聞 學(xué)，查華超

(安徽電子信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院，安徽 蚌埠 233060)

安徽金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——基于SVAR模型分析

聞 學(xué)，查華超

(安徽電子信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院，安徽 蚌埠 233060)

采用安徽省1978～2012年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，實(shí)證分析安徽金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互作用關(guān)系。研究結(jié)果表明：安徽金融發(fā)展規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯促進(jìn)作用；安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有利于金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

金融發(fā)展；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；SVAR模型

20世紀(jì)60年代以來(lái)，越來(lái)越多的學(xué)者意識(shí)到金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性。1969年，Goldsmith就研究過(guò)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系；1993年King和Levine通過(guò)實(shí)證方法，證明了金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正面影響作用。隨著我國(guó)改革開(kāi)放的不斷深入，金融發(fā)展理論也被大量引入研究國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題。同時(shí)，近年來(lái)為降低我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外貿(mào)依賴(lài)程度，尋求我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展新動(dòng)力，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)快速升級(jí)，被提上了國(guó)家經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略高度。2012年7月25日，國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議討論通過(guò)了《關(guān)于大力實(shí)施促進(jìn)中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略的若干意見(jiàn)》，該《意見(jiàn)》 明確提出促進(jìn)中部崛起戰(zhàn)略的七項(xiàng)主要內(nèi)容。①

鑒于安徽地處我國(guó)中部地區(qū)，是東西部鏈接、區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)發(fā)展及中部崛起戰(zhàn)略實(shí)施的關(guān)鍵省份，是國(guó)務(wù)院正式批復(fù)的“皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)規(guī)劃”，是承接長(zhǎng)三角產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)的重要省份，因而，研究安徽省金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，具有典型性效果和示范性作用。

一、研究背景

(一)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究，國(guó)內(nèi)外有大量豐碩研究成果，鑒于國(guó)內(nèi)對(duì)于此方面研究也很成功，本文就簡(jiǎn)要回溯國(guó)內(nèi)相關(guān)理論研究?jī)?nèi)容。目前，國(guó)內(nèi)大部分實(shí)證結(jié)果均支持金融發(fā)展能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中，有學(xué)者將金融發(fā)展分為金融中介體發(fā)展和股票市場(chǎng)發(fā)展，研究表明中國(guó)金融中介體發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有正向相關(guān)、而股票市場(chǎng)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有不顯著負(fù)向關(guān)系。[1]還有學(xué)者采用中、日、韓三國(guó)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間有因果關(guān)系 。[2]此外，對(duì)中國(guó)大量的實(shí)際調(diào)研，還給出了中國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的典型化事實(shí)依據(jù)。[3]還有學(xué)者采用戈氏指標(biāo)度量金融發(fā)展水平，實(shí)證分析后認(rèn)為金融增長(zhǎng)能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但金融發(fā)展內(nèi)在質(zhì)卻只能由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所引致。[4]另外，還有學(xué)者關(guān)注金融發(fā)展適度性,并認(rèn)為我國(guó)當(dāng)前金融發(fā)展處于相對(duì)超前時(shí)期，能為經(jīng)濟(jì)提供有效支持。[5]

根據(jù)安徽省1978年和2012年相關(guān)數(shù)據(jù)資料，更能看出金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)際關(guān)系。其中， 1978年安徽名義GDP為114.1億元，人民幣存、貸款余額分別為33.8億元和54.6億元，而股市融資、保費(fèi)收入均為0。到2012年安徽名義GDP總量達(dá)17 212.1億元(2013年安徽名義GDP總量為1.9萬(wàn)億元②)，人均名義GDP突破2.4萬(wàn)元③；人民幣存、貸款余額升至22 977.3億元和16 294.3億元；2012年底全省78家上市公司總市值達(dá)4 843.5億元；保費(fèi)收入和債券融資分別達(dá)453.6億元和453.7億元。此外，依據(jù)《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《安徽省各年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中有關(guān)數(shù)據(jù)，作1978～2012年安徽名義GDP與金融資產(chǎn)總額關(guān)系散點(diǎn)圖，如圖1所示，能更清晰看清兩者的相互聯(lián)系。

圖1中，橫軸JRZL表示安徽金融資產(chǎn)總量，縱軸表示安徽名義GDP總量。根據(jù)圖1可直觀看出，安徽金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)同向變動(dòng)趨勢(shì)，也即金融資產(chǎn)總量與經(jīng)濟(jì)總量變動(dòng)存在趨同性。因而，可提出如下理論假設(shè)：

假設(shè)一：安徽金融發(fā)展有益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)了金融的發(fā)展。

(二)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

產(chǎn)業(yè)升級(jí)，主要是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善及產(chǎn)業(yè)素質(zhì)與效率的提高。國(guó)內(nèi)理論界對(duì)于此方面研究也較多，如，有學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是累積性雙向循環(huán)式作用機(jī)制；[6]有學(xué)者從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化視角分析后認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化既是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)客觀要求、又是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必要條件；[7]還有學(xué)者認(rèn)為，通過(guò)技術(shù)選擇、合理的資本深化，也能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。[8]此外，也有學(xué)者采用泰爾指數(shù)度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理度，分析后發(fā)覺(jué)現(xiàn)階段我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化；[9]還有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)波動(dòng)宏觀高度，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化沖擊表現(xiàn)弱逆周期性、對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)有“熨平效應(yīng)”，高級(jí)化沖擊呈強(qiáng)順周期性、有長(zhǎng)短期均存的顯著正向效應(yīng)。[10]相關(guān)研究還有很多，不勝枚舉。總體看來(lái)，大部分學(xué)者均支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用觀點(diǎn)。

對(duì)于產(chǎn)業(yè)升級(jí)關(guān)鍵是定量研究，這一般需要構(gòu)建產(chǎn)業(yè)升級(jí)衡量指標(biāo)。由于此方面度量指標(biāo)眾多、且口徑也不統(tǒng)一，因而，為簡(jiǎn)單、直觀了解安徽產(chǎn)業(yè)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，我們用簡(jiǎn)單的產(chǎn)業(yè)占比方法來(lái)探討。指標(biāo)測(cè)算公式為：某產(chǎn)業(yè)GDP占比=某產(chǎn)業(yè)年生產(chǎn)總值/該年名義GDP總值。同樣采用《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《安徽省各年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中數(shù)據(jù)，對(duì)安徽三次產(chǎn)業(yè)占比做測(cè)算，得出產(chǎn)業(yè)占比走勢(shì)圖(圖2)。

從圖2中可明確看出，從1978年至2012年，安徽第二、三產(chǎn)業(yè)在GDP中占比總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，而第一產(chǎn)業(yè)占比明顯趨于下降趨勢(shì)。如果將“1-第一產(chǎn)業(yè)占比”作為產(chǎn)業(yè)升級(jí)衡量指標(biāo)之一，那么安徽從1978年至今，伴隨經(jīng)濟(jì)總量的持續(xù)增長(zhǎng)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)一直在不斷進(jìn)行。因而，我們可提出如下理論假設(shè)：

假設(shè)二：安徽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，持續(xù)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)又推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

二、模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模型

由于不以嚴(yán)格經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，VAR模型自1980年由C.A.Sims提出以來(lái)，常被用于預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，從而解釋各經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。但VAR模型中解釋變量均為滯后一期值，忽略了變量之間當(dāng)期影響關(guān)系，而這些當(dāng)期相關(guān)關(guān)系隱藏在誤差項(xiàng)相關(guān)結(jié)構(gòu)中，是無(wú)法解釋的，[11]因而，可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的不準(zhǔn)確。因此，C.A.Sims于1986年對(duì)VAR模型做了改進(jìn)，構(gòu)建了加入解釋變量同期值的SVAR模型。

其中，SVAR模型可由VAR模型推導(dǎo)而來(lái)。推導(dǎo)過(guò)程可參考高鐵梅、易丹輝的做法，[11-12]得出本文采用的SVAR模型簡(jiǎn)約式。具體推導(dǎo)方法如下：

假設(shè)VAR模型表達(dá)式是：yt=A1*yt-1+A2*yt-2+…+AP*yt-P+vt，將其簡(jiǎn)約式寫(xiě)成：A(L)* yt=vt，其中yt為n維列向量，A(L)為滯后算子L的參數(shù)矩陣多項(xiàng)式，vt代表n維誤差向量。根據(jù)Wold定理可將此簡(jiǎn)約式寫(xiě)成移動(dòng)平均形式：yt=C(L)* vt，其中，C(L)為A(L)逆矩陣形式。

為明確變量之間的當(dāng)期關(guān)系，將VAR模型變?yōu)榻Y(jié)構(gòu)形式：A0yt=A1*yt-1+A2*yt-2+…+AP*yt-P+ zt，其中A0為對(duì)角線元素全為1的k階方陣，用來(lái)反映變量同期間的結(jié)構(gòu)關(guān)系；zt為k維不可觀測(cè)的結(jié)構(gòu)信息。將VAR模型結(jié)構(gòu)形式，寫(xiě)成滯后算子表達(dá)式:A(L)*yt=ut，其中，A(L)=A0- A1*L-A2*L2-…-Ap*Lp。

如果多項(xiàng)式矩陣A(L)可逆，則表達(dá)式可以進(jìn)一步寫(xiě)成：yt=D(L)* ut，其中，D(L)= A(L)-1=D0+D1*L+D2*L2+…+Dp*Lp，D0=A0-1。進(jìn)一步，由yt=C(L)*vt、yt=D(L)*ut，可得出典型的SVAR模型為：C(L)*vt= D(L)*ut，此模型對(duì)于任意的t均成立。[12]鑒于我們需要重點(diǎn)探討安徽金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間相互影響關(guān)系，而SVAR模型能很好反映變量相互間的沖擊影響，因此，采用SVAR模型作為實(shí)證分析模型。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

采用理論界最常用方法，構(gòu)造安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級(jí)指標(biāo)，并通過(guò)選用《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《安徽省各年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中1978～2012年有關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)這些指標(biāo)進(jìn)行數(shù)學(xué)測(cè)算，具體變量選取和指標(biāo)測(cè)算方法如下：

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量指標(biāo)：選用人均實(shí)際GDP對(duì)數(shù)并一階差分，近似衡量安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。由于所采用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，GDP是以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的名義值，其指數(shù)也是以1952年為基期，因而，可以1978年為基期作調(diào)整，調(diào)整的方法為：實(shí)際GDP=1978年名義GDP*(GDP指數(shù)(1952=100)/GDP指數(shù)(1978的值))。因此，采用人均實(shí)際GDP作為安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量指標(biāo)，并用字母表示為：RGDP。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)衡量指標(biāo)：對(duì)于該項(xiàng)衡量指標(biāo)，我們采用理論界常用做法，即用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總和與GDP總量相比，用來(lái)表示產(chǎn)業(yè)升級(jí)的程度，這一比值越大代表產(chǎn)業(yè)升級(jí)越快，反之產(chǎn)業(yè)升級(jí)越慢。因此，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)深化度作為安徽產(chǎn)業(yè)升級(jí)衡量指標(biāo)，并用字母表示為CYSJ。

金融發(fā)展衡量指標(biāo)：采用金融規(guī)模、金融效率來(lái)衡量，其中，金融規(guī)模為存貸款總額、股市融資額、保費(fèi)收入之和與名義GDP比值；金融效率為貸款總額與存款總額之比。由于在測(cè)算金融發(fā)展指標(biāo)時(shí)，均未剔除的通脹因素相互抵消，故，均可采用按當(dāng)年價(jià)格獲得的數(shù)據(jù)測(cè)算，并用字母分別表示為：FGM、FXL。

各變量經(jīng)過(guò)測(cè)算結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

(一)相關(guān)檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通過(guò)前文分析研究，已初略看出安徽經(jīng)濟(jì)、金融和產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間，可能存在某種因果聯(lián)系，但誰(shuí)是因、誰(shuí)是果卻有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法可采用Granger因果檢驗(yàn)法，即看某一變量的滯后期是否能解釋另一變量，若能則有因果關(guān)系，若無(wú)則兩變量可能無(wú)經(jīng)濟(jì)影響關(guān)系，由于Granger因果檢驗(yàn)只適用于平穩(wěn)時(shí)間序列，或者有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列，因此，需要先對(duì)時(shí)間序列LGDP、CYSJ、FGM、FXL做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。若各變量均平穩(wěn)，直接用Granger方法檢驗(yàn)它們間因果關(guān)系；若各變量均不平穩(wěn)但同階單整，就做Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，分析變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系。運(yùn)用Eviews8.0計(jì)量軟件，對(duì)時(shí)間序列LGDP、CYSJ、FGM、FXL做ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)結(jié)果

(注：(C,T,P)分別表示單位根檢驗(yàn)方程中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù))

根據(jù)表(2)ADF檢驗(yàn)結(jié)果，各變量原始值均未通過(guò)無(wú)單位根檢驗(yàn)。對(duì)各變量一階差分后再做檢驗(yàn)，所有變量均通過(guò)檢驗(yàn)。因此，可認(rèn)為各變量原序列是一階單整的。

2.協(xié)整及因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)于同階單整多變量時(shí)間序列，可通過(guò)建立VAR模型，運(yùn)用Johansen方法做協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則，選擇最優(yōu)滯后期為2期、協(xié)整空間有常數(shù)項(xiàng)無(wú)時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)選項(xiàng)做檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)上表內(nèi)容，在5%的臨界值水平上，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果表明：各變量無(wú)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)均被拒絕，變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)不能被拒絕。即，時(shí)間序列LGDP、CYSJ、FGM、FXL之間，存在一個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

對(duì)于有協(xié)整關(guān)系、同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列，可以做Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

(注：依據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2，**、***分別表示5%、1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè))

依據(jù)表4檢驗(yàn)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)：在1%顯著性水平下金融發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有相互關(guān)系，在5%的顯著性水平下產(chǎn)業(yè)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有相互關(guān)系，在5%的顯著性水平下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展效率存在單向因果關(guān)系。此外，金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率與產(chǎn)業(yè)升級(jí)未通過(guò)因果性檢驗(yàn)，也即安徽金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)升級(jí)間作用關(guān)系不明顯。④

(二)實(shí)證分析

1.SVAR模型及識(shí)別

經(jīng)ADF檢驗(yàn)、JJ協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，已發(fā)現(xiàn)時(shí)間序列LGDP、CYSJ、FGM、FXL之間，滿(mǎn)足一階單整且存在協(xié)整關(guān)系，可建立SVAR模型做實(shí)證分析。根據(jù)AIC、SIC等信息準(zhǔn)則，本文SVAR模型最佳滯后期為2期，可構(gòu)建四變量SVAR(2)模型。采用高鐵梅的建模法[11]，構(gòu)建SVAR(2)實(shí)證模型如下：

C*Yt=Г0+Г1*Yt-1+Г2*Yt-2+Vt

(1)

其中：

如果矩陣C0可逆，則SVAR模型可轉(zhuǎn)化為非限制性VAR模型：

Yt= C-1Г0+C-1Г1Yt-1+C-1Г2Yt-2+ C-1Vt

(2)

由于SVAR模型中加入變量同期值，估計(jì)參數(shù)比簡(jiǎn)化VAR模型多出n2個(gè)(n為變量個(gè)數(shù)，這里n值為4)，為保證SVAR模型能夠被識(shí)別，需要加入2n2-n(n+1)/2個(gè)也即22個(gè)約束條件。依據(jù)Amisano和Giannini兩位學(xué)者總結(jié)的SVAR模型[13]三種不同類(lèi)型：C-模型，K-模型和AB-模型，其中，AB模型可通過(guò)明確建立系統(tǒng)內(nèi)各內(nèi)生變量當(dāng)期結(jié)構(gòu)關(guān)系，直觀分析標(biāo)準(zhǔn)正交隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)生的沖擊影響，即et對(duì)系統(tǒng)的沖擊影響。因此，我們采用SVAR的AB-模型，對(duì)系統(tǒng)施加短期約束，具體約束矩陣為：

其中，限制矩陣A為主對(duì)角線元素為1的下三角矩陣，限制矩陣B為對(duì)角矩陣。運(yùn)用Eviews8.0計(jì)量軟件，對(duì)SVAR模型做計(jì)量估計(jì)，經(jīng)估計(jì)發(fā)現(xiàn)此SVAR模型為恰好識(shí)別，估計(jì)后矩陣A、B的值為：

由于約束后的AB型SVAR模型，其公式可表示為：Aet=BVt,故估計(jì)后結(jié)果可表示為：

2.脈沖響應(yīng)分析

下面通過(guò)脈沖響應(yīng)圖，進(jìn)一步分析各變量間的相互沖擊影響。

首先，考察安徽金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊影響，脈沖響應(yīng)圖為圖3和圖4。從圖3可看出金融發(fā)展規(guī)模對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向沖擊作用，并可近似認(rèn)為該沖擊影響在第五期左右消失。從圖4可看出金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊影響不明顯，這一結(jié)果與因果關(guān)系檢驗(yàn)相吻合，也側(cè)面佐證了SVAR模型分析效果較好。

其次，分析安徽金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)沖擊影響，其脈沖響應(yīng)圖如圖5、圖6所示。從圖5可看出，金融發(fā)展規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有負(fù)面沖擊影響，但，影響力較小且衰減速度很快，幾乎在一期后影響消失。圖6清晰說(shuō)明金融發(fā)展效率對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有正面沖擊影響，影響作用于第四期轉(zhuǎn)向后趨于穩(wěn)定?？傮w來(lái)看，安徽金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響作用不顯著，這一結(jié)果與因果關(guān)系檢驗(yàn)出入不大。

再次，探討安徽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊影響，脈沖響應(yīng)圖為圖7所示。根據(jù)圖7沖擊結(jié)果，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著正向沖擊影響，影響作用在第六期后基本消失。

最后，總結(jié)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級(jí)沖擊影響，脈沖響應(yīng)圖為圖8、9、10。由圖8，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有正向沖擊影響，作用效果大約持續(xù)三期后消失。圖9顯示，安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展規(guī)模先有正面沖擊影響，在第三期后沖擊轉(zhuǎn)向，并于第七期沖擊影響消失。此外，圖10顯示安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展效率有較強(qiáng)正面沖擊作用。

3.方差分解分析

為進(jìn)一步分析變量間沖擊影響作用關(guān)系，對(duì)SVAR回歸結(jié)果做方差分解分析。因方差分解圖較粗略，故我們采用更清晰的表格法表示分解結(jié)果，如表5、表6所示。

表5 安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)LRGDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)CYSJ方差分解

表6 安徽金融發(fā)展規(guī)模FGM、金融發(fā)展效率FXL方差分解

上述方差分解表均剔除自身影響，只分析其他變量對(duì)某變量的影響。由表5方差分解結(jié)果，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、金融發(fā)展規(guī)模對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用明顯，占比最大均超過(guò)40%；而金融發(fā)展效率對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不明顯，在第五期之前其影響不到2%，影響作用大小可忽略不計(jì)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)安徽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響作用顯著，第三期影響高達(dá)42.47%，其后影響作用不斷下降；金融發(fā)展效率對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)有一定影響，但金融發(fā)展規(guī)模對(duì)影響作用不明顯。

由表6方差分解結(jié)果，影響安徽金融發(fā)展規(guī)模的主要因素為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，其中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響作用在第三期達(dá)到最大值24.57%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響作用當(dāng)期達(dá)到9.688%，其后先減后增。影響安徽金融發(fā)展效率的主要因素是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，其作用當(dāng)期值為19.47%；而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響作用較小，這與前文Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果有偏差，可能原因是單獨(dú)考察LRGDP、FXL時(shí)單向影響關(guān)系顯著，當(dāng)加入其它內(nèi)生變量時(shí)影響效果減弱。

四、結(jié)論與建議

經(jīng)實(shí)證分析，安徽金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有相互影響關(guān)系。其中，金融發(fā)展規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用；金融發(fā)展效率對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有不顯著正面影響；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)均有程度不同的有力作用。實(shí)證分析后也發(fā)現(xiàn)一些問(wèn)題：如金融發(fā)展效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用甚微，金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)升級(jí)相互影響作用不明顯等。這些問(wèn)題產(chǎn)生可說(shuō)明：安徽依靠擴(kuò)大金融規(guī)模確能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；但不合理的金融結(jié)構(gòu)、資金投入方式，未能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，還可能加劇安徽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡狀況，帶來(lái)過(guò)度工業(yè)化、高投入低回報(bào)、部分行業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩等新問(wèn)題。為此，我們提給出以下政策建議：

其一，金融資金投入從數(shù)量型逐步向質(zhì)量型轉(zhuǎn)變。單方面追求金融資本投入量來(lái)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的時(shí)代行將結(jié)束，因過(guò)度放貸產(chǎn)生的一系列問(wèn)題，很可能在未來(lái)集中爆發(fā)，故而，金融發(fā)展的未來(lái)方向是提升金融效率、改善金融結(jié)構(gòu)。安徽省應(yīng)提高金融資源利用效率，提高單位資本產(chǎn)出效能，以金融發(fā)展效率提升促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。

其二，加大金融支持向服務(wù)業(yè)企業(yè)傾斜力度。安徽第三產(chǎn)業(yè)占比持續(xù)走低，金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的微弱支持，充分說(shuō)明安徽金融政策對(duì)服務(wù)業(yè)幫助力度不夠。因而，對(duì)有潛力、有活力的中小型服務(wù)企業(yè)，要予以大力扶持；要鼓勵(lì)服務(wù)類(lèi)企業(yè)做強(qiáng)、做大，以服務(wù)類(lèi)企業(yè)的快速健康發(fā)展，帶來(lái)安徽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化迅速發(fā)展。

其三，淘汰落后產(chǎn)能并慎重引入省外工業(yè)企業(yè)。安徽依靠設(shè)立“皖江城市市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)”，一些主要承接城市相繼建成大型工業(yè)園區(qū)，大量省外工業(yè)企業(yè)和巨額金融資本被引入，雖給安徽帶來(lái)了增長(zhǎng)奇跡，但也帶來(lái)了盲目投資、過(guò)度投資問(wèn)題。因而，應(yīng)從淘汰低效能、落后產(chǎn)業(yè)出發(fā)，有選擇地引入省外工業(yè)企業(yè)，完善安徽工業(yè)、產(chǎn)業(yè)整體布局。

注釋?zhuān)?/p>

①關(guān)于中部崛起戰(zhàn)略，最早在2004年提出，2012年完善了該規(guī)劃內(nèi)容，具體規(guī)劃《意見(jiàn)》，可見(jiàn)中國(guó)政府網(wǎng)站，網(wǎng)址為：http://www.gov.cn/zwgk/2012-08/31/content_2214579.htm。

②安徽統(tǒng)計(jì)局新聞發(fā)言人趙金寶:2013年全省經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況，網(wǎng)址同上。

③上述數(shù)據(jù)均來(lái)源于安徽省政府網(wǎng)站公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，網(wǎng)址為：http://www.ah.gov.cn。

④此處，金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間的因果關(guān)系，因未通過(guò)檢驗(yàn)，故作省略。

[1]談儒勇.中國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999(10)：53-62.

[2]康繼軍，張宗益，傅蘊(yùn)英.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之因果關(guān)系——中國(guó)、日本、韓國(guó)的經(jīng)驗(yàn)[J].金融研究，2005(10)：20-31.

[3]中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與宏觀穩(wěn)定課題組.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):從動(dòng)員性擴(kuò)張向市場(chǎng)配置的轉(zhuǎn)變[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007(4)：4-17.

[4]武志.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：來(lái)自中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].金融研究，2010(5)：58-68.

[5]張金清，陳卉.我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的適度性研究[J].社會(huì)科學(xué)，2013(5)：39-49.

[6]胡曉鵬.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)探析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2003(6)：33-40.

[7]毛健.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2003(2)：26-36.

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[9]干春暉，鄭若谷，余典范.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011(5)：4-15.

[10]彭沖，李春風(fēng)，李玉雙.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2013(3)：91-100.

[11]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！狤views應(yīng)用及實(shí)例(第二版)[M].清華大學(xué)出版社，2009:5.

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[13]Amisano G，Giannini C.TopicsinStructuralVAREconometrics[M]. Heidelberg: Springer，1997.

(責(zé)任編輯 汪繼友)

On the Financial Development, Industrial Structure Upgrading and Economic Growth in Anhui Province Based on the Analysis of SVAR Model

WEN Xue, ZHA Hua-chao

(Anhui Vocational College of Electronics and Information Technology, Bengbu 233060, Anhui, China)

It is indicated in the empirical analysis, by use of the time series data from 1978 to 2012 in Anhui Province through the establishment of SVAR model, of the relationship among the financial development, industrial structure upgrading and economic growth in the Province that the scale of the financial development and the level of the industrial structure upgrading give obviously the promotion to the economic growth which in turn is beneficial to the development and upgrading.

financial development; industrial structure upgrading; SVAR model

2015-06-08

安徽省優(yōu)秀青年人才基金項(xiàng)目：合蕪蚌自主創(chuàng)新背景下蚌埠市主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)選擇( 2012SQRW233)

聞 學(xué)(1971-)，男，安徽樅陽(yáng)人，安徽電子信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院副教授。 查華超(1982-)，男，安徽繁昌人，安徽電子信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院講師，南京大學(xué)國(guó)際商學(xué)院博士生。

F224

A

1671-9247(2015)05-0013-06