金融开放与中国经济结构转型 - 基于pugno修正模型的实证研究 - 张楠

本文摘自赤峰学院学报www.cfxyxb.com

金融开放与中国经济结构转型

———基于Pugno修正模型的实证研究

张

楠

*

内容摘要：本文在研究金融开放影响经济结构转型机理的基础上，以1979-2014年中国统计年鉴数据实证研究了中国金融开放与中国经济结构转型的关系。本文采用

Pugno修正模型研究发现，我国目前处于服务经济发展期，提高金融开放程度将加速我

国经济结构转型，且其边际效用递增；影响经济结构转型的因素主要包括金融业开放度、金融业增长率、金融业技术投入量、社会就业总量、金融资产收入弹性、金融业替代弹性。采用ADL模型的实证检验发现，金融业开放在滞后三期时对我国经济结构转型产生积极影响；金融业增长率在滞后两期时对经济结构转型产生积极影响；金融资产收益弹性当期对经济结构转型产生消极影响；金融业技术投入量当期对经济结构转型产生积极影响，但影响较小。

关键词：金融开放中图分类号：F831

经济结构转型

Pugno修正模型

文献标识码：A

DOI:10.16475/j.cnki.1006-1029.2015.10.004

引言

“全面开放”是当前中国经济发展的关键议题，十八届三中全会更明确将“开放”确定为当前国家经济发展的主要政策。政府全会报告突出强调着重支持生产性服务贸易发展，将以金融业为代表的生产性服务贸易的开放和深度改革视为国家支持经济结构转型的重要举措。为促进经济发展，节约贸易成本，我国已经实现了经常账户的开放，目前正逐步尝试资本项目开放。我国政府正试图推进金融创新和金融开放，提高金融业对外开放的水平，以期通过深度的资本开放为我国经济结构由工业经济向服务经济转变奠定基础。这样的探索性尝试表明，我国正在通过加快金融开放的步伐寻求新的经济增长点，逐渐实现经济服务化和经济结构转型。同时，发达国家经济发展实践表明，加速金融开放和金融体系创新对国家经济结构转型和经济增长具有极强的促进作用。以美国为例，

1919年美国深化金融体系创新和金融市场开放，强化市场机制在金融业中的支配作用，实现了美国经济的服务化，推动了美国经济在第一次世界大战后的繁荣。20世纪60年代后，日本不断提高金

融业的开放程度，建立灵活的金融体系，为后来日本经济的繁荣发展和制造业经济结构的形成奠定了基础。

作者简介：张楠，经济学博士，沈阳工业大学经济学院讲师。

*基金项目：2014年国家自然科学基金青年项目（项目编号：71401109）；2013年辽宁省社科联项目（项目编号：2013ISIKtzdian-08）；2013年沈阳工业大学校内博士启动基金项目。

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延边医学杂志投稿www.ybyxzz.cn

无论从中国当前的经济政策制定和政策实践，还是从发达国家的历史经验来看，金融开放是当前实现我国经济结构转型，促进经济发展的重要举措和主要方向，是国家的必然选择。当前，中国经济发展的首要问题是如何深化经济改革和保持经济持续稳定发展，其重点是加快经济结构转型。因此，对金融开放与中国经济结构转型之间的关系研究极具实践意义。本文正是以此为切入点，尝试从改变金融业开放程度的视角研究金融开放影响经济结构转型的机理，并以中国为例进行实证分析，提出对策建议。

一、文献综述

学术界认为“金融开放”与“金融自由化”的概念近似，金融自由化分为对内自由化和对外自由化。对内自由化主要是指国内金融自由化，消除国内金融抑制。国内金融抑制主要包括政府控制存贷利率、贷款数量和流向、限制企业经营范围、阻止新企业进入以及干预企业的日常经营活动等直接行政干预、限制；对外自由化等同于金融服务贸易自由化（陈雨露等，2007），在国内金融自由化的基础上，允许外国企业展开跨境贸易，是更广泛的自由化。

经济结构转型是经济体的经济结构发生的根本性改变，包括两个层面：第一，从一种经济形态转向另一种经济形态，属于宏观层面的转型，即从农业经济形态转向工业经济形态，继而进入知识经济时代；第二，从某一经济形态的一个阶段转向另一个阶段，属于微观层面的转型，即从轻工业阶段转向重化工业阶段，再到服务业阶段（李桂华，2011）。克拉克配第所总结的国际产业结构变动规律对微观层面的经济结构转型也有所阐释———国家经济结构的变化必然经历由第一产业向第二产业变化，并最终转向第三产业的过程。

关于影响经济结构转型的因素，传统理论研究将其概括为需求和供给两大因素。需求因素认为，恩格尔法则导致了经济结构变化；供给因素则认为，不同产业的增长差异取决于不同产业技术进步率的差异或与资本深化相对应的要素比例差异（王勋等，2013）。李桂华（2011）认为，构成经济结构转型的三要素主要有：目标模式、运行条件（初始条件和终极条件）和过程方式（路径选择）。吕炜等（2011）的研究将“适中”的经济增长速度概括为经济结构转型的环境因素，即在低增速期，加快经济增长能够为经济结构转型提供有利的环境，从而促进结构转型的实现；而在高增速期，继续加快经济增长却对结构转型具有明显的抑制作用。经济增长作为经济结构转型的环境因素，成为影响经济结构转型的关键。因此，以经济增长为纽带，总结金融开放对经济结构转型的研究仍然可以得出一些积极的结论。Quinn&Toyoda（2008）采用1955-2004的国别面板数据，采用

GMM方法进行估计，得出无论在发达国家还是新兴市场国家，资本的开放均与经济增速正相关的结论。Antoine&Andreas（2004）采用门限回归模型对金融服务贸易开放与经济增长进行回归分析发现，对高收入国家（人均GDP高于3310美元的国家）来说，金融业开放程度对经济增长有明显的影响。据中国统计年鉴的数据测算，从2008年开始，中国人均GDP已经超过3310美元，由此

可以判断金融业开放对中国经济增长将会产生积极的影响。在经济低速增长期，金融业开放通过对经济增长的积极影响必然对中国经济结构转型产生促进作用。

除此之外，王勋等（2013）采用58个国家从1981-2005年的跨国面板数据，从制度扭曲的角度分别对发达国家和发展中国家进行检验，发现金融抑制阻碍经济结构转型，且发展中国家明显比发达国家更显著。金融抑制程度提高，经济中服务业的占比就会降低，工业占比就会提高，阻碍经济结构转型。抑制金融业发展，虽然可以实现经济快速增长，但却会导致严重的结构失衡，如产业失衡、投资储蓄失衡以及外部失衡等，进而增加结构风险（Huang，2010）。

关于金融业发展影响经济结构转型路径方面的研究中，宋汉光（2011）将宁波市金融创新推动经济结构转型的路径概括为“三补”，即补缺口：加快培育新经济增长点，弥补产业转移中形成的

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金融理论与政策FinancialTheory&Policy

GDP缺口；补管理：发挥金融业的引领作用，推进产业链的治理与再造；补短板：推进金融结构优

化升级，建立经济金融良性互动机制。

上述研究从影响因素、产生路径、制度扭曲的角度进行，均肯定了金融业发展对经济结构转型的作用，而从金融开放的角度进行的相关研究甚少。关于金融开放如何影响经济结构转型，其作用机理如何更加罕有。因此，本文选择利用Pugno修正模型建立金融开放与经济结构转型的关系模型，研究金融开放影响经济结构转型的机理，探讨服务经济不同发展时期，金融开放程度与经济结构转型的关系。最后，以中国为例采用ADL模型进行实证检验。Pugno修正模型主要适用于服务业与经济增长的研究，对金融业开放与经济结构转型课题的研究属于初次探索，这是本文的创新点之一。

二、金融开放影响经济结构转型的机理

本文对Pugno拓展模型（程大中，2010）进行修正，以原本制造部门和服务部门的生产函数中加入产业开放指数（τi（i=m，s））作为该部门的产量控制指数，并假设产业开放程度越高其产量越大，当该产业完全开放时，部门产量达到最大值。除此之外，对原Pugno拓展模型中的需求效用函数进行修正，将C-D需求效用函数修正为更具一般性的CES函数，从而满足理论分析的一般性。

假设国家A只有两个经济部门———制成品部门和服务品部门（忽略农业部门的影响）；假设两部门生产中只投入一种生产要素———劳动力（L）；假设产出由劳动投入决定；假设服务产品价格为

ps，制成品的价格为pm=1；利用服务品部门与制成品部门的比例（Qs/Qm）表示该国经济结构。

（一）基本模型

设定制成品部门（m）和服务品部门（s）的生产函数为：

rmt

Qm=aτmLmeQs=bτsLse

rst

（1）（2）

制造部门和服务部门（分别作为制造品部门和服务品部门的简称）在t时的产出为Qm和Qs，Lm

为制造部门劳动投入量，Ls为服务部门劳动投入量，rm为制造部门劳动生产增长率，rs为服务部门劳动生产增长率，a和b分别为制造部门和服务部门的技术参数，τm为制造部门开放指数，τs为服务部门开放指数，0≤τi≤1（i＝m，s）。

如果将服务业细化到具体行业，由j表示服务业中的具体行业，Qj为该行业的产量，n为服务行业数量，服务部门产量可以改写为：

n

Qs=ΣQj

j=1

（3）

为使问题得以解决，按照完全竞争市场对厂商的假设和Markusen模型对于服务业的设定，这里假设服务业拥有n个产出相同行业，则可以得出金融业产量与服务部门产量的关系：

Qs=nQf

其中，Qf为金融业产量。

（4）

工资由竞争性劳动力市场的供求关系决定。追求利润最大化的企业对劳动力的需求是基于单位劳动力边际产品价值等于工资的原则的。两个部门的劳动力边际产品为：

r鄣Qm

=mpm=aτme鄣Lm

rt鄣Qs

=mps=bτfe鄣Ls

fm

t

（5）（6）

根据利润最大化条件，两部门的工资相等，则

·１０34国际金融研究２０１５

FinancialTheory&Policy

金融理论与政策ω＝aτme=psbτfe

部门则为W/mps。

①

rmtrft

（7）

在市场完全竞争的前提下，价格等于边际成本。制造部门单位投入的边际成本为ω/mpm，服务

两个部门的相对价格，即服务部门的相对价格为：

p=ps/pm=（a/b）（τm/τf）e

以CES效用函数作为需求效用函数，则

-ρ

（rm-rf）t

（8）

-ρ

U（Qs，Qm）=（-1/ρ）ln[λQs+（1-λ）Qm]

其中，0＜λ＜1，0≠ρ＞－1。按式（8）确定的相对价格，式（9）的预算约束为：

（9）（10）（11）

ωλ≥pQs+Qm

由拉格朗日方程求解使得效用最大化的最优价格为：

p*=[λ/（1-λ）]（Qs/Qm）-（1+ρ）

（二）关于服务产品相对价格的讨论

如果制造部门劳动生产率的增长率高于金融业劳动生产率的增长率，即rm>rf，服务产品相对价格随时间上涨，即

（r鄣（ps/pm）

=（rm-rf）（a/b）（τm/τf）e鄣t

m

-rf）t

>0（12）

在市场完全竞争的前提下，服务产品价格受制造业增长率与金融业增长率之差的影响，服务产品的边际成本会随时间的推移而升高，随着金融业对外开放程度提高而降低。

假设充分就业，劳动总供给量（L）固定不变，设为1，则

L=Ls+Lm=1

联立式（1）、由此可得：

（2）、

（9）、

（11），可得：

（rm-rf）t

（13）

p=[λ/（1-λ）][（1-Ls）/Ls]ρ+1[（a/b）（τm/τf）e

λ=1+（

（三）关于经济结构的讨论

]ρ+1（14）

1

（r1ρ+1

）（）（）-1[a/bτm/τfeLs

m

-rf）t

]ρ

其中，λ为偏好参数，受到服务就业份额、产业技术投入率以及制造业和金融业增长率影响。

假设不考虑是否充分就业，劳动力总供给量固定不变，以L表示，则

L=Ls+Lm

该定义可以表示为：

（15）

将Engel定理运用于服务消费的变化，随着收入水平的提高，消费者对服务的消费会逐渐增多，（16）λ=1-1/（1+μωL）

其中，μ＞0，λ为ω的增函数，在ω趋向正无穷时，0＜λ＜1；参数μ控制函数斜率。联立式（7）、（11）、（15）、（16），可得：

（17）Qs/Qm=[μτsbeL]

在CES效用函数中，产业需求替代弹性为σ＝1/（1+ρ），1≠σ＞0，因此式（17）可以改写为：

rst

1ρ+1Qs/Qm=[μτsbeL]σ

经济结构与金融业开放的关系可以表示为：

rst

（18）（19）

Qs/Qm=[μτfbeL]σ

①

rft

此处ω和W为劳动力工资，为对制造业部门和服务业部门的工资进行区分，故采用不同的字母。

·１０国际金融研究35２０１５

金融理论与政策FinancialTheory&Policy

一国经济结构（由Qs/Qm表示）受金融业开放程度、金融业技术投入、金融资产收入弹性、金融业增长率、服务业替代弹性、劳动投入量的影响，即Qs/Qm的变化取决于τf、b、μ、rf、σ、L的变化。金融业开放程度（τf）、金融业技术投入（b）、金融资产收入弹性（μ）、金融业劳动生产增长率（rf）与经济结构（Qs/Qm）呈正相关，服务业替代弹性（σ）则对一国经济结构转型速度产生影响，图1表示的是经济结构（Qs/Qm）与金融业开放度（τf）的关系。关于服务业替代弹性（σ）的变化对经济结构（Qs/Qm）与金融业开放度（τf）的关系讨论如下：

当0<σ<1，

d2（Qs/Qm）

＜0，服务业相对需求变动率

d（τf）

vQ/Q

s

m低于制造业相对价格变动率时，一国经济结构中，服务业对制造业的替代性较小，该国经济处于以制造业为主，以服务业为辅的服务经济早期。此时，经济结构转型速度与金融业开放程度存在单调递减的关系，经济结构转型速度随金融业开放程度的提高而逐渐放缓。

2

（Qs/Qm）d当σ＞1，＞0，服务业相对需求变动率高d（τf）

vQ/Q=τf（σ＞1）smσvQ/Q＝τ1fsm完全开放1

于制造业相对价格变动率时，一国经济结构中，服务业对制造业的替代性较大，该国经济处于以服务业为主，以制造业为辅的服务经济发展期。此时，经济结构转型速度与金融业开放度之间存在单调递

图1

1

vQ/Q=τf（0<σ＜1）smστf经济结构与金融业开放度的关系图

增关系，即一国经济结构转型速度随金融业开放程度的提高而逐渐增大。

当σ＝1，

d2（Qs/Qm）

＝0，服务业相对需求变动率等于制造业相对价格变动率时，一国经济结构

d（τf）

中，服务业与制造业的相互替代性相同，该国经济处于制造业和服务业共同稳定发展时期。此时，金融业开放度的变化对经济结构转型速度没有影响，一国经济结构转型速度恒定不变，该国经济结构相对稳定。

一国经济结构转型速度将经历由慢至快，并最终保持稳定的过程，并与该国经济服务化的程度密切相关。在该国服务经济发展早期（此处将其命名为服务经济早期），该国经济结构转型速度较慢；进入服务经济发展期，该国经济结构转型速度会不断提高；进入服务经济成熟期后，该国经济结构转型速度将保持匀速，进入稳定状态。随着该国经济服务化程度不断提高，该国金融业开放对经济结构转型所产生的边际效用将经历如下过程（见图2）：

随着服务经济的日趋成熟，该国经济结构转型速度将会从缓慢转型期进入快速转型期，最后进入稳定期（见图3）。

图3

经济结构转型速度与服务经济发展阶段的关系图

边际效用递减

边际效用递增

边际效用不变

图2边际效用变化过程

三、实证研究

本文运用中国1979-2014年的经济数据，将上述推导的理论模型与ADL模型结合对金融开放影响经济结构转型的机理进行实证检验。由于ADL模型足以反映时间效应对经济结构变动的影响，

·１０36国际金融研究２０１５

FinancialTheory&Policy

金融理论与政策故以金融业开放度（τf）、金融业增长率（rf）、社会总就业量（L）、金融资产收入弹性（μ）、金融业技术投入量（b）、经济结构（Qs/Qm）作为变量进行实证分析。

（一）变量和数据的选择

1.变量的选择

估计模型中选取中国服务业与制造业的比率量化中国经济结构（Qs/Qm），以Se表示，设其为因变量；选取中国金融业开放度、金融业增长率、金融业技术投入量、社会总就业人数、金融资产收入弹性5个影响经济结构转型的因素作为自变量，分别以τf、rf、b、L、μ表示。

2.数据的选择与测算

中国金融业开放度的测算方法源于世界银行研究报告，

①

采用该方法对1979-2014年中国金

融业的开放程度进行测算；采用金融业复合增长率衡量中国金融业增长率，以1978年为基期，采用1979-2014年金融业增加值计算金融业复合增长率；中国社会总就业量的数据来源于1979-

2014年中国统计年鉴对全国就业人数的统计；中国金融资产收入弹性选用1979-2014年的中国统计年鉴数据进行测算；中国金融业技术投入量的数据来源于1983-1990年统计年鉴和1990-2014年中国科技统计年鉴对金融业研究与开发（R＆D）机构研发资金内部支出量的统计；②中国经济结构的量化采用中国统计年鉴1979-2014年第二产业和第三产业增加值（剔除价格因素影

响）的数据计算得出。

（1）开放度的测算

本文采用市场竞争程度、金融机构中外资拥有权比例、资本控制指数三个指标对金融业开放程度进行综合测算。其中，对市场竞争程度采用外资金融机构③数量和利率市场化程度两个指标进行测算。

第一，中国外资金融机构的准入程度。在对中国金融业开放度的测算中，本文增加以中国境内外资银行数量表示的外资金融机构数量这一指标。据中国银监会的统计数据，1993年之前中国只有以代表处形式存在的外资银行机构，市场内尚无正式运营的外资金融机构。1993年开始，中国境内外资银行数量不断增加，由5家增至2014年的23家。

④

尤其是2007年后，中国境内外资银行进入

迅速发展期，外商独资银行7家，其余均为合资银行。虽然外资银行发展速度较快，但是经营网点较少，覆盖范围较小。开设网点最多的外资银行是汇丰银行，2014年该行全国范围内网点数量仅为

126个，而中国工商银行在2005年的网点数量已经达到18764个。尽管外资银行数量增加，但其在中国金融市场中的资产规模相对较小。2003年外资金融机构资产总量占中国金融业总资产量的比重为1.5%。根据上述外资金融机构数量统计可以粗略判断，2003年前外资金融机构资产总量的这一占比应小于1.5%。根据中国银监会的统计，截至2010年年底，中国外资银行总资产仅占中国金融机构总资产量的1.8%。⑤2014年，其他金融机构总资产占比为16.8%（由于受到中国银监会统计规

则的限制，本文测算的外资金融机构占有率以该统计规则中“其他金融机构”一项的“总资产量数据”为准⑥），包括民营资本、外资银行等在内的其他金融机构总资产量占比仍未达到50%。由此可见，虽然我国在政策上放宽了对外资银行的准入限制，但是境内外资银行实际准入度和市场融入度相对较低。

①

该测算方法将金融业开放程度分为12个等级，分别采用利率市场化程度、资本控制流和市场竞争程度三个指标进由于正式的R＆D统计从1990年开始，此处统计数据不够全面。本文外资金融机构主要以中国境内外资银行业为主要研究对象。

行衡量（张楠、王厚双，2012）。

②③④

3家由中资银行海外公司设立的国内附属银行未计入。⑤具体数据可参见中国银监会官网（http://www.cbrc.gov.cn）。

⑥

银监会数据统计名词解释指出，其他金融机构主要包括政策性银行及国家开发银行、农村商业银行、农村合作

银行、外资银行、城市信用社、农村信用社、非银行金融机构、新型农村金融机构和中国邮政储蓄银行。

·１０国际金融研究37２０１５

金融理论与政策FinancialTheory&Policy

第二，中国利率市场化进程。从改革开放至今，中国的利率市场化经历了管制、部分管制、逐步放松三个阶段，利率市场化程度不断提高。从1993年开始，中国展开关于利率市场化的政策性讨论，1996年正式启动针对同业拆借利率、债券市场利率和存贷款利率的市场化运作。

中国利率市场化进程大致可分为：1996年前利率未市场化阶段；1996-2002年部分管制阶段；

2003-2012年利率管制放松阶段；2013年至今市场化信号释放阶段（见表1）。

表1

中国利率市场化进程

年份

同业拆借利债券市场利率市场化率市场化

管制阶段

贷款利率市场化利率市场化程度

1993年前1993199619971998199920002003

取消管制

开始讨论利率市场化

国债发行

贴现利率不超过同期贷款利率的前提下自主

利率市场化国债交易利率市场化

扩大贷款利率浮动范围

扩大贷款利率浮动范围、大额定期存款可协商

外币贷款利率开放、大额存款利率开放；小额存款利率管制放开了英镑、瑞士法郎和加拿大元的外币小额存款利率管理，对美元、日元、港币、欧元小额存款利率实行上限管理

未市场化

贷款利率部分管制阶段

200420062008201220132015

1月1日扩大贷款利率浮动空间[0.9，1.7]；10月，贷款利率

政策性银行浮动无上限，下限为0.9倍，存款利率不设下浮下限金融债市场

2006年8月，浮动范围扩大至基准利率的0.85倍化

个人住房贷款利率下浮下限为0.7倍

6月，存款利率调整为上浮上限1.1倍，贷款利率调整为下浮下限为0.8，7月贷款利率下浮下限调整为0.7倍

取消贷款利率浮动管制，取消票据贴现利率管制

贷款、贷款利率管制放松

阶段

2015年5月，实施存款保险制度；8月，央行放开一年期以

上存款利率浮动上限

表2

市场化信号释放阶段

对资本控制指数的测算，本文采用Dailami（2000）

&Quinn（1997）年对全球27个国家（包括中国）的资

本控制指数的测算方法和测算结果。

①

1979-2012年中国金融业开放程度

年份

开放度

综上分析，按照

前述三个指标可测算出中国金融业开放度所属等级（见表2）。由表2可见，中国金融业开放程度仍处于相对较低的状态。

（2）其他指标的测算

1979-19951996-20062007-2014

157

对于理论模型中的中国金融业增长率（rf）、中国金融资产收入弹性（μ）、中国经济结构（Qs/

Qm）、中国服务业替代率（σ）分别进行计算和处理。

采用金融业增加值（剔除价格因素影响）计算的复合增长率（CAGR）量化中国金融业增长率。复合增长率较年增长率而言，更准确地衡量长期内产业变化情况。本文对金融业增长率的计算采取分段计算方法，采用各不同开放阶段的边界点作为基期。如管制阶段（1979-1995年）采用1979年为基年，而1996-2006年则采用1996年为基年。其中，基年的增长率以年增长率代替。

①

具体测算方法和结果参见MansoorDailami（1997）的相关论述。

·１０38国际金融研究２０１５

FinancialTheory&Policy

金融理论与政策中国金融资产收入弹性的测算方法是计算金融业需求量变动率与国民收入变动率的比值。中国的金融资产收入弹性1982年达到第一次波峰值4.86；1989年达到第二次波峰值4.96；2007年达到第三次波峰值2.24；2009年达到第四次波峰值2.54。这与中国上述时间点前后分别推出不同的经济改革措施，推动中国金融业发展的实际情况一致，同时也印证了中国金融业的发展经历了滞后、发展、繁荣、萧条、平稳、恢复的过程。戈德史密斯通过统计发现，一国金融资产经历扩张之后，其金融相关比率会收敛于某一数值，发达国家的这一数值为1.5左右。从这一经验数据看，目前中国金融业已经从金融扩张时期进入稳定时期。从收入弹性值看，中国金融资产收入弹性始终为正值，金融类投资产品对于国民来讲仍然属于奢侈品的范畴。

中国经济结构的量化方法是利用中国第三产业与第二产业增加值（剔除价格的影响）比率表示。对中国GDP产业构成分析发现，1978-1990年，中国第一产业产值在GDP中的占比大约为

30%左右；1991-2000年，第一产业产值在GDP中的占比大约在20%左右；2001-2014年，第一产业产值在GDP中的占比大约为10%左右（其中2008年至今，第一产业产值在GDP中的占比低于10%）。由此可见，第一产业在国内生产总值中的占比不断下降，对我国经济影响逐渐减小，这与

库兹涅茨的研究相符，国际产业结构演进的一般趋势可作为判断我国产业结构失衡或优化的一个参照系。对经济结构指标比例关系偏离均衡状态的程度可以表现出经济结构失衡度量，而指标比例关系的均衡状态正是经济结构优化的方向和判断标准（吕炜等，2011），因此选用第二产业与第三产业的增加值比例足以准确地反映中国的经济结构状态。

中国服务业替代率的计算方法是采用服务业需求变动率除以制成品出厂价格变动率。1979-2014年，中国服务业替代率的变化趋势如图4所示。从替代率的绝对值看，中国服务业替代率均大于1（1990年除外）。从上述对经济结构转型速度与服务业替代率的分析可以发现，中国处于服务经济发展期，经济结构转型速度随金融业开放程度的提高而逐渐增加，金融开放度提高所产生的

图4

服务业替代率

服务业替代率

1979-2014年中国服务业替代率

边际效用递增，这意味着提高金融业开放程度会加快中国经济结构转型速度。中国金融开放程度越高，对经济结构所产生的作用越大，但当中国服务业替代率接近1时，该作用将逐渐稳定并趋于减小，此时提高金融业开放程度对经济结构转型速度的影响力减小。

（二）模型建立与估计

以理论模型（19）为原始模型，将原始模型两边分别取对数，式（19）可改写为：

（20）ln（Se）=σ（lnμ+lnτf+lnb+rf+lnL）

将各数据以服务业替代弹性σ进行处理，式（20）可改写为式（21）所示的估计模型：

（21）S′e＝α0+α1μ′+α2τ′f+α3b′+α4r′f+α5L′+ξ

其中，b′为技术投入量的估计值，μ′为金融资产收入弹性估计值，τ′f为金融业开放程度估计值，r′f为金融业增长率估计值，L′为劳动力投入总量估计值。

在尝试多种方法后，最终选用自回归分布滞后模型（不存在移动平均项，ADL）对式（21）进行估计，公式（21）可以改写为：

S＝α0+Σηsyt-s+Σα′ixj,t-i+ξt

′e

s=1

i=0

pφ

（22）

其中，p=0，1，2，3，…；φ＝0，1，2，3，…；j＝1，2，3，4，5；xi＝[μ′，τ′f，b′，r′f，L′]′。

·１０国际金融研究39２０１５

金融理论与政策FinancialTheory&Policy

经检验发现，各参数均属于一阶单整，将上述参数进行一阶差分，各参数分别表示为iS′e、iμ′、

iτ′f、ib′、ir′f、iL′，由此可得一般ADL模型为：

iS′e＝α0+Σηsiyt-s+Σαix′j,t-i+ξt

s=1

i=0

3

3

（23）

其中，xi＝[iμ′，iτ′f，ib′，ir′f，iL′]′。

经过多次回归剔除检验后得出简化模型为：

iS′e=0.0056+0.018×iτf（-3）+1.41×10-5×ib+0.12×ir（-2）-0.01×iμ

具体估计结果如表3所示。

（三）结果分析

如表3所示，按照AIC和SC准则，经多次回归分析检验得出的简单模型表现良好；二阶LM检验的相伴概率为0.95，符合要求；D.W.检验达标。虽然经过修正的残差平方值较低，但是超过50%，该模型的估计结果可以作为最终统计结果。

各参数指标在5%的显著水平下均已达标，符合模型估计要求。金融业开放度滞后三期时对我国经济结构转型

Ciτf（-3）ibir（-2）iμR-squaredAdjustedR-squared

表3

分析结果

（24）

Coefficient0.0055410.0184831.41E-050.121530-0.0100790.6366820.567479

t-Statistic0.21060.00190.00020.03390.0066

Durbin-WatsonstatProb（F-statistic）

1.9975350.000186

产生积极影响，影响系数为0.018；金融业增长率在滞后两期时对我国经济结构转型产生积极影响，影响系数为0.12；金融资产收入弹性当期对我国经济结构转型产生消极影响，影响系数为-0.01；金融业技术投入量当期对我国经济结构调整产生积极影响，但影响较小，影响系数为1.41×10-5；总就业量对我国经济结构转型没有影响。

金融业开放度当期、滞后一期和滞后两期均对我国经济结构转型呈现消极影响。随着我国金融业开放程度的不断提高，金融业开放对我国经济结构转型产生积极作用的显现周期为三年。尽管金融业开放产生的这种积极作用具有明显的滞后性，但影响较大，达到0.02。这也足以证明，提高金融业开放程度对我国当前经济结构转型的重要性。

金融业增长率对我国经济结构转型的积极影响也具有明显的滞后性，但是较金融业开放所产生的滞后性小，周期为两年，且影响较大。金融业增长率每提高1%，我国经济结构将发生0.12%的变化，即服务业占比将提高0.12%。金融业的高速增长是我国经济结构转型的重要支撑。

金融资产收入弹性对我国经济结构转型表现为明显的消极作用，但无滞后影响。从总体看，仅

1998-2005年我国金融业资产收入弹性小于1，属正常品；其余年份的金融资产收入弹性均大于1，

即金融资产增长率要高于国民收入增长率，可被视为奢侈品。换言之，我国货币投资需求动机较低，与我国金融创新不足，投资渠道过少有直接关系。随着我国国民收入的不断提高，投资动机的货币需求将不断增加。碍于国内较少的投资渠道，增加的投资需求必然推升有限的投资产品价格（如房地产业），并最终导致经济泡沫出现，这必将对我国经济结构转型产生极为不利的影响。

我国金融业技术投入量对经济结构转型虽有积极影响，但是影响甚微。服务业的技术投入与制造业技术投入存在很大的差异，前者技术创新和研发与R&D机构的存在与否关联甚小，例如大型企业服务业的创新者拥有常规R&D机构的比例为61%，而制造业的这一数值却接近80%。服务业的技术创新在服务过程中产生，与制造业专门的研发机构相比具有更高的灵活性。这也为服务业技术投入的统计带来困难。因此，世界范围内均存在对服务业技术投入量估计偏低的误区。无论是由服务业本身的特性决定，还是由服务业技术投入的统计方法误差所致，世界各国服务业研发投入

·１０40国际金融研究２０１５

FinancialTheory&Policy

金融理论与政策总量较小，金融业的技术投入量可见一斑，中国更不例外。本文中得出的中国金融业技术投入量对中国经济结构转型的作用甚微也验证了这一点。

四、结论及政策建议

通过上述分析可见，我国金融开放程度不高，境内外资金融机构实际准入度较低。目前，我国正处于服务经济发展期，金融开放对经济结构转型产生积极影响，且边际效用递增，提高金融业开放程度会加快经济结构转型速度，但这种作用具有明显的滞后性，滞后期为三年；金融业增长率对经济结构转型具有积极作用，但也具有滞后性，滞后期为两年；金融业R&D投入对经济结构转型的作用甚微；金融资产收入弹性对经济结构转型产生消极影响，即金融投资与我国经济结构转型负相关；社会总就业人数对经济结构转型没有影响。

针对以上结论，本文提出政策建议如下：

（一）把握时间节奏，逐步提高金融业对外开放程度

目前，提高我国金融业对外开放程度，需提高外资机构实际市场准入度。例如，扩大上海自贸区的试验范围，发挥自贸区的示范效应，建立更多类似的自贸区。在有效监管的前提下，扩大外资机构的经营范围和经营领域，发挥跨国金融集团的行业示范效应和溢出效应，学习跨国金融集团先进的管理经验。在竞争中实现模仿，在合作中做到“干中学”，从而更好地为我国经济结构转型和经济发展服务。

金融业开放是一把“双刃剑”，在为经济结构转型带来积极影响的同时，也增大了金融市场风险。金融业开放程度提高的三年后才会对经济结构转型产生积极作用。这进一步说明我国金融业的开放进程应循序渐进。在把握以三年为周期的效应间隔，促进金融开放正效应适时发挥的同时，兼顾效应未发挥时的金融风险监控。

（二）提高国内金融机构市场准入程度，增强金融市场活力

为满足日益增长的消费金融需求，消化与日剧增的国民收入，解决投资渠道较少的难题，应提高民营金融机构市场参与度，发挥民营金融机构来自市场、了解市场需求的特点。加大国内金融创新力度，丰富金融投资产品，建立灵活的金融投资体系，推出满足投资需求的多样化金融产品。同时，为帮助企业走出融资困境，允许多种类型金融机构为创新型、创业型小微民营企业，为急需资金企业搭建融资平台，解决企业发展中的融资难题，为我国当前经济结构转型注入活力。

（三）保证金融业长期稳定增长，制订经济结构转型的阶段性规划

金融业增长对我国经济结构转型发挥积极作用具有两年的滞后性，因此，金融业长期平稳增长对我国经济结构转型具有至关重要的作用。政府对经济结构转型和金融业发展的整体战略规划应在兼顾利益的同时，充分考虑金融业增长的时滞效应，注重规划的阶段性。经济结构的转型规划应实施硬件和软件条件双向建设，即硬件条件产业化和软件条件服务化。

（四）建立合理的金融业R&D统计制度，正确估计金融业R&D的作用

理论模型的分析结论表明，金融业的R&D投入对一国经济结构转型具有积极的作用，而在对我国的实证检验中得出的结果，也充分显示了由于统计制度不完善而产生的技术投入量估计偏低的问题。因此，建立合理的金融业R&D统计制度，对R&D在金融业中的作用进行正确的审视和估计是保障我国金融业发展，制定合理的经济结构转型规划的基础。建议国家设立针对专门的服务业

R&D数据统计调查部门，采用分级设立，最小分级可以设置至各公司内部或与公司合作的形式，以便实时获取最新的服务业R&D统计资料。

（五）建立金融主体的市场平等地位，加快利率市场化进程

目前，中国人民银行已经加快了利率市场化进程。为提高金融市场活力，促进利率市场化机制

·１０国际金融研究41２０１５

金融理论与政策FinancialTheory&Policy

形成，降低市场主体的政策歧视，一视同仁，赋予所有金融机构（包括民营、外资机构）平等地位。通过利率市场化调节促进市场竞争机制的形成，增强金融企业创新活力，满足市场需求，形成新的金融市场业态。

（责任编辑

李

楠）

参考文献：

[1]陈海波，魏啸.外贸结构升级对我国经济发展方式转变影响的实证分析[J].国际经贸探索，2013（9）：14-23[2]陈雨露，罗煜.金融开放与经济增长：一个评述[J].管理世界，2007（4）：138-141[3]程大中．国际服务贸易学[M]．上海：复旦大学出版社，2010：113

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[13]赵淑华，关冠军.金融服务贸易自由化的福利效应及约束条件研究[J].北京工业大学学报，2006（12）：12-14

——基于PVAR模型的实证检验[J].财经科学，2010（3）：9-15[14]周茂荣，张子杰.贸易开放与金融开放的内在联系—[15]朱孟楠，李江华.金融服务贸易自由化与金融有效保护[J].国际金融研究，2003（2）：18-22

[16]Agrrieszka，G.Growth，ProductivityandCapitalAccumulation：TheEffectsofFinancialLiberalizationintheCaseofEuropeanIntegration[J].InternationalReviewofEconomicsandFinance，2013（25）：291-309

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[19]MansoorDailami.FinancialOpenness，Democracy，andRedistributivePolicy[G].TheWorldbank，2000&Quinn，Dennis.TheCorrelatesofChangeinInternationalFinancialRegulation，AmericanPolitialScienceReview，1997（9）：531-551

[20]Mattoo，A.ServicesinaDevelopmentRound：ThreeGoalsandThreeProposals[J].JournalofWorldTrade，2005，39（12）：1223-1238

[21]Mattoo，A.andRanDeep，R.DoesHealthInsuranceImpedeTradeinHealthCareServices[J].HealthAffairs，2006，25（2）：358-68

[22]Mattoo，A.andSauvé，E.DomesticRegulationandServiceTradeLiberalization[M].WashingtonD.C.:TheWorldBankandOxfordUniversityPress，2004

[23]QuinnDP，AMToyoda.DoesCapitalAccountLiberalizationLeadtoEconomicGrowth？[J].ReviewofFinancialStudies，2008，21（3）：1405-1449

Abstract：ThepapermainlyanalysesthemechanismthatproducestheimpactoffinancialopennessoneconomicstructuretransformationinChina.ItfindsoutthemechanismofthefinancialopennessaffectingeconomicstructuretransformationbyPugnomodifiedmodelfromthetheoreticalpoint.Itfiguresoutthattheinfluencefactoroffinancialindustryonstructuretransformationisthedegreeoffinancialopenness,R&Dinfinancialindustry,employmentrate,financialassets'incomeelasticity,financialindustrysubstituterateandthefinancialindustrygrowthrate.TheestimatefromADListhatthedegreeoffinancialopennesshaspositiveeffectontheeconomicstructuretransformationinChinaatthethirdperiod,thefinancialgrowthratehaspositiveeffectonitatthesecondperiodandthefinancialR&Dhasminimalpositiveeffectatthefirstperiod.

Keywords：FinancialOpenness；EconomicStructureTransformation；PugnoModifiedModel·１０42国际金融研究２０１５

金融理论与政策FinancialTheory&Policy

形成，降低市场主体的政策歧视，一视同仁，赋予所有金融机构（包括民营、外资机构）平等地位。通过利率市场化调节促进市场竞争机制的形成，增强金融企业创新活力，满足市场需求，形成新的金融市场业态。

（责任编辑

李

楠）

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Keywords：FinancialOpenness；EconomicStructureTransformation；PugnoModifiedModel·１０42国际金融研究２０１５

本文来源：https://www.bwwdw.com/article/o115.html