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湖南省金融服务业发展对产业结构优化的动态影响
摘 要：基于1993～2009年数据针对湖南省金融服务业与产业结构关系的研究发现，金融服务业发展和产业结构优化进程均与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关，金融服务业发展能够动态性地促进产业结构的优化。
关键词：湖南省；金融服务业；产业结构；动态影响
一、引言
金融作为国民经济的血液，与产业结构的变动存在密切的关系，Raymond W. Goldsmith（1969）认为，金融与以产业结构变动为特征的经济增长之间是互为因果的关系，金融发展与经济增长、产业结构之间存在相互推进的过程。因此，研究湖南省金融服务业发展与产业结构优化两者之间的历史关系，为政府部门制定政策促进金融服务业发展提供经验证据，使金融服务业发展与产业结构变动协同，最终形成两者的良性循环，将有助于湖南省产业结构的优化。
二、文献综述
自金融发展理论产生以来，探讨金融发展与产业结构优化的关系伴随金融发展与经济增长关系的研究而兴起。产业结构调整是增强工业竞争力、实现有效经济增长的重要形式，产业结构调整中各行业的发展呈现不同态势，成长性不同的行业对资金有不同程度的需求（蔡红艳、阎庆民，2004）。基于资金导向的作用机制，金融系统将金融资源分配于不同收益率的投资之间，使资金能够按照经济原则在各产业部门之间高效流动，调整资源配置状态（Robert C. Merton and Zvi Bodie，1995），从而促进产业结构的调整。金融发展在产业结构升级和优化中的作用分为显性和隐性，即直接贡献和间接贡献两大类：显性作用指金融服务业作为一个行业，其增加值所带来的产业结构变化；隐性作用则从金融服务业的功能角度考虑它在产业结构变化中的作用。黄明旻（2009）根据1987～2006年江苏省数据利用非平稳时间序列分析方法的研究表明，金融中介发展与产业结构升级存在长期均衡关系，金融中介规模扩大对产业结构升级有正向促进作用，且金融中介规模和产业结构升级有双向因果关系。因此，产业结构的优化离不开金融服务业的支持与协同发展，伍海华、张旭（2001）认为金融发展推动产业结构升级的机制包括资金形成、资金导向、信用扩张、产业整合和风险防范与补偿。本文将金融服务业发展对产业结构优化的作用机制分为三类：
首先，金融服务业通过资金形成和信用扩张为产业结构升级提供资金支持。资金是保证产业结构调整、促进产业升级的直接推动力，而金融是现代经济的核心，其本质是在储蓄与投资之间建立桥梁，提供资金由盈余部门向短缺部门转化的渠道。商业银行将大量的闲散资金集中起来，通过信用机制放大资金规模，满足产业结构升级的资金需求。
其次，金融服务业通过促使资金从低效率行业向高效率行业流动促进产业结构优化。商业银行按照风险收益均衡原则确定贷款的数量和使用方向以获取最大利润，盈利水平高、发展前景好的优势企业和产业不断获得信用支持，而经营不善、发展前景不佳的行业由于无法得到信用支持而受到抑制或被淘汰。发达的金融市场信息更完全，能够及时从低成长行业撤出资金，迅速满足高成长行业的资金需求（Jeffrey Wurgler，2000）。但蔡红艳、阎庆民（2004）通过新兴市场国家行业成长性模型，考察我国资本市场内的资本流动与实体经济中产业结构的互动关系以及股市资本在成长性不同的各行业间的分配状况，发现金融市场中的资本流动存在明显的扶持落后行业的非市场化行为，导致整体工业的竞争力减弱，不利于产业结构的优化。曾国平、王燕飞（2007）运用1952～2005年时间序列对中国金融发展与产业结构关系的研究发现，中国金融的畸形发展对产业结构变迁表现出扭曲效应，经济货币化显示了有利的推动作用，金融资源和金融系统资源配置效率的变动则未表现出积极的效果。邓光亚、唐天伟（2010）指出中部地区金融发展有利于促进产业结构优化，但以国有银行为主的金融部门与实体部门之间不存在有效互动，资金使用未能实现优化配置。
第三，金融服务业通过推动产业技术进步影响产业结构优化。产业结构升级的根本动力在于技术进步，无论是国家主导型还是企业主导型的技术进步均要求有丰富的资金来源，而金融服务业推动产业技术进步的机制着重体现在它对技术开发投融资的支持上。金融服务业可以为企业提供多种形式的投资和融资渠道，帮助企业解决资金困难，提供必要的技术创新支持。在完善的金融制度下，一方面通过制定实施技术进步导向的相关金融政策措施，将资金引向素质好、技术可行和有市场前景的企业和项目；另一方面通过鼓励发展以风险投资基金为代表的风险投资性金融机构，建立和拓展多种形式的风险投资机构与渠道，为高新技术企业提供融资，解决技术开发的资金困难，有效地推动产业技术结构的优化。周孝坤、冯钦、袁颖（2010）基于我国1978～2008年数据运用格兰杰因果检验方法的研究表明，存在从金融深化到产业结构升级的单向格兰杰因果关系，科技投入和产业结构升级则互为格兰杰因果关系。
金融发展理论认为金融发展与产业结构之间存在相互促进的因果关系，国外多数实证研究文献也证实了这一点。但由于中国市场经济体制起源于上世纪九十年代，股票市场尚属于新兴市场，因此，国内文献在全国、地区和省级层面针对金融发展与产业结构优化关系的研究结论未能达成一致，也未能就金融服务业发展可能对产业结构优化的动态影响进行深入研究。本文以湖南省为对象，试图对后一问题进行探索。
三、模型设计
如上所述，金融服务业发展在产业结构升级和优化中的作用分为显性作用和隐性作用，本文重点研究隐性作用。
（一）变量选择
1、产业结构优化指标
彭志良、胡荣才（2010）定义产业结构优化度（RO）为三次产业增加值比重与各产业就业人数比重的比值之和，用于反映国民经济中三次产业增加值与就业人数的分布规律，计算公式为 ，其中： 为第 产业增加值占GDP的比重， 为第 产业就业人数占总就业人数的比重。从经济发展中各部门人力资本利用的角度考虑，该指标能合理反映产业结构变化中资源配置的情况：当 即各产业劳动生产率相等时，产业结构达到最佳状态。 产业结构效益偏离度则是一种直接测度产业结构效益的方法，其理论基础为劳动力结构与产值结构两者之间的不对称偏离状态，反映了劳动力资源配置的效果：劳动力结构变动与产值结构变动的不一致导致产业间劳动生产率的变动，进而引起产业结构效益偏离度的变化。邵明振（2010）定义产业结构效益偏离度为 ，其中： 为第 产业结构效益偏离度， 为第 产业就业比重， 为第 产业产值比重。 大于零（正偏离）表明该产业就业比重大于产值比重，劳动生产率低，负偏离则表明该产业劳动生产率较高，因此，正（负）偏离的产业存在劳动力转出（转入）的可能性。产业结构总效益偏离度则为 ：如果各产业的就业结构与产值结构变动相协调，生产率逐步趋于一致，则产业结构总效益偏离度P趋于零，产业结构接近最优，国民经济各产业间呈完全竞争状态。
本文选择产业结构总效益偏离度P作为反映湖南省产业结构优化程度的指标。
2、金融服务业发展指标
Raymond W. Goldsmith（1969）用金融相关比率（FIR）——一定时期内社会金融活动总量（一般用金融资产总额表示）与经济活动总量（一般用国民生产总值表示）的比值，反映金融上层结构与经济基础结构之间在规模上的变化关系，这是最早对金融发展水平进行量化的指标。作为世界上首先分析金融压抑对经济发展构成严重障碍的经济学家，罗纳德·麦金农（Ronald I. Mckinnon）开拓性地提出了金融深化理论，以货币存量（通常为M2）与国民生产总值的比值衡量一国经济货币化程度。需要注意的是，由于指标替代的原因，M2/GDP并非越大越好，因为它只反映货币供应量M2与GDP的比率关系，并不能反映金融服务业发展过程中其它更加完善的货币融资形式。M2/GDP上升的过程只反映了初期金融服务业的上升发展过程，当国民经济发展及结构调整趋于完成时，M2/GDP已不能较好地反映金融服务业发展的水平。从国外历史数据来看，M2/GDP都经历过一个先上升后下降过程，而这种过程则是随着经济结构调整而产生的（彭志良、胡荣才，2010）。
由于缺乏各地区金融资产和M2的统计数据，无法直接采用上述FIR或M2/GDP衡量湖南省金融服务业发展水平，因此，本文将沿用国内大多数文献的思路，以湖南省金融机构存款总额占地区GDP的比重来衡量金融服务业发展水平，记为FIR。
（二）模型设定与估计方法
产业结构变化对金融服务业发展的依赖很少是瞬时的，更多地表现为时间上的延迟，金融服务业对产业结构的影响需要经过一段时间才能完全体现出来，这种时间的延迟现象称为滞后效应。分布滞后模型通过引入解释变量的滞后项作为解释变量，可以研究不同时期经济现象的联系，从而将经济活动的研究从静态分析转化为动态分析，使模型更准确地反映经济规律。因此，本文对P、FIR取自然对数（分别记为LP、LFIR。）以消除时间序列中可能存在的异方差现象，建立有限分布滞后模型（1），以描述金融服务业发展作用于产业结构优化的动态性。
其中： 称为短期或即期乘数，反映产业结构总效益偏离度对同期金融服务业发展水平的弹性； 称为延迟乘数或动态乘数（ ），反映产业结构总效益偏离度对第 时期金融服务业发展水平的弹性； 称为长期乘数或总分布乘数，表示金融服务业发展水平每变化1%，由于滞后效应引起产业结构总效益偏离度在其后 个时期内变化的总百分比； 为解释变量的滞后项数； 为满足线性回归模型古典假设的随机误差项。有限分布滞后模型由于包含解释变量滞后项，采用OLS估计时存在两方面的困难：
（1）滞后长度难以确定。从经济学的角度考虑，滞后项的长度越大则认为模型估计效果越好；从统计学的角度考虑，滞后项长度越大则自由度越少，容易出现解释变量的多重共线性问题。针对本文的研究主题，如何确定合适的滞后长度没有充分的先验信息可以利用，因此，选择合理的滞后长度是估计模型（1）的首要问题。
（2）多重共线性问题：解释变量的当期值和滞后值之间很可能具有高度共线性，导致参数估计量失去意义，不能揭示解释变量的各滞后项对被解释变量的影响；估计系数的标准差变大，造成根据常规计算的t值认为滞后项系数不显著的结果。
针对上述问题学者们提出了一系列修正方法。对于滞后长度的确定，可以根据实际经济问题的需要和经验进行判定，或者先取一个较大的滞后长度进行估计，然后再逐步减少滞后长度，观察模型的拟合是否随着滞后长度的减少而显著恶化，如果是则不应再减少滞后长度；也可以利用AIC准则与SIC准则来确定滞后长度。对于滞后长度已知的分布滞后模型，修正的估计方法有经验加权法、阿尔蒙（Almon）多项式分布滞后法（Polynomial Distributed Lag，PDL）等。本文首先绘制两个变量的相关图，根据相关系数的变化趋势确定最大滞后长度，然后采用多项式分布滞后PDL方法估计模型参数：（1）对每一个确定的滞后长度，通过逐步增加多项式的阶数并施以近端约束或远端约束进行参数估计；（2）逐步减少滞后长度，重复第（1）步；（3）在通过所有检验的回归方程中，根据AIC准则与SIC准则来确定最优滞后长度，进而得到最终估计结果。
（三）数据来源
1993年11月召开的十四届三中全会通过《中共中央关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》，决定建立社会主义市场经济体制，实现从旧经济体制向新经济体制的过渡，因此，本文研究的样本数据区间为1993-2009，原始数据来自历年《湖南统计年鉴》，计算过程采用Eviews6.0软件实现。
四、实证研究
（一）金融服务业与产业结构描述性分析
湖南是农业大省，素有“鱼米之乡”和“湖广熟，天下足”之美誉，农业在国民经济中占有重要地位。从产业结构效益偏离度的正负来看，第一产业（农业）始终为正值，第二、三产业则为负值，表明第一产业的就业比重远大于产值比重，生产率低下，第二、三产业的就业比重则小于其产值比重，以较少的劳动力创造了较高的产值，具有较高的生产率。就产业结构效益偏离度的绝对值而言，第一产业大于第二、三产业，表明第一产业存在大量富余劳动力，劳动力资源未得到充分开发和利用。因此，充分发挥金融服务业的功能，通过各种方式积极引导劳动力转移从而加大第二、三产业的就业比重，促进劳动力资源更为合理的配置，将有利于湖南省产业结构的优化。 图1显示金融相关比率FIR呈缓慢上升趋势，表明湖南省金融服务业发展水平不断深化，其上升速度的变化则与宏观经济政策的变化密切相关（表1）：1993-1997年财政政策与货币政策均为适度从紧，金融相关比率缓慢波动上升；1998-2003积极的财政政策与稳健的货币政策使金融相关比率大幅上升；2004-2007年财政政策由积极转为稳健而货币政策保持稳健，金融相关比率处于波动过程中，2008-2009年财政政策与货币政策均发生了较大的转变，因此，金融相关比率在2008年达到近七年来的最小值后开始大幅上升。
湖南省产业结构优化程度在1993-2009年阶段经历了上升、下降、上升、下降的波动过程，而这一波动趋势与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关：（1）1993-1996年产业结构总效益偏离度逐渐下降表明产业结构优化程度上升——1993年6月国务院发布《关于当前经济情况和加强宏观调控的意见》，采取十六条措施正式开始以整顿金融秩序为重点、治理通货膨胀为首要任务的宏观调控，主要运用信贷、税收等经济办法扭转经济过热的局面，经过近3年的努力，1996年成功实现经济“软着陆”，经济基本上恢复平衡，经济增长速度没有大幅度下滑，经济增长幅度回落到9.6%，通货膨胀率降到6.1%。（2）1997-2000年产业结构总效益偏离度上升说明产业结构优化程度下降——国企改革、对外开放和扩大内需成为1996-1999年年底中央经济工作会议的主要内容，始于1997年下半年的东南亚金融危机改变了全球经济增长的态势，使中国外贸出口受到很大影响，加上国内供求关系逐步由卖方市场转向买方市场，通货紧缩与有效需求不足成为主要矛盾，演变为改革开放以来的第一次通货紧缩，1997年9月召开的十五届一中全会提出用三年左右的时间使大多数国有大中型亏损企业摆脱困境、扭亏增盈，力争到2000年末使大多数国有大中型骨干企业初步建立现代企业制度；1998年开始，宏观调控政策由“适度从紧”、“稳中求进”转向了“扩大内需”的积极财政政策和“稳健的货币政策”。这一阶段以2000年底国有企业三年脱困目标基本实现作为结束。（3）2001-2008年产业结构总效益偏离度逐渐下降表明产业结构优化程度上升——扩大内需成为2000-2006年中央经济工作会议宏观政策的主基调，2007年则是控总量、稳物价、调结构、促平衡。（4）2009开始产业结构总效益偏离度上升显示产业结构优化程度下降——美国次贷危机发展为全球金融危机，全球实体经济增速大幅下滑，经济形势急转直下，中国经济发展遇到的困难日益显现，面临着经济增长趋缓和就业形势严峻的双重压力，“保增长、扩内需、调结构”成为2008年中央经济工作会议宏观政策的主要基调，宏观调控的着力点转到防止经济增速过快下滑，财政政策从“稳健”转为“积极”，货币政策从“从紧”转为“适度宽松”，形成应对金融危机、保持经济平稳较快发展的一个比较系统完整的应对方案，即大规模的政府投入和结构性减税、大范围的产业调整和振兴规划、大力度的科技支撑和大幅度提高社会保障水平。
上述分析表明，1993-2009年湖南省金融服务业发展和产业结构优化进程，均与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关。
（二）模型估计与解释
图2变量交叉相关图显示，产业结构总效益偏离度 与滞后5、6、7期金融服务业发展水平 相关，因此，模型（1）的最大滞后长度为7；滞后7期以上不相关，在PDL估计中应施加远端约束； 与滞后的 不相关，在PDL估计中应施加近端约束。因此，本文采用多项式分布滞后PDL方法估计模型（1）时，最大滞后长度为7，且同时施加近端约束和远端约束。
通过逐步减少滞后长度和增加多项式阶数对模型（1）进行估计和检验，根据AIC准则与SIC准则，本文确定最优滞后长度为7、多项式阶数为2且同时施以近端约束和远端约束，得到最终估计（表3）、残差自相关LM检验（表4）和残差异方差检验（表5）。
表3显示，采用PDL方法对模型（1）进行估计的调整后决定系数 ，表明方程具有较高的拟合优度；多项式PDL01对应显著性水平为0.0000，变量显著性检验通过；F检验对应显著性水平为0.000004，方程显著性检验通过。表4残差自相关LM检验对应显著性水平为0.1393、表5残差异方差White检验对应显著性水平为0.2636，均大于常用显著性水平0.05，表明残差不存在自相关和异方差性。因此，模型（1）能够很好地描述金融服务业发展水平 对产业结构总效益偏离度 的动态影响。
根据表3得到模型（1）的回归方程（2）：
方程（2）中，解释变量及其滞后项的系数均为负值，表明金融服务业发展水平的提高，能够有效减小产业结构总效益偏离度的值，促进产业结构的优化；同期至滞后7期的系数均显著，且滞后3、4期的系数绝对值最大，表明金融服务业发展对产业结构优化的促进作用存在较长期限的持续性即动态性：促进作用逐渐上升，并在第3、4年达到最大，此后逐渐减少直至第8年消失。这一变化过程与国民经济五年计划的周期基本同步，充分证明了宏观经济计划的必要性，说明产业结构的调整和优化非一日之功，若欲通过金融服务业来促进产业结构的优化，必须有预见性、前瞻性地提前3到4年着手金融服务业的布局和发展。长期乘数或总分布乘数 ，表示金融服务业发展水平每变化1%，由于滞后效应，将能在同期至滞后7年内引起产业结构总效益偏离度变化-0.72348%，因此，提高金融服务业发展水平，是调整和优化湖南省产业结构的有效措施之一。
五、结论
本文基于1993～2009年数据采用分布滞后模型针对湖南省金融服务业发展对产业结构优化影响的研究发现：（1）金融服务业发展和产业结构优化进程与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关；（2）金融服务业发展水平的提高，能够有效减小产业结构总效益偏离度的值，促进产业结构的优化；（3）金融服务业发展对产业结构优化的促进作用存在较长期限的持续性即动态性。因此，提前3到4年制定具有预见性、前瞻性的金融服务业发展规划，切实提高金融服务业发展水平，能够有效促进湖南省产业结构的调整和优化。
参考文献
[1] Raymond W. Goldsmith. Financial Structure and Development [M]. Yale University Press， 1969
[2] 蔡红艳， 阎庆民. 产业结构调整与金融发展——来自中国的跨行业调查研究[J]. 管理世界， 2004（10）
[3] Robert C. Merton and Zvi Bodie. A conceptual framework for analyzing the financial environment， in The Global Financial System： A Functional Perspective. Harvard Business Press， 1995
[4] 黄明旻. 金融中介发展与产业结构升级——基于江苏省数据的实证研究[J]. 价值工程， 2009（7）
[5] 伍海华， 张旭. 经济增长·产业结构·金融发展[J]. 经济理论与经济管理， 2001（5）
[6] Jeffrey Wurgler. Financial Markets and the Allocation of Capital [J]. Journal of Financial Economics， 2000， Vol. 58
[7] 曾国平， 王燕飞. 中国金融发展与产业结构变迁[J]. 财贸经济， 2007（8）
[8] 邓光亚， 唐天伟. 中部区域金融发展与产业结构调整互动研究——基于VAR模型的实证分析[J]. 经济经纬， 2010（5）
[9] 周孝坤， 冯钦， 袁颖. 科技投入、金融深化与产业结构升级——基于中国1978-2008年数据的实证检验[J]. 社会科学家， 2010（10）
[10] 彭志良， 胡荣才. 金融服务业对产业结构变化的贡献研究[J]. 广西财经学院学报， 2010（5）
[11] 邵明振. 河南省产业结构演进与经济增长实证分析[D]. 河南大学硕士学位论文， 2010
摘 要：基于1993～2009年数据针对湖南省金融服务业与产业结构关系的研究发现，金融服务业发展和产业结构优化进程均与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关，金融服务业发展能够动态性地促进产业结构的优化。
关键词：湖南省；金融服务业；产业结构；动态影响
一、引言
金融作为国民经济的血液，与产业结构的变动存在密切的关系，Raymond W. Goldsmith（1969）认为，金融与以产业结构变动为特征的经济增长之间是互为因果的关系，金融发展与经济增长、产业结构之间存在相互推进的过程。因此，研究湖南省金融服务业发展与产业结构优化两者之间的历史关系，为政府部门制定政策促进金融服务业发展提供经验证据，使金融服务业发展与产业结构变动协同，最终形成两者的良性循环，将有助于湖南省产业结构的优化。
二、文献综述
自金融发展理论产生以来，探讨金融发展与产业结构优化的关系伴随金融发展与经济增长关系的研究而兴起。产业结构调整是增强工业竞争力、实现有效经济增长的重要形式，产业结构调整中各行业的发展呈现不同态势，成长性不同的行业对资金有不同程度的需求（蔡红艳、阎庆民，2004）。基于资金导向的作用机制，金融系统将金融资源分配于不同收益率的投资之间，使资金能够按照经济原则在各产业部门之间高效流动，调整资源配置状态（Robert C. Merton and Zvi Bodie，1995），从而促进产业结构的调整。金融发展在产业结构升级和优化中的作用分为显性和隐性，即直接贡献和间接贡献两大类：显性作用指金融服务业作为一个行业，其增加值所带来的产业结构变化；隐性作用则从金融服务业的功能角度考虑它在产业结构变化中的作用。黄明旻（2009）根据1987～2006年江苏省数据利用非平稳时间序列分析方法的研究表明，金融中介发展与产业结构升级存在长期均衡关系，金融中介规模扩大对产业结构升级有正向促进作用，且金融中介规模和产业结构升级有双向因果关系。因此，产业结构的优化离不开金融服务业的支持与协同发展，伍海华、张旭（2001）认为金融发展推动产业结构升级的机制包括资金形成、资金导向、信用扩张、产业整合和风险防范与补偿。本文将金融服务业发展对产业结构优化的作用机制分为三类：
首先，金融服务业通过资金形成和信用扩张为产业结构升级提供资金支持。资金是保证产业结构调整、促进产业升级的直接推动力，而金融是现代经济的核心，其本质是在储蓄与投资之间建立桥梁，提供资金由盈余部门向短缺部门转化的渠道。商业银行将大量的闲散资金集中起来，通过信用机制放大资金规模，满足产业结构升级的资金需求。
其次，金融服务业通过促使资金从低效率行业向高效率行业流动促进产业结构优化。商业银行按照风险收益均衡原则确定贷款的数量和使用方向以获取最大利润，盈利水平高、发展前景好的优势企业和产业不断获得信用支持，而经营不善、发展前景不佳的行业由于无法得到信用支持而受到抑制或被淘汰。发达的金融市场信息更完全，能够及时从低成长行业撤出资金，迅速满足高成长行业的资金需求（Jeffrey Wurgler，2000）。但蔡红艳、阎庆民（2004）通过新兴市场国家行业成长性模型，考察我国资本市场内的资本流动与实体经济中产业结构的互动关系以及股市资本在成长性不同的各行业间的分配状况，发现金融市场中的资本流动存在明显的扶持落后行业的非市场化行为，导致整体工业的竞争力减弱，不利于产业结构的优化。曾国平、王燕飞（2007）运用1952～2005年时间序列对中国金融发展与产业结构关系的研究发现，中国金融的畸形发展对产业结构变迁表现出扭曲效应，经济货币化显示了有利的推动作用，金融资源和金融系统资源配置效率的变动则未表现出积极的效果。邓光亚、唐天伟（2010）指出中部地区金融发展有利于促进产业结构优化，但以国有银行为主的金融部门与实体部门之间不存在有效互动，资金使用未能实现优化配置。
第三，金融服务业通过推动产业技术进步影响产业结构优化。产业结构升级的根本动力在于技术进步，无论是国家主导型还是企业主导型的技术进步均要求有丰富的资金来源，而金融服务业推动产业技术进步的机制着重体现在它对技术开发投融资的支持上。金融服务业可以为企业提供多种形式的投资和融资渠道，帮助企业解决资金困难，提供必要的技术创新支持。在完善的金融制度下，一方面通过制定实施技术进步导向的相关金融政策措施，将资金引向素质好、技术可行和有市场前景的企业和项目；另一方面通过鼓励发展以风险投资基金为代表的风险投资性金融机构，建立和拓展多种形式的风险投资机构与渠道，为高新技术企业提供融资，解决技术开发的资金困难，有效地推动产业技术结构的优化。周孝坤、冯钦、袁颖（2010）基于我国1978～2008年数据运用格兰杰因果检验方法的研究表明，存在从金融深化到产业结构升级的单向格兰杰因果关系，科技投入和产业结构升级则互为格兰杰因果关系。
金融发展理论认为金融发展与产业结构之间存在相互促进的因果关系，国外多数实证研究文献也证实了这一点。但由于中国市场经济体制起源于上世纪九十年代，股票市场尚属于新兴市场，因此，国内文献在全国、地区和省级层面针对金融发展与产业结构优化关系的研究结论未能达成一致，也未能就金融服务业发展可能对产业结构优化的动态影响进行深入研究。本文以湖南省为对象，试图对后一问题进行探索。
三、模型设计
如上所述，金融服务业发展在产业结构升级和优化中的作用分为显性作用和隐性作用，本文重点研究隐性作用。
（一）变量选择
1、产业结构优化指标
彭志良、胡荣才（2010）定义产业结构优化度（RO）为三次产业增加值比重与各产业就业人数比重的比值之和，用于反映国民经济中三次产业增加值与就业人数的分布规律，计算公式为 ，其中： 为第 产业增加值占GDP的比重， 为第 产业就业人数占总就业人数的比重。从经济发展中各部门人力资本利用的角度考虑，该指标能合理反映产业结构变化中资源配置的情况：当 即各产业劳动生产率相等时，产业结构达到最佳状态。 产业结构效益偏离度则是一种直接测度产业结构效益的方法，其理论基础为劳动力结构与产值结构两者之间的不对称偏离状态，反映了劳动力资源配置的效果：劳动力结构变动与产值结构变动的不一致导致产业间劳动生产率的变动，进而引起产业结构效益偏离度的变化。邵明振（2010）定义产业结构效益偏离度为 ，其中： 为第 产业结构效益偏离度， 为第 产业就业比重， 为第 产业产值比重。 大于零（正偏离）表明该产业就业比重大于产值比重，劳动生产率低，负偏离则表明该产业劳动生产率较高，因此，正（负）偏离的产业存在劳动力转出（转入）的可能性。产业结构总效益偏离度则为 ：如果各产业的就业结构与产值结构变动相协调，生产率逐步趋于一致，则产业结构总效益偏离度P趋于零，产业结构接近最优，国民经济各产业间呈完全竞争状态。
本文选择产业结构总效益偏离度P作为反映湖南省产业结构优化程度的指标。
2、金融服务业发展指标
Raymond W. Goldsmith（1969）用金融相关比率（FIR）——一定时期内社会金融活动总量（一般用金融资产总额表示）与经济活动总量（一般用国民生产总值表示）的比值，反映金融上层结构与经济基础结构之间在规模上的变化关系，这是最早对金融发展水平进行量化的指标。作为世界上首先分析金融压抑对经济发展构成严重障碍的经济学家，罗纳德·麦金农（Ronald I. Mckinnon）开拓性地提出了金融深化理论，以货币存量（通常为M2）与国民生产总值的比值衡量一国经济货币化程度。需要注意的是，由于指标替代的原因，M2/GDP并非越大越好，因为它只反映货币供应量M2与GDP的比率关系，并不能反映金融服务业发展过程中其它更加完善的货币融资形式。M2/GDP上升的过程只反映了初期金融服务业的上升发展过程，当国民经济发展及结构调整趋于完成时，M2/GDP已不能较好地反映金融服务业发展的水平。从国外历史数据来看，M2/GDP都经历过一个先上升后下降过程，而这种过程则是随着经济结构调整而产生的（彭志良、胡荣才，2010）。
由于缺乏各地区金融资产和M2的统计数据，无法直接采用上述FIR或M2/GDP衡量湖南省金融服务业发展水平，因此，本文将沿用国内大多数文献的思路，以湖南省金融机构存款总额占地区GDP的比重来衡量金融服务业发展水平，记为FIR。
（二）模型设定与估计方法
产业结构变化对金融服务业发展的依赖很少是瞬时的，更多地表现为时间上的延迟，金融服务业对产业结构的影响需要经过一段时间才能完全体现出来，这种时间的延迟现象称为滞后效应。分布滞后模型通过引入解释变量的滞后项作为解释变量，可以研究不同时期经济现象的联系，从而将经济活动的研究从静态分析转化为动态分析，使模型更准确地反映经济规律。因此，本文对P、FIR取自然对数（分别记为LP、LFIR。）以消除时间序列中可能存在的异方差现象，建立有限分布滞后模型（1），以描述金融服务业发展作用于产业结构优化的动态性。
其中： 称为短期或即期乘数，反映产业结构总效益偏离度对同期金融服务业发展水平的弹性； 称为延迟乘数或动态乘数（ ），反映产业结构总效益偏离度对第 时期金融服务业发展水平的弹性； 称为长期乘数或总分布乘数，表示金融服务业发展水平每变化1%，由于滞后效应引起产业结构总效益偏离度在其后 个时期内变化的总百分比； 为解释变量的滞后项数； 为满足线性回归模型古典假设的随机误差项。有限分布滞后模型由于包含解释变量滞后项，采用OLS估计时存在两方面的困难：
（1）滞后长度难以确定。从经济学的角度考虑，滞后项的长度越大则认为模型估计效果越好；从统计学的角度考虑，滞后项长度越大则自由度越少，容易出现解释变量的多重共线性问题。针对本文的研究主题，如何确定合适的滞后长度没有充分的先验信息可以利用，因此，选择合理的滞后长度是估计模型（1）的首要问题。
（2）多重共线性问题：解释变量的当期值和滞后值之间很可能具有高度共线性，导致参数估计量失去意义，不能揭示解释变量的各滞后项对被解释变量的影响；估计系数的标准差变大，造成根据常规计算的t值认为滞后项系数不显著的结果。
针对上述问题学者们提出了一系列修正方法。对于滞后长度的确定，可以根据实际经济问题的需要和经验进行判定，或者先取一个较大的滞后长度进行估计，然后再逐步减少滞后长度，观察模型的拟合是否随着滞后长度的减少而显著恶化，如果是则不应再减少滞后长度；也可以利用AIC准则与SIC准则来确定滞后长度。对于滞后长度已知的分布滞后模型，修正的估计方法有经验加权法、阿尔蒙（Almon）多项式分布滞后法（Polynomial Distributed Lag，PDL）等。本文首先绘制两个变量的相关图，根据相关系数的变化趋势确定最大滞后长度，然后采用多项式分布滞后PDL方法估计模型参数：（1）对每一个确定的滞后长度，通过逐步增加多项式的阶数并施以近端约束或远端约束进行参数估计；（2）逐步减少滞后长度，重复第（1）步；（3）在通过所有检验的回归方程中，根据AIC准则与SIC准则来确定最优滞后长度，进而得到最终估计结果。
（三）数据来源
1993年11月召开的十四届三中全会通过《中共中央关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》，决定建立社会主义市场经济体制，实现从旧经济体制向新经济体制的过渡，因此，本文研究的样本数据区间为1993-2009，原始数据来自历年《湖南统计年鉴》，计算过程采用Eviews6.0软件实现。
四、实证研究
（一）金融服务业与产业结构描述性分析
湖南是农业大省，素有“鱼米之乡”和“湖广熟，天下足”之美誉，农业在国民经济中占有重要地位。从产业结构效益偏离度的正负来看，第一产业（农业）始终为正值，第二、三产业则为负值，表明第一产业的就业比重远大于产值比重，生产率低下，第二、三产业的就业比重则小于其产值比重，以较少的劳动力创造了较高的产值，具有较高的生产率。就产业结构效益偏离度的绝对值而言，第一产业大于第二、三产业，表明第一产业存在大量富余劳动力，劳动力资源未得到充分开发和利用。因此，充分发挥金融服务业的功能，通过各种方式积极引导劳动力转移从而加大第二、三产业的就业比重，促进劳动力资源更为合理的配置，将有利于湖南省产业结构的优化。 图1显示金融相关比率FIR呈缓慢上升趋势，表明湖南省金融服务业发展水平不断深化，其上升速度的变化则与宏观经济政策的变化密切相关（表1）：1993-1997年财政政策与货币政策均为适度从紧，金融相关比率缓慢波动上升；1998-2003积极的财政政策与稳健的货币政策使金融相关比率大幅上升；2004-2007年财政政策由积极转为稳健而货币政策保持稳健，金融相关比率处于波动过程中，2008-2009年财政政策与货币政策均发生了较大的转变，因此，金融相关比率在2008年达到近七年来的最小值后开始大幅上升。
湖南省产业结构优化程度在1993-2009年阶段经历了上升、下降、上升、下降的波动过程，而这一波动趋势与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关：（1）1993-1996年产业结构总效益偏离度逐渐下降表明产业结构优化程度上升——1993年6月国务院发布《关于当前经济情况和加强宏观调控的意见》，采取十六条措施正式开始以整顿金融秩序为重点、治理通货膨胀为首要任务的宏观调控，主要运用信贷、税收等经济办法扭转经济过热的局面，经过近3年的努力，1996年成功实现经济“软着陆”，经济基本上恢复平衡，经济增长速度没有大幅度下滑，经济增长幅度回落到9.6%，通货膨胀率降到6.1%。（2）1997-2000年产业结构总效益偏离度上升说明产业结构优化程度下降——国企改革、对外开放和扩大内需成为1996-1999年年底中央经济工作会议的主要内容，始于1997年下半年的东南亚金融危机改变了全球经济增长的态势，使中国外贸出口受到很大影响，加上国内供求关系逐步由卖方市场转向买方市场，通货紧缩与有效需求不足成为主要矛盾，演变为改革开放以来的第一次通货紧缩，1997年9月召开的十五届一中全会提出用三年左右的时间使大多数国有大中型亏损企业摆脱困境、扭亏增盈，力争到2000年末使大多数国有大中型骨干企业初步建立现代企业制度；1998年开始，宏观调控政策由“适度从紧”、“稳中求进”转向了“扩大内需”的积极财政政策和“稳健的货币政策”。这一阶段以2000年底国有企业三年脱困目标基本实现作为结束。（3）2001-2008年产业结构总效益偏离度逐渐下降表明产业结构优化程度上升——扩大内需成为2000-2006年中央经济工作会议宏观政策的主基调，2007年则是控总量、稳物价、调结构、促平衡。（4）2009开始产业结构总效益偏离度上升显示产业结构优化程度下降——美国次贷危机发展为全球金融危机，全球实体经济增速大幅下滑，经济形势急转直下，中国经济发展遇到的困难日益显现，面临着经济增长趋缓和就业形势严峻的双重压力，“保增长、扩内需、调结构”成为2008年中央经济工作会议宏观政策的主要基调，宏观调控的着力点转到防止经济增速过快下滑，财政政策从“稳健”转为“积极”，货币政策从“从紧”转为“适度宽松”，形成应对金融危机、保持经济平稳较快发展的一个比较系统完整的应对方案，即大规模的政府投入和结构性减税、大范围的产业调整和振兴规划、大力度的科技支撑和大幅度提高社会保障水平。
上述分析表明，1993-2009年湖南省金融服务业发展和产业结构优化进程，均与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关。
（二）模型估计与解释
图2变量交叉相关图显示，产业结构总效益偏离度 与滞后5、6、7期金融服务业发展水平 相关，因此，模型（1）的最大滞后长度为7；滞后7期以上不相关，在PDL估计中应施加远端约束； 与滞后的 不相关，在PDL估计中应施加近端约束。因此，本文采用多项式分布滞后PDL方法估计模型（1）时，最大滞后长度为7，且同时施加近端约束和远端约束。
通过逐步减少滞后长度和增加多项式阶数对模型（1）进行估计和检验，根据AIC准则与SIC准则，本文确定最优滞后长度为7、多项式阶数为2且同时施以近端约束和远端约束，得到最终估计（表3）、残差自相关LM检验（表4）和残差异方差检验（表5）。
表3显示，采用PDL方法对模型（1）进行估计的调整后决定系数 ，表明方程具有较高的拟合优度；多项式PDL01对应显著性水平为0.0000，变量显著性检验通过；F检验对应显著性水平为0.000004，方程显著性检验通过。表4残差自相关LM检验对应显著性水平为0.1393、表5残差异方差White检验对应显著性水平为0.2636，均大于常用显著性水平0.05，表明残差不存在自相关和异方差性。因此，模型（1）能够很好地描述金融服务业发展水平 对产业结构总效益偏离度 的动态影响。
根据表3得到模型（1）的回归方程（2）：
方程（2）中，解释变量及其滞后项的系数均为负值，表明金融服务业发展水平的提高，能够有效减小产业结构总效益偏离度的值，促进产业结构的优化；同期至滞后7期的系数均显著，且滞后3、4期的系数绝对值最大，表明金融服务业发展对产业结构优化的促进作用存在较长期限的持续性即动态性：促进作用逐渐上升，并在第3、4年达到最大，此后逐渐减少直至第8年消失。这一变化过程与国民经济五年计划的周期基本同步，充分证明了宏观经济计划的必要性，说明产业结构的调整和优化非一日之功，若欲通过金融服务业来促进产业结构的优化，必须有预见性、前瞻性地提前3到4年着手金融服务业的布局和发展。长期乘数或总分布乘数 ，表示金融服务业发展水平每变化1%，由于滞后效应，将能在同期至滞后7年内引起产业结构总效益偏离度变化-0.72348%，因此，提高金融服务业发展水平，是调整和优化湖南省产业结构的有效措施之一。
五、结论
本文基于1993～2009年数据采用分布滞后模型针对湖南省金融服务业发展对产业结构优化影响的研究发现：（1）金融服务业发展和产业结构优化进程与国民经济总体形势和宏观调控政策的变动密切相关；（2）金融服务业发展水平的提高，能够有效减小产业结构总效益偏离度的值，促进产业结构的优化；（3）金融服务业发展对产业结构优化的促进作用存在较长期限的持续性即动态性。因此，提前3到4年制定具有预见性、前瞻性的金融服务业发展规划，切实提高金融服务业发展水平，能够有效促进湖南省产业结构的调整和优化。
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