劉小瑜，彭瑛琪

（江西財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，南昌 330013）

0 引言

金融作為要素市場的一部分，是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，但由于改革不到位，金融抑制現(xiàn)象相對明顯，嚴重影響了經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。社會融資規(guī)模在2010年底中央經(jīng)濟工作會議上首次被提出，盛松成（2011）[1]從國際視角對社會融資規(guī)模的概念進行了深入分析，指出社會融資規(guī)模的概念能更好地反映中國宏觀經(jīng)濟和金融市場的實際情況。所以本文將從社會融資規(guī)模的角度探討社會融資結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

國外研究主要是關(guān)于市場主導(dǎo)型與銀行主導(dǎo)型這兩種類型的金融體系對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響[2-5]，而目前還沒有直接與社會融資相關(guān)的文獻。國內(nèi)關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的金融支持理論研究成果頗多，分別從金融目標、作用機制、金融渠道等角度論證兩者之間的關(guān)系。而關(guān)于社會融資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的實證研究主要有：劉文和王騰飛（2013）[6]利用廣西1985—2011年金融發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證分析，實證結(jié)果顯示金融發(fā)展的支持力度不夠，限制了產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)升級。牛潤盛（2013）[7]基于State-Space Models探討了社會融資總量的結(jié)構(gòu)性特征，發(fā)現(xiàn)銀行信貸渠道的影響正在遞減；與之相反，民間信貸市場、保險市場、股票市場、債券市場等渠道的影響逐漸增強，這種結(jié)構(gòu)性特征構(gòu)成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的推動力量。樊元和龍飛（2014）[8]使用FAVAR模型（因子向量自回歸模型）得出結(jié)論，社會融資的擴張將在短期內(nèi)對實體經(jīng)濟產(chǎn)生負面影響，1年以后才會出現(xiàn)正向影響，并隨著時間正向影響逐漸減弱。從現(xiàn)有文獻來看，實證研究大多是基于靜態(tài)模型來研究社會融資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，而忽視了升級過程中可能存在的動態(tài)慣性；再者，對社會融資規(guī)模和融資結(jié)構(gòu)的研究主要集中在社會融資規(guī)模是否可以作為貨幣政策中介目標上，而對實體經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系研究較少。本文將圍繞這一部分展開研究與論述。因此，本文采用系統(tǒng)GMM方法，運用我國31個省份2013—2018年數(shù)據(jù)構(gòu)造動態(tài)面板模型，彌補靜態(tài)模型內(nèi)生性問題，探討社會融資結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可能存在的影響。

1 研究設(shè)計

1.1 變量選取

社會融資規(guī)模是一個新的概念。根據(jù)中國人民銀行的界定，社會融資規(guī)模指一定時期內(nèi)（每月、每季或每年）實體經(jīng)濟從金融體系獲得的全部資金總額，它是一個增量，是全面反映金融與經(jīng)濟關(guān)系以及金融對實體經(jīng)濟的資金支持的指標[9]。社會融資規(guī)模為一個總量指標，它涵蓋了金融市場中的主要資金籌集渠道，包括非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資、企業(yè)債券、人民幣貸款、外幣貸款、委托貸款、未貼現(xiàn)銀行承兌匯票、信托貸款等。結(jié)合我國基本國情，本文對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平的概念作一個界定，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級代表著經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變與經(jīng)濟發(fā)展模式的轉(zhuǎn)軌，本文從產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系這個角度去考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)變遷。

1.1.1 被解釋變量

根據(jù)配第-克拉克定理，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動規(guī)律常有以下特性：第一產(chǎn)業(yè)增加值比重下降，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值比重上升。本文通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，用CYR表示：

1.1.2 解釋變量

目前，我國已經(jīng)建立了社會融資規(guī)模的統(tǒng)計監(jiān)測數(shù)據(jù)。因此，下面將基于社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)來構(gòu)造直接融資比、表內(nèi)信貸規(guī)模比、表外業(yè)務(wù)比、信托貸款比，分別用ZJR、BNR、BWR、XTR來表示直接融資占社會融資規(guī)模比率、表內(nèi)信貸占社會融資規(guī)模比率、表外業(yè)務(wù)占社會融資規(guī)模比率、信托貸款占社會融資規(guī)模比率。其中，直接融資包括非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資和企業(yè)債券，表內(nèi)信貸包括人民幣貸款和外幣貸款，表外業(yè)務(wù)包括委托貸款和未貼現(xiàn)銀行承兌匯票。

1.1.3 控制變量

外貿(mào)規(guī)模和財政收入也是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的兩個因素，本文控制變量選擇外貿(mào)規(guī)模比和地區(qū)財政收入比兩個變量。

（1）外貿(mào)規(guī)模比（WMR）。考慮到省級季度數(shù)據(jù)的可得性和數(shù)據(jù)的可比性，本文選擇人民幣口徑按境內(nèi)目的地或貨源地統(tǒng)計的進出口總額代表進出口規(guī)模，用該指標與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值代表相對外貿(mào)規(guī)模（WMR）。

（2）地區(qū)財政收入比（CZR）。本文考慮到省級季度數(shù)據(jù)的可得性，選擇地方公共財政收入（本級）代表地區(qū)財政收入，用該指標與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值代表相對地區(qū)財政收入（CZR）。

1.2 模型設(shè)計

為分析社會融資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，本文選取了31個省份2013—2018年的季度數(shù)據(jù)作為研究樣本，構(gòu)建以下動態(tài)面板模型：

其中：i代表地區(qū)（i=1,2,…,n）；t為時間下標（t=1,2,…,T）；CYRit是當期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率；CYRit-1是上期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率；ZJRit、BNRit、BWRit、XTRit分別為當期直接融資比例、當期表內(nèi)信貸比例、當期表外業(yè)務(wù)比例、當期信托貸款比例；ηi為不可觀測的地區(qū)固定效應(yīng)；εit為隨機干擾項；WMRit、CZRit分別代表了當期外貿(mào)規(guī)模比和當期地區(qū)財政收入比。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取31個省份2013—2018年的季度數(shù)據(jù)作為研究樣本。數(shù)據(jù)主要來自中國人民銀行、各省份統(tǒng)計局等官方網(wǎng)站以及中國經(jīng)濟網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。樣本期間選擇從2013年4季度開始，主要是基于以下考慮：中國人民銀行從2013年4季度開始公布各省份每季度的社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)，各省份統(tǒng)計局只公布季度（含年）各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

1.4 描述性統(tǒng)計

所有變量的樣本時間跨度均為2013—2018年，變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 2013—2018年社會融資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

2 實證分析

2.1 模型估計與結(jié)果分析

動態(tài)面板模型中的固定效應(yīng)無法估計，而且模型公式左側(cè)的被解釋變量CYR與公式右側(cè)的CYR前期數(shù)之間不能排除可能存在的互為因果關(guān)系，進而導(dǎo)致在模型參數(shù)估計過程中可能出現(xiàn)內(nèi)生性問題所帶來的估計偏誤。而系統(tǒng)廣義矩估計模型（System-GMM）通過差分可以有效控制不易觀察的個體固定效應(yīng)，還能利用滯后項以及解釋變量的差分項作為工具變量消除模型內(nèi)生性[10，11]。鑒于系統(tǒng)廣義矩估計所具有的上述優(yōu)點，下文采用它推算模型中的參數(shù)。

首先，采用Hausman統(tǒng)計量來檢驗內(nèi)生性問題，檢驗結(jié)果得出拒絕主要變量嚴格外生的原假說，表明該模型存在內(nèi)生性干擾。運用Arellano-Bond檢驗誤差項是否存在自相關(guān)問題，結(jié)果顯示，P＞0.05，說明需要接受原假設(shè)，即誤差項無自相關(guān)。以上檢驗表明，預(yù)設(shè)的模型合理、工具變量有效。系統(tǒng)GMM不僅解決了弱工具變量和有限樣本偏差的問題，而且可以得到參數(shù)的無偏估計，比差分GMM更有效。系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果如表2所示。

表2 社會融資結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

其次，根據(jù)表2的回歸結(jié)果，四個模型中表內(nèi)信貸對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)為0.0223，在1%水平上顯著，表明表內(nèi)信貸與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正相關(guān)，表內(nèi)信貸比每增加1%，會引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率增加約0.02個百分點；表外業(yè)務(wù)比的回歸系數(shù)為0.0034，在1%水平上顯著，表明表外業(yè)務(wù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正相關(guān)，表外業(yè)務(wù)比每增加1%，會引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率增加約0.003個百分點。這與青木昌彥（2001）[3]得出的支持銀行主導(dǎo)型促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的結(jié)論如出一轍。

再次，直接融資比的回歸系數(shù)為-0.0421，信托貸款比的回歸系數(shù)為-0.0522，且均在1%水平上顯著。結(jié)果說明直接融資、信托貸款對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沒有產(chǎn)生預(yù)期的正向影響，盡管非銀行類融資對經(jīng)濟增長或者產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級理論上存在一定正向作用，但是由于現(xiàn)實環(huán)境中各種約束條件的存在，使得他們不能在短時間內(nèi)產(chǎn)生顯著的正向作用，究其原因可能是我國資本市場不夠成熟，監(jiān)管政策偏嚴從緊造成的。雖然我國非銀行類融資規(guī)模逐年擴大，但是像銀行表內(nèi)外業(yè)務(wù)的間接融資方式仍然占據(jù)了絕對的地位。

最后，從整體來看，模型結(jié)果表明只有表內(nèi)信貸、表外業(yè)務(wù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有促進作用，說明社會融資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是一個緩慢釋放的過程，并不是當期或短期內(nèi)就能看到效果。這一定程度上說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是一項長期而艱巨的任務(wù)。

2.2 穩(wěn)健性檢驗

在上述分析的基礎(chǔ)上，本文采用刪減控制變量的方法對四個模型的回歸進行敏感性分析，從而檢驗回歸模型的穩(wěn)健性。表3結(jié)果表明：外貿(mào)規(guī)模比這一控制變量剔除后，表內(nèi)信貸比、表外業(yè)務(wù)比對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正；其他變量比如直接融資比、信托貸款比對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響方向及顯著性未變。這表明，表內(nèi)信貸和表外業(yè)務(wù)的增加對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有正向促進作用，回歸結(jié)果與上文模型一致，其他變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響還需要時間的沉淀。

表3 穩(wěn)健性檢驗

3 結(jié)論

本文基于面板數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)GMM方法，分析了我國31個省份社會融資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)論如下：（1）從總體上看，社會融資規(guī)模逐年上升，金融支持力度逐年增大，金融程度不斷深化，社會融資結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)多元化趨勢。表外業(yè)務(wù)融資增幅較大，直接融資穩(wěn)健增長，表內(nèi)信貸融資比重略微下降。（2）我國還處于銀行主導(dǎo)型的金融體系階段，銀行的間接融資方式仍占據(jù)了主要的融資地位，實體經(jīng)濟對銀行的依賴性仍未減弱，銀行表內(nèi)信貸較之表外業(yè)務(wù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生了更為顯著的促進作用。（3）社會融資規(guī)模增長對于經(jīng)濟增長具有促進作用，但對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級調(diào)整的促進作用不是整體顯著，這說明我國存在金融抑制情況，金融供給未產(chǎn)生預(yù)期的效果。尤其是代表金融自由度的資本市場還不成熟，使得社會融資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩者之間還未形成顯著有效的“供給-推動”關(guān)系。因此，金融支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)需要長期、持續(xù)、系統(tǒng)的機制和政策。一方面要擴大直接融資渠道，建立多層次的資本市場體系，豐富資本市場產(chǎn)品，不斷擴大直接融資的比重；另一方面要優(yōu)化金融機構(gòu)結(jié)構(gòu)，加速證券、信托、保險等非銀行金融機構(gòu)的發(fā)展。鼓勵中小型及民營銀行的設(shè)立，實現(xiàn)經(jīng)濟資源的有效配置，提高金融效率，以實現(xiàn)資金的合理分配及資金投資回報率的提高。