周建亮，鄢曉非

（中國(guó)礦業(yè)大學(xué) 力學(xué)與建筑工程學(xué)院，江蘇 徐州 221116）

0 引言

處于轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國(guó)經(jīng)濟(jì)要實(shí)現(xiàn)持續(xù)發(fā)展，必須正確把握金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。一方面，作為發(fā)展中國(guó)家，需要加快金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展，建立起與經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)相適應(yīng)的現(xiàn)代金融體系，這不僅關(guān)乎金融體制改革乃至整個(gè)經(jīng)濟(jì)體制改革的成敗，也關(guān)系到創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的最終成敗。另一方面，我國(guó)要借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家金融危機(jī)的教訓(xùn)，在發(fā)展金融產(chǎn)業(yè)的同時(shí)注意其與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的良性互動(dòng)和協(xié)調(diào)發(fā)展。因此，從理論和實(shí)踐上深入研究金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的良性互動(dòng)關(guān)系這一問(wèn)題有著十分重要的意義。本文試圖引入共生理論，在向量自回歸模型（VAR）的基礎(chǔ)上考察我國(guó)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的共生關(guān)系問(wèn)題，為金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系研究提供新的理論視角和方法。

1 金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的共生關(guān)系

共生關(guān)系是指共生單元之間在特定的共生環(huán)境下，以某種共生模式形成的關(guān)系，共生的三要素包括共生單元、共生環(huán)境和共生模式。很顯然，在金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)形成的共生系統(tǒng)的兩個(gè)共生單元分別是金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)。共生單元以外的影響因素則組成共生環(huán)境，如經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會(huì)環(huán)境、自然環(huán)境等。金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)這兩個(gè)共生單元之間相互作用的方式則是其共生模式。

金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)共生的行為模式包括寄生、偏利共生、非對(duì)稱(chēng)互惠共生和對(duì)稱(chēng)性互惠共生四種情況。

寄生是金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間一種特殊的、本身不會(huì)產(chǎn)生新的價(jià)值的共生形式，寄生單元金融的生存和發(fā)展依靠的是“食取”寄主實(shí)體經(jīng)濟(jì)的收益，而實(shí)體經(jīng)濟(jì)因收益下降而不斷降低生存能力。在寄生模式下，如果實(shí)體經(jīng)濟(jì)收益降低幅度超過(guò)其自身盈利能力，作為寄主的實(shí)體經(jīng)濟(jì)將會(huì)衰亡，作為宿主的金融業(yè)也將失去了生存條件。因此，這種共生方式只是一種理論抽象，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中很少存在。

偏利共生從寄生向互惠共生轉(zhuǎn)換的中間類(lèi)型。與金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的寄生相比，偏利共生關(guān)系產(chǎn)生新價(jià)值，但這種新價(jià)值一般只向金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之中的某一方轉(zhuǎn)移。對(duì)另一方則沒(méi)有影響。一般來(lái)說(shuō)，這種“利人不利己”的交易難以產(chǎn)生持續(xù)的共生作用，這是由理性的市場(chǎng)主體的性質(zhì)所決定的。

非對(duì)稱(chēng)性互惠共生是最常見(jiàn)的一種也是影響最廣泛的一種共生模式。在金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間非對(duì)稱(chēng)性互惠共生關(guān)系中，金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)分工合作而產(chǎn)生新的價(jià)值，但這些新價(jià)值往往由于共生界面的作用而形成非對(duì)稱(chēng)性分配。在現(xiàn)實(shí)中，由于金融業(yè)往往具有壟斷地位，因此金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的共生界面往往有利于金融業(yè)，從而使得金融業(yè)在利益分配中占有優(yōu)勢(shì)地位。

對(duì)稱(chēng)性互惠共生模式是指共生單元之間達(dá)成緊密合作關(guān)系，彼此獲得其應(yīng)有的收益。在金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間對(duì)稱(chēng)性互惠共生關(guān)系中，通過(guò)金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的分工與合作能夠提高雙方的效率，獲得更多的新價(jià)值，且這些新價(jià)值能夠通過(guò)共生界面在共生單元之間實(shí)現(xiàn)對(duì)稱(chēng)分配。對(duì)稱(chēng)性互惠共生是金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間所有共生關(guān)系中最理想的類(lèi)型，而且也是最有效率且最穩(wěn)定的共生方式。

金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)共生系統(tǒng)的共生行為發(fā)展模式主要表現(xiàn)為從寄生、偏利共生到非對(duì)稱(chēng)性互惠共生，再到對(duì)稱(chēng)性互惠共生的發(fā)展演變過(guò)程。這個(gè)過(guò)程展現(xiàn)了金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)由不平等共生到平等共生、由不穩(wěn)定共生到穩(wěn)定共生的發(fā)展變化過(guò)程。當(dāng)然，由于金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的內(nèi)在性質(zhì)差異，使得它們?cè)诠采w中的地位是不同的，很難做到絕對(duì)的共生利益分配均衡，因此，從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，非均衡才是長(zhǎng)期的和經(jīng)常的狀態(tài)，均衡是暫時(shí)的。

2 金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的VAR模型

從理論上的分析，我們可以知道金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的共生關(guān)系有四種，但我國(guó)的金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)到底是哪一種共生關(guān)系呢？這一點(diǎn)可以根據(jù)貢獻(xiàn)程度的差異來(lái)進(jìn)行區(qū)分。若實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)金融業(yè)的貢獻(xiàn)程度遠(yuǎn)大于金融業(yè)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度，則說(shuō)明二者在發(fā)展過(guò)程中屬于Patrick（1966）所提出的實(shí)體經(jīng)濟(jì)需求跟進(jìn)模式；若金融業(yè)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度遠(yuǎn)大于實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)金融業(yè)的貢獻(xiàn)程度，則說(shuō)明二者在發(fā)展過(guò)程中屬于Goldsmith（1969）提出的金融拉動(dòng)型增長(zhǎng)模式，金融在實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過(guò)程中起到核心作用。下文將具體通過(guò)脈沖響應(yīng)模型計(jì)算金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的貢獻(xiàn)程度的大小。

VAR模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，在模型的每一個(gè)方程中，內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系（Sims，1980）[1]。VAR模型強(qiáng)調(diào)讓數(shù)據(jù)自己說(shuō)話(huà)，這是其與建立在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)上的結(jié)構(gòu)化模型最大的不同之處，這種特性使得VAR模型避開(kāi)了結(jié)構(gòu)化模型中內(nèi)生變量建模滯后期問(wèn)題。VAR模型的一般表達(dá)式為：

式（1）中，Yt為因變量向量，Xt為自變量向量，A1，A2…，Ap和B1，B2，…，Bq為待估計(jì)參數(shù)矩陣，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量，因變量和自變量的滯后期分別為p和q，一般根據(jù)AIC和SC信息量取值最小的準(zhǔn)則確定。

為了避免非平穩(wěn)時(shí)間序列所產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題，在回歸之前，必須先對(duì)模型多涉及到的時(shí)間序列變量進(jìn)行單位根及協(xié)整檢驗(yàn)。如果單位根檢驗(yàn)表明時(shí)間序列存在單位根，則需要經(jīng)過(guò)差分后才能平衡（Dickey和Fuller，1979）[2]。為了避免用差分后的序列進(jìn)行建模時(shí)產(chǎn)生的長(zhǎng)期調(diào)整信息丟失的問(wèn)題，還需要用協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)考察非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量間蘊(yùn)涵的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

協(xié)整分析只是說(shuō)明各變量之間在結(jié)構(gòu)上的因果關(guān)系和長(zhǎng)期關(guān)系是否均衡，至于各變量的單位變化通過(guò)其內(nèi)在聯(lián)系對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的擾動(dòng)，則需要通過(guò)脈沖響應(yīng)分析來(lái)得到。脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function）是用來(lái)衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)其他變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)雖然能夠比較直觀(guān)地刻畫(huà)出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及效應(yīng)，但由于該函數(shù)正交化變換的結(jié)果嚴(yán)重依賴(lài)于各變量的順序。為了克服這一缺陷，Koop（1996）等提出廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)[3]，Pesaran和 Shin（1998）隨后進(jìn)行了改進(jìn)[4]，將廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)定義為：

式（2）中表示在t-1時(shí)刻已知的信息集，δk表示來(lái)自第k個(gè)變量的沖擊。n是該沖擊響應(yīng)的時(shí)期數(shù)。Pesaran和Shin（1998）證明廣義脈沖響應(yīng)是唯一的，并且考慮了觀(guān)測(cè)到的不同形式?jīng)_擊和它們之間的相關(guān)性。因此，利用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)得到的結(jié)果更具穩(wěn)定性和說(shuō)服力。

3 實(shí)證研究

金融業(yè)是個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)，包括銀行業(yè)、保險(xiǎn)業(yè)、信托業(yè)、證券業(yè)和租賃業(yè)。作為一個(gè)國(guó)家或地區(qū)金融業(yè)發(fā)展的衡量指標(biāo)也是多方面的，如金融業(yè)增加值、貨幣供應(yīng)量、社會(huì)融資規(guī)模、金融業(yè)從業(yè)人員等。這些因素都能在一定程度上反映金融業(yè)的發(fā)展。本文選取金融業(yè)增加值作為衡量金融業(yè)發(fā)展的標(biāo)志，這是因?yàn)橄啾绕渌笜?biāo)而言，金融業(yè)增加值作為一個(gè)綜合性的指標(biāo)能比較全面反映一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)金融業(yè)發(fā)展水平。實(shí)體經(jīng)濟(jì)是指物質(zhì)的、精神的產(chǎn)品和服務(wù)的生產(chǎn)、流通等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，不僅包括農(nóng)業(yè)、工業(yè)、交通通信業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)等物質(zhì)生產(chǎn)和服務(wù)部門(mén)，也包括教育、文化、知識(shí)、信息、藝術(shù)、體育等精神產(chǎn)品的生產(chǎn)和服務(wù)部門(mén)。實(shí)體經(jīng)濟(jì)并不是一個(gè)嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)學(xué)概念，與之相關(guān)聯(lián)的是除去房產(chǎn)市場(chǎng)和金融市場(chǎng)之外的部分，因?yàn)楸疚牟捎肎DP除掉金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)增加值的那部分作為衡量實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)分析的樣本期間選擇在1978～2012年間，數(shù)據(jù)來(lái)源于各年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。1978～2012年我國(guó)金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值（2000年不變價(jià)）見(jiàn)圖1。

圖1 1978～2012年我國(guó)金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值（2000年不變價(jià)）

3.1 單位根檢驗(yàn)與協(xié)整分析

為了保證模型的有效性，首先應(yīng)用ADF單位根檢驗(yàn)對(duì)金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值時(shí)間序列數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)多次嘗試，選擇最佳滯后期和檢驗(yàn)形式，得到單位根結(jié)果如表1所示。

表1 金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可以看到，檢驗(yàn)結(jié)果表明，金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值水平時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)值均大于5%顯著性水平的臨界值，所以接受單位根假設(shè)，因此它們都是不平穩(wěn)的單位根過(guò)程，但其一階差分是平穩(wěn)的，即金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值時(shí)間序列具有相同的協(xié)整階數(shù)——均為一階單整序列，可以檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。

表2是金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的Johansen（1988）協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果[5]。在5%的臨界水平下，軌跡統(tǒng)計(jì)量16.03大于12.32，表明應(yīng)該拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，應(yīng)接受“至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系”；而軌跡統(tǒng)計(jì)量5.23大于4.12表明“最多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系”不成立，也即在95%的置信水平下，金融業(yè)發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，這說(shuō)明兩者之間存在著一種長(zhǎng)期均衡。

表2 金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 VAR模型以及脈沖函數(shù)響應(yīng)路徑

確定變量的滯后期是VAR模型建模的關(guān)鍵。本文根據(jù)LR（似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量）、FPE（最終預(yù)測(cè)誤差）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則及HQ信息準(zhǔn)則等五個(gè)常用指標(biāo)確定最佳滯后階數(shù)，VAR滯后期選擇的標(biāo)準(zhǔn)如表3所示。

表3 VAR滯后期選擇的標(biāo)準(zhǔn)

從表3不難看出，五個(gè)準(zhǔn)則都傾向選擇2階滯后模型，在綜合考慮模型擬合度、殘差的異方差性、自相關(guān)性和正態(tài)性后，本文最終選擇滯后2期為最優(yōu)水平。

對(duì)VAR（2）模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖2，每個(gè)特征方程的特征根均位于單位圓內(nèi)表明VAR（2）模型是穩(wěn)定的，可以作為脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的依據(jù)。

圖2 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

由上面所得到的VAR（2）模型，基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)式，可以得到金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互沖擊動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑，見(jiàn)圖3和圖4。

圖3 金融發(fā)展對(duì)其自身以及實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脈沖響應(yīng)

圖3中縱坐標(biāo)是變量對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)程度，橫坐標(biāo)是廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的未來(lái)響應(yīng)基數(shù)。金融發(fā)展對(duì)其本身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)長(zhǎng)期而言具有負(fù)效應(yīng)，但該負(fù)效應(yīng)產(chǎn)生有一個(gè)滯后期。從圖3可以看出，金融發(fā)展對(duì)其本身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)在第1期表現(xiàn)為正效應(yīng)，這種正效應(yīng)在第2期上升到最大，隨后正效應(yīng)影響逐漸下降，從第7期以后正效應(yīng)消失逐漸產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，且負(fù)效應(yīng)逐漸增大。

金融發(fā)展對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的反應(yīng)整體是正向效應(yīng)，在第1期接近零，而在隨后正效應(yīng)不斷上升，并在第8期達(dá)到最大，之后正效應(yīng)影響逐漸趨于平穩(wěn)。對(duì)比來(lái)看，金融發(fā)展受到自身標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊短期為正向效應(yīng)長(zhǎng)期為負(fù)向效應(yīng)，而金融發(fā)展受到實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊為正向效應(yīng)，且金融發(fā)展受到實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊超過(guò)金融發(fā)展受到自身的沖擊。在考察期內(nèi)金融發(fā)展受到實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊的累計(jì)反應(yīng)值為2180，金融發(fā)展受到自身沖擊的累計(jì)反應(yīng)值則為1393。

金融發(fā)展對(duì)其自身以及實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脈沖響應(yīng)結(jié)果所揭示的經(jīng)濟(jì)含義如下：金融業(yè)發(fā)展水平對(duì)其本身短期為正向影響但長(zhǎng)期為負(fù)向影響，表明實(shí)體經(jīng)濟(jì)是金融存在的基礎(chǔ)，金融業(yè)的發(fā)展不能建立在自身“空中樓閣”之上。拋開(kāi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)來(lái)單獨(dú)強(qiáng)調(diào)金融的發(fā)展，便會(huì)造成金融資本泛濫，導(dǎo)致資源配置的扭曲。金融脫離了實(shí)體經(jīng)濟(jì)，金融資本便會(huì)流向投機(jī)市場(chǎng)，擾亂商品市場(chǎng)秩序，甚至給整個(gè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)帶來(lái)危機(jī)。實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)金融業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出正向影響，且該正向影響超過(guò)金融業(yè)受其自身的負(fù)向影響，表明了我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)金融發(fā)展的正向推動(dòng)力量超過(guò)了其他制約金融業(yè)發(fā)展的力量，正向推動(dòng)了金融業(yè)的發(fā)展。這表明我國(guó)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系屬于Patrick（1966）所提出的實(shí)體經(jīng)濟(jì)需求跟進(jìn)模式。

從圖4可以看出，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)其本身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊在第1期就顯示出很高的正向效應(yīng)，且這種正向效應(yīng)一直在上升，只是上升幅度逐漸減?。粚?shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)差新息反應(yīng)在第1期和第2期均為零，從第3期開(kāi)始逐漸顯現(xiàn)出負(fù)向效應(yīng)，之后逐漸增大。在考察期內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到本身沖擊的累計(jì)反應(yīng)值為26233，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受金融發(fā)展沖擊的累計(jì)反應(yīng)值卻為-32018，對(duì)比可以看出實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受金融發(fā)展的負(fù)向影響超過(guò)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受其自身的正向影響。

圖4 實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)其自身以及金融發(fā)展的脈沖響應(yīng)

實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)其自身以及金融發(fā)展的脈沖響應(yīng)結(jié)果揭示出這樣的經(jīng)濟(jì)含義：金融部門(mén)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)既存在合作也存在競(jìng)爭(zhēng)。金融部門(mén)在發(fā)揮其為實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)提供資金支持的同時(shí)，也在謀求自身利益膨脹，榨取實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)的財(cái)富。我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多來(lái)自自身的循環(huán)累積，金融業(yè)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的扶持在短期內(nèi)具有沒(méi)有明顯的推動(dòng)作用，但從長(zhǎng)期來(lái)看反而還制約了實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。只是因?yàn)槲覈?guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)本身的規(guī)模遠(yuǎn)超金融業(yè)，我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)整體上處于上升狀態(tài)?？傊覈?guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更多來(lái)自實(shí)體經(jīng)濟(jì)本身的正效應(yīng)。

總的看來(lái)，我國(guó)金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間是一種非對(duì)稱(chēng)性互惠共生關(guān)系。在我國(guó)由于金融業(yè)具有壟斷地位，因此實(shí)體經(jīng)濟(jì)往往在與金融業(yè)共生的過(guò)程中處于弱勢(shì)地位，受金融壟斷盤(pán)剝。有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，2012年中國(guó)500強(qiáng)企業(yè)中5家國(guó)有商業(yè)銀行收入僅占比為6.2%，利潤(rùn)卻占到35.6%，而500強(qiáng)企業(yè)中268家制造業(yè)企業(yè)收入占比為41.1%，而利潤(rùn)卻僅占20.2%。這表明，實(shí)體經(jīng)濟(jì)和金融業(yè)之間存在懸殊的利潤(rùn)差距，企業(yè)利潤(rùn)向金融業(yè)集中。金融業(yè)的高利潤(rùn)意味著實(shí)體經(jīng)濟(jì)不僅融資難，而且融資成本高，這也影響了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

4 結(jié)論與政策建議

本文從理論上探討了金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的共生關(guān)系，并建立金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脈沖響應(yīng)模型考察金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的貢獻(xiàn)程度的大小，進(jìn)而對(duì)我國(guó)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的共生模式進(jìn)行判斷。研究結(jié)果表明我國(guó)金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間是一種有利于金融業(yè)的非對(duì)稱(chēng)性互惠共生關(guān)系，屬于Patrick（1966）所提出的實(shí)體經(jīng)濟(jì)需求跟進(jìn)模式。

我國(guó)的金融業(yè)呈現(xiàn)出高度的壟斷性，主要包括兩個(gè)方面：一是利率沒(méi)有市場(chǎng)化，國(guó)家壟斷資金價(jià)格的定價(jià)權(quán)；二是金融市場(chǎng)沒(méi)有放開(kāi)，國(guó)家壟斷市場(chǎng)準(zhǔn)入權(quán)，在金融領(lǐng)域中缺少市場(chǎng)最活躍的一支重要力量——民間資本。在這種情況下，金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的服務(wù)效率和效果都較差，同時(shí)它自身還積淀了很多風(fēng)險(xiǎn)，甚至還會(huì)拖累實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，所以必須推動(dòng)中國(guó)金融體系的變革，推動(dòng)金融業(yè)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)向?qū)ΨQ(chēng)性互惠共生模式發(fā)展。中國(guó)金融體系的變革最重要的一點(diǎn)時(shí)要打破目前金融業(yè)的高度壟斷，開(kāi)放民間金融，大力扶持民營(yíng)中小銀行發(fā)展，對(duì)金融體系實(shí)施一次具有重大戰(zhàn)略意義的變革。我們很高興地看到，互聯(lián)網(wǎng)金融的出現(xiàn)和發(fā)展加速了這種變革。為防范風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融適當(dāng)規(guī)范是必需的，但從長(zhǎng)期戰(zhàn)略來(lái)看，還是要鼓勵(lì)發(fā)展，因?yàn)闊o(wú)論是建立普惠金融，還是推動(dòng)金融改革、結(jié)構(gòu)調(diào)整，互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)中國(guó)都是“歷史性機(jī)遇”。

[1]Sims C.Macroeconomics and Reality[J].Econometrica,1980,(48).

[2]Dickey D A,Fuller W A.Distribution of The Estimatorsfor Autoregressive Time Series With A Unit Root[J].Journal of The American Statistical,1979,(74).

[3]Koop G.Parameter Uncertainty and Impulse Response Analysis[J].Journal of Econometrics,1996,(72).

[4]Pesaran M H,Shin Y.Generalized Impulse Response Analysis in Linear MultivariateModels[J].Economic Letter.1998,(58).

[5]Johansen S.Statistical Analysis of Cointegrationvectors[J].Journal of Economic Dynamics and Control,1988,(12).