導語：如何才能寫好一篇簡述貨幣政策的作用過程，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關鍵詞：產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化；金融發(fā)展：金融相關比率：主成分回歸

中圖分類號：F121.3　文獻標識碼：B　文章編號：1007-4392(2009)08-0055-05

一、引言

二戰(zhàn)后60年代末，萌芽于西方的金融發(fā)展理論，對發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長和金融發(fā)展問題進行了系統(tǒng)的研究。戈德史密斯(Goldsmith，1969)提出了金融結構理論，認為金融發(fā)展是指金融結構的變化。金融發(fā)展程度越高。金融工具和金融機構的數(shù)量、種類越多，金融的效率就越高。RaianZingales(1998)、WurgIer(2000)、Fisman&Love(2003)從產(chǎn)業(yè)和微觀層面驗證了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用機理。在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整理論方面，劉易斯(Lewis,1954)在其二元結構轉(zhuǎn)變理論中引入了勞動力工資水平和工業(yè)儲蓄傾向，說明兩者對發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)調(diào)整的作用。赫希曼(Hirschman，1958)在其不平衡增長理論中，強調(diào)了資本對發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的重要作用。錢納里(chenery，1975)考慮了國際分工和國際貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結構的影響，得出隨著人均國民收入的增長，產(chǎn)業(yè)結構會出現(xiàn)規(guī)律性變化的“標準產(chǎn)業(yè)結構理論”?？傮w來看。西方學界在金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整方面的研究基本上是分別進行的，對金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的促進作用研究較少。近年來。隨著中國產(chǎn)業(yè)結構的不斷調(diào)整，國內(nèi)學者就我國金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的關系問題進行了一些探索和研究。張旭、伍海華(2002)在“論產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中金融因素”中，分析探討了金融在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中的作用機制和模式選擇。沙虎居(2005)以浙江省為例，實證分析了金融在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、升級中的重要作用。張曉燕、王成亮(2007)引入了戈德史密斯金融結構理論的“金融相關比率(FIR)”指標，驗證了金融結構、教育、科技、外資等對第二產(chǎn)業(yè)及第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重的影響。上述文獻雖然揭示了一些金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的促進作用，但是對金融相關比率(FIR)的計量統(tǒng)計探討不夠深入，在選擇影響產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的因素上缺乏理論依據(jù)，沒有分別比較金融對三次產(chǎn)業(yè)的支持作用。本文在原有成果的基礎上，從金融對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的支撐作用這一新的視角出發(fā)，選取金融相關比率等總量指標及各產(chǎn)業(yè)平均勞動報酬等結構性指標，利用1996年至2007年的相關數(shù)據(jù)進行回歸分析，分別得出三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值模型，結合我國各區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構特點，提出政策建議。

二、金融支持三次產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的實證檢驗

國內(nèi)外很多研究表明，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化離不開金融結構變化和金融發(fā)展的推動。戈德史密斯在《金融結構與金融發(fā)展》中指出，金融發(fā)展體現(xiàn)為金融結構的變化，研究金融發(fā)展必須以有關金融結構在短期或長期內(nèi)變化的信息為基礎。因此，在研究金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的作用機制中，應當引入金融結構概念。金融結構對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的作用過程可簡述為：金融結構影響投資、儲蓄影響資金流量結構影響生產(chǎn)要素分配結構影響資金存量結構影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展，即金融結構通過資金形成、資金導向、信用催化、產(chǎn)業(yè)整合、防范和化解風險等金融作用機制，實施總量調(diào)控和結構調(diào)控兩種調(diào)控方式影響產(chǎn)業(yè)結構。我們選取衡量一國金融結構與金融發(fā)展水平的金融相關比率作為主要的金融觀測指標，將其代入模型，進行計量分析，檢驗其對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，進而對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的重要作用。

(一)金融相關比率(Financial　Irrelative Ratio)的計算

金融相關比率指全部金融資產(chǎn)價值與全部實物資產(chǎn)(即國民財富)價值之比。FIR被認為是衡量金融上層結構相對規(guī)模的最廣義指標。其在存量上體現(xiàn)為金融資產(chǎn)存量與實物資產(chǎn)存量之比，在流量上體現(xiàn)為金融資產(chǎn)的新發(fā)行額與國民生產(chǎn)總值之比，這里我們選取流量指標進行統(tǒng)計計算。戈德史密斯把全部金融資產(chǎn)分為債權和股權兩類，把債權細分為社會對金融機構的債權和社會對非金融機構的債權，同時認為存款是對金融機構的債權而貸款則是對非金融機構的債權。我們延用了這一觀點，將金融機構各項存、貸款統(tǒng)一納入金融資產(chǎn)的統(tǒng)計范圍。值得注意的是，國內(nèi)學者在計算FIR時普遍沒有考慮國民財富(用GDP替代)為流量指標，而金融工具發(fā)行額的數(shù)據(jù)多為存量形式，從而造成FIR成倍擴大。為排除市場波動對研究的影響，我們選取股票市場籌資額作為觀測指標，并加入了證券基金的統(tǒng)計。從表1看，中國金融資產(chǎn)總量占實體經(jīng)濟的比重呈總體上升趨勢。1996-2007年FIR增長了51.67％，年均增速4.31％即金融上層結構增速比實體經(jīng)濟每年都要快4個以上的百分點，表明我國金融深化程度日益加強。受次貸危機影響，中國金融資產(chǎn)規(guī)模在2008年出現(xiàn)了與1997年類似的縮水情況。比較發(fā)現(xiàn)，金融資產(chǎn)總量在1997年下降6.04％，但在2008年僅下降1.63％，表明經(jīng)過十年的發(fā)展，我國金融業(yè)抵御全球性金融危機的能力有所增強。

(二)加入金融發(fā)展因素的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值模型

根據(jù)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化理論，從供給結構、需求結構、國際貿(mào)易結構三方面選取觀測指標。選取i次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口、金融相關比率和財政支出總額作為供給結構觀測指標：選取三次產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)新增固定資產(chǎn)、二三次產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均勞動報酬和居民消費水平作為需求結構觀測指標：由于分行業(yè)統(tǒng)計資料缺乏，選取進出口總額作為周際貿(mào)易結構的觀測指標。為研究各影響因素對產(chǎn)業(yè)結構的彈性作用，將三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為因變量，上述7個影響因素作為自變量，初步設定三次產(chǎn)金產(chǎn)值的對數(shù)線性模型：

Ln(STR)=β0+β1Ln(FP)+β2Ln(FIR)+β3Ln(IC)+β4Ln(11)+β5Ln(AR)+β6Ln(PC)+β7Ln(FA)

其中：STRl、STR2、STR3一分別代表三次產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值，F(xiàn)P―財政支出，F(xiàn)IR一金融相關比率，IC一居民消費水平，IT―進出口總額，ARI、AR2、AR3一分別代表三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口，F(xiàn)A1、FA2、FA3一分別代表三次產(chǎn)業(yè)的城鎮(zhèn)新增固定資產(chǎn)。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2008》相關資料，得到1996～2007年的年度資料如下(見表21。

本文擬對三次產(chǎn)業(yè)分別建立產(chǎn)值模型，進行實證檢驗，下面以第三產(chǎn)業(yè)為例：

直接使用普通最小二乘法進行線性回歸發(fā)現(xiàn)，自變量之間存在嚴重的多重共線性。為提高模型穩(wěn)定性，擬采用主成分回歸方法對多維因素做降維處理。SPSS13.0統(tǒng)計分析軟件的運算結果顯不，KMO值為0.739，巴特利特球度檢驗統(tǒng)計量的觀測值為144.70,相應的概率P值為0.000，表明適合進行岡子分析，分析結果如下：

從表3可以看出，前兩個公共岡子解釋了原有7個自變量93.03％的信息，提取2個公共因子進行分析。由于因子載荷矩陣的實際意義不很清楚，使用varimax旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣：

從表4可以看出，公共因子1(FATl)在財政支出、金融相關比率、居民消費水平、進出口總額、第三產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均勞動報酬和第三產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)新增固定資產(chǎn)上有較大載荷，命名為“經(jīng)濟拉動因子”。公共因子2(FAT2)在第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口上有較大載荷，命名為“勞動力供給因子”。

采用前進法，得到第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與FATl、FAT2的線性回歸方程：Ln(STR3)=10.765+0.391Ln(FAT1)+0.240LnfFAT2).

復決定系數(shù)R2=0.971。調(diào)整的復決定系數(shù)R2a=964，表明模型擬合程度很好。DW=1.010，排除了序列相關，方程整體sig值為0.00，在α進=0.05的水平下，模型通過檢驗。將兩個主成分轉(zhuǎn)換為原始變量的線性回歸，得到第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的回歸方程為：

Ln(sTR3)=0.131Ln(FP)+0.0402Ln(FIR)+0.251Ln(IC)+0.107Ln(IT)+0.123Ln(AR)+0.401Ln(Pc)+0.089Ln(FA)+0.525

同樣方法得到第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的回歸方程：

Ln(STRl)，0.048Ln(FP)+0.169Ln(FIR)+0.079Ln(Ic)+0.09Ln(IT)+0.096Ln(AR)-1.557Ln(Pc)+0.035Ln(FA)+23.385

復決定系數(shù)R2=0.968，調(diào)整的復決定系數(shù)R2a=0.961，表明模型擬合程度很好。DW=1.993，排除了序列相關，方程整體sig值為0.00，在α進=0.05的水平下，模型通過檢驗。

Ln(sTR2)=0.1 05Ln(FP)+0.235Ln(FIR)+0.169Ln(Ic)+0.097Ln(IT)+0.122Ln(AR)+0.973Ln(PC)+0.081Ln(FA)-3.747

復決定系數(shù)R2=0.992，調(diào)整的復決定系數(shù)R2a=0.990。表明模型擬合程度很好。DW=1.329，排除了序列相關，方程整體sig值為0.00，在α進=0.05的水平下，模型通過檢驗。

三、結論與啟示

實證結果顯示：

一是北京、上海等發(fā)達地區(qū)，利用總部優(yōu)勢大力發(fā)展了第三產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結構比較合理。中西部地區(qū)二元經(jīng)濟特征明顯，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后。因此，產(chǎn)業(yè)調(diào)整政策在制定和實施中，應充分考慮地緣性特點，既要進行整體調(diào)節(jié)，也要注重局部特點。

二是財政支出、金融相關比率、居民消費水平、進出口總額、產(chǎn)業(yè)內(nèi)平均勞動報酬、就業(yè)人口和新增固定資產(chǎn)與三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間具有較好的擬合優(yōu)度，其中金融相關比率與產(chǎn)業(yè)內(nèi)就業(yè)人口對三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響最大，表明我國要素供給結構對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的調(diào)整力度最為顯著。

三是貨幣政策的制定和實施要與產(chǎn)業(yè)政策相結合，金融宏觀調(diào)控部門應相對擴大對中西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的金融支持，地方政策部門應加緊制定有利于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的就業(yè)政策，共同推動落后地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，促進第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。

四、政策建議

根據(jù)以上結論，結合我國區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構特點，提出如下建議：

(一)深化金融支農(nóng)，推進中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程

我國作為人口大國，保持農(nóng)業(yè)適度增長十分必要。目前的問題是，中西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重大，投入產(chǎn)出效率低。模型表明，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值受產(chǎn)業(yè)內(nèi)就業(yè)人口和金融發(fā)展水平的影響較大，其中產(chǎn)業(yè)內(nèi)就業(yè)人口對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的負向作用極大，系數(shù)為-1.557。建議充分發(fā)揮銀行、證券、保險三方在上述地區(qū)的金融支農(nóng)作用，進一步加快推進政策性農(nóng)業(yè)保險試點，開展農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務方式創(chuàng)新。擴大農(nóng)行、郵儲銀行、農(nóng)村信用社和政策性金融機構在上述地區(qū)的支農(nóng)信貸規(guī)模，擴大村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司等新型農(nóng)村金融機構的試點范圍，創(chuàng)新貸款擔保方式，推廣農(nóng)戶小額信用貸款和農(nóng)戶聯(lián)保貸款。充分發(fā)揮金融對中低產(chǎn)田改造、大型灌區(qū)建設、農(nóng)村水利工程建設、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和種植基地等方面的支持作用，盡快形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群。此外，要通過多種渠道，加大中西部地區(qū)農(nóng)村固定資產(chǎn)投入力度，發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和農(nóng)村服務業(yè)，吸納農(nóng)村剩余勞動力，提高投入產(chǎn)出效率。

(二)促進產(chǎn)融結合，加快現(xiàn)代化工業(yè)發(fā)展進程

模型表明，產(chǎn)業(yè)內(nèi)就業(yè)人口對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的拉動作用明顯，系數(shù)為0.973，表明第二產(chǎn)業(yè)仍然處于勞動密集型階段。此外，金融發(fā)展水平和居民消費水平對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長的杠桿作用也比較大。在當前次貸危機背景下，銀行業(yè)金融機構應大力推廣專門為中小企業(yè)提供信貸服務部門的經(jīng)驗做法，加強其對基本面比較好、信用記錄較好、有競爭力、有市場、有訂單，但暫時出現(xiàn)經(jīng)營或財務困難企業(yè)的信貸支持。金融監(jiān)管部門應積極規(guī)范民間融資，加快建立創(chuàng)業(yè)板市場，發(fā)展短期融資券和中期票據(jù)等債務融資工具，擴大企業(yè)直接融資規(guī)模。各級政府應不斷完善社會保障體系。調(diào)整收入分配格局，提高企業(yè)職工收入水平，推動社會消費。通過政府注資、企業(yè)聯(lián)合組建、風險補償?shù)榷喾N方式建立專業(yè)性的風險投資公司，充分發(fā)揮風險投資基金的融資作用，引導其幫助企業(yè)實現(xiàn)技術改造、產(chǎn)品升級，幫助工業(yè)企業(yè)從生產(chǎn)加工環(huán)節(jié)向自主研發(fā)、品牌營銷等服務環(huán)節(jié)延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，促進現(xiàn)代制造業(yè)與現(xiàn)代服務業(yè)的有機融合，實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展。