场导向 的资本市场相比， 银行中介导向的金融体系更适合 高创新 、 高风险的投资项目 。 在国内的研究中， 孙 伍琴 （2004）从金融功能出发， 分析了不同金融结 构对技 术 创 新 的 影 响 ； 刘凤朝、 沈能 （2007）采 用 结果表 Geweke分解检验和协整分析法进行了检验，
二， 该方法对样本容量不敏感， 能很好地适用于小样 本情况。 本文设定TFP和IS分别作为被解释变量， 分别实 证检验我国金融中介对技术进步与产业升级的动态 影响机制。 其中yt为被解释变量， 建立 xt为解释变量， 如下的检验模型： （二 ） 计量模型选择 1. 数据平稳性检验 “伪回归” ， 要求各时间序列的 为了避免模型的 变量具有平稳性或者相互之间具有协整关系，通过 对图1的观察， 我们发现FD与FDI波动较大， TFP与IS 都含有明显的增长趋势。 接下来我们对模型所涉及 的时间序列变量进行 ADF单位根检验， 其检验过程 中最优滞后期选择的原则为在保证残差不相关的前 提下， 此时的滞后期作为最 AIC或SC准则数值最小， 优滞后期长度 。 本文采用 SIC准则， ADF检验结果如 表1所示。 可见， 时间序列变量TFP在选择 “存在常数 时拒绝了原假设， 表明TFP是一个带有 项和趋势项” 确定趋势的AR过程； 而IS、 FD与FDI也都为非平稳性 序列， 都存在一个单位根， 且其一阶差分均平稳。 2. ARDL-ECM模型的选择 本文利用 Pesaran 等 （2001 ） 的边界检验法进行 协整检验， 以考察金融发展、 技术进步与产业升级及 其他变量是否具有长期均衡关系。 之所以采用该方 法， 原因有两个： 第一， 在该方法下回归变量可以是I （0 ） 或者（ ） 序列， 并不要求它们具有相同的单整阶 I 1 数， 而其他的协整检验方法如Engle和Granger （1987 ） 的两步法、 （1995 ） 的系统法， 通常要求所有 Johansen 变量都是（ ） 序列， 从而面临严重的预检验问题； 第 I 1
开对产业结构变动的分析。 本文用第三产业/GDP来 表示产业结构。 （FDI ） 4． 外商直接投资 FDI有利于发展中国家资本的形成，也有利于 技术水平的提高， 此外， FDI 还具有产业升级效应 、 贸易创造效应和就业创造等效应 。 但是 FDI 对不同 国家的经济增长影响的效果却表现出巨大的差异 。 本文利用实际使用外商直接投资占GDP的份额来衡 量外商直接投资的影响。
经济结构调整已成为我国经济发展和迈向新台 阶的关键因素， 它的变动对经济增长起着决定性的 作用 。 经济的增长与产业结构的变动相互影响 、 互 为因果， 研究经济增长过程与经济增长的质量离不
①Y与K的单位为亿元，采用2000年不变价数据； L的单位为百 人， 采用就业人员年中数据 。
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金融教学与研究
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金融教学与研究
明金融发展与技术进步在长期中存在均衡关系； 叶 王胜 （2007 ） 以长三角城市群为研究对象进行 耀明、 了分析，认为以银行为代表的金融中介体系对技术 创新有重大推动作用。 金融发展与产业升级之间的关系研究其实是金 融发展与技术进步之间关系研究的进一步认识 。 ne认为金融体系结构的差异不能影响两个国家 总量增长差异， 但能影响不同工业部门的增长， 进 （1990 ） 指 而影响了产业结构； Greenwood 与Jovanovic 出金融与以产业结构变动为特征的经济增长间互为 因果 。 在国内的研究中， 范方志 、 张立军 （2003 ） 借 选取金融相关比率作为被解释 鉴Goldsmith的思想，
金融中介； 技术进步； 产业升级； 关系 关 键 词： 中图分类号： 文献标识码： F830 A
文章编号： （2011 ） 1006－3544 03－0014－06
一、 引言
改革开放30多年来， 中国保持平均 9.3％的经济 然而在经 增长率成为世界经济中引人注目的现象。 济高速增长的同时， 我们也应看到中国经济总体上 仍然存在着高投入低产出、 产业层次低、 技术创新能 可持续发展能力不强等问题， 加上近年来随着 力弱、 全球经济走向低谷， 通胀压力的不断增大， 原材料成 本的大幅上涨， 节能减排新标准的执行， 经济基本面 不利因素增多等一系列问题的出现， 中国经济正面 临前所未有的挑战。 我们应清醒地认识到经过改革 开放三十多年粗放发展的中国经济， 迫切需要加快 技术创新， 实现产业升级。 自Goldsmith、 McKinnon及 Shaw 首次实证验证了经济增长与金融发展指标之 间正相关关系后， 金融发展、 金融结构与经济增长之 间的关系得到经济学家们的广泛关注， 而关于金融 结构的变革和技术进步以及产业结构升级的研究，
[5]
（总第 137 期 ） 2011 年第 3 期 的金融发展模式， 而以中小银行的市场份额来衡量 银行业机构的优化更为有效 [13] ； 周立 （2002 ） 构造了 金融市场化比率指标来衡量金融中介水平， Lardy （1998 ） 利用固定资产中银行信贷与财政拨款之比来 衡量我国金融中介水平。 设计这一指标的思路是， 与 政府预算资金相比， 国内银行贷款是较有效率的， 因 为贷款银行会更多地考虑其业绩水平以及贷款收不 回来的可能性， 进而加大对贷款企业的审核并加以 控制贷款额。 本文也采用了固定资产中国内贷款/国 家预算资金来衡量金融中介。 （TFP ） 2． 全要素生产率的计算模型和数据 本文对 TFP 的计算是基于我国 1979 ～2007 年的 时间序列数据， 并假设随着 TFP 全要素生产率的提 高， 技术的进步使得生产函数也发生了改变 。 在 “希 克斯中性 ” 技术进步的假设下， 考虑技术进步的柯 布—道格拉斯生产函数为： （1 ） Y=A0eγ tKαLβ 其中， Y 是经济产出 GDP； A0是基年的 TFP 值； γ 是 TFP 的平均增长率， A0eγt 就是第 t 年 TFP； K 为资本 存量， 用全社会新增固定资产存量表示； L为劳动投 入， 为与GDP流量的涵义相一致， 采用年中就业人数 表示； 且 α + β =1 。 数 α和 β为资本和劳动的产出弹性， [14] （2009 ） 的研究 。 结 据Y 、 K和L来源于李宾和曾志雄 果如下。 （Y/L ） （K/L ） ln =1.621+0.0348t+0.591ln