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摘要：本文对湖北省1985-2007年时间序列数据建立计量模型，来考察湖北省的实体经济结构、银行结构与经济增长的关系，结论是湖北省的实体经济结构与银行结构不匹配。本文最后提出了应优化实体经济结构的政策建议。
关键词：实体经济结构银行结构经济增长
一、文献综述
齐美东（2008）将银行业结构定义为，构成银行业的卖者（银行）相互之间、买者相互之间以及买者和卖者集团之间诸关系的因素及其特征。简单来说，银行结构反映了银行业的垄断和竞争关系。
长期以来，经济学家已经认识到金融市场，特别是银行结构对一国的经济增长起着至关重要的作用。但是，令各位学者的意见产生分歧的是，经济增长依赖于垄断的银行结构还是分散的银行结构。Guzman（2000）就类似的讨论内容划分为两类：局部均衡模型和一般均衡模型。前者的代表人物主要是Petersen和Rajan、Zingales，认为垄断的银行市场结构会通过选择利率水平和信贷配给来减少信息不对称带来的麻烦和防范道德风险的发生。然而，一般均衡模型认为垄断的银行结构所带来的成本很有可能超过它所带来的好处（Guzman，2000；Cetorelli and Peretto，2000）。
学者们之所以争论不休大多是因为忽略了金融结构（这里特指银行业结构）与实体经济结构的匹配问题。所谓实体经济结构，是指要素禀赋结构以及由此决定的产业结构。林毅夫、章奇、刘明兴（2003）认为，银行体系对经济发展和增长的作用，只能通过它是否满足了实体经济的需要来判断，即二者是否匹配，而不能将实体经济与金融体系割裂开来，抽象的讨论金融体系的作用。
那么，怎样的银行业结构才算做是与实体经济结构相匹配呢？林毅夫、姜烨（2006）认为，以资本较为雄厚的大型企业为主的实体经济结构应当配备较集中的银行业结构，以劳动力为优势的中小企业为主的实体经济结构应当配备较分散的银行业结构。原因有二：从规模经济来看，大银行给大企业贷款有利于降低单位贷款处理成本，实现规模经济；从信息优势来看，中小金融机构（如中小银行）在为中小企业提供服务方面有信息上的优势（林毅夫、李永军，2001）。
除了在理论界争论不休之外，许多学者进行了实证研究。林毅夫等人通过对全球制造业1980-1992年数据的经验分析，证明了一国银行结构必须要与实体经济结构相匹配才能促进经济增长，即实体经济中大企业比重越大，银行结构越趋于集中。王红（2005）通过1986-2003年时间序列数据的回归分析，显示我国较高的银行集中度对经济增长有负的影响。苏国强（2007）、马钦玉等（2008）也认为我国银行结构表现出的较垄断的特性不利于我国经济增长。而秦凤鸣（2004）则认为合意的银行业结构既不是自由竞争也不是高度垄断，现在很多国家在这方面表现出了趋同性。林毅夫、孙希芳（2008）克服银行业结构可能存在的内生性问题，运用1994年启动的国有银行商业化改革的政策因素构造了工具变量，最后得出中小金融机构市场份额的上升对经济增长具有显著的正向影响。
综上所述，我们可以看到还未有学者将某省份作为对象来研究实体经济结构、银行结构与经济增长的关系，本文将选取湖北省作为研究对象，通过1985-2007年的时间序列数据来进行该领域的实证分析，试图得出湖北省实体经济结构与银行结构是否匹配的结论以及对经济增长的影响。
二、模型与数据
1.模型及变量的设定
我们以柯布-道格拉斯的生产函数为基础，利用湖北省1985-2007年有关的时间序列数据，建立基本的计量模型为：
在该方程中， 是截距项， 是残差项。GDP为湖北省人均国内生产总值；L为年末社会劳动者人数，用以表示劳动投入；K为资本投入，用全社会固定资产投资来表示；BS是银行结构，本文选取四大国有银行的本币存款余额与所有银行本币存款余额的比值来表示，用公式表示是： ；ES是表征实体经济结构的变量，用国有及国有控股企业的工业产值与工业总产值的比值表示，比值越大表示该实体经济结构是以国有大企业为主体的。
除上述变量外，根据林毅夫的研究模型，我们还使用了BS*ES这一交叉变量，其目的是为了研究经济结构与银行结构的匹配程度对经济增长的影响。
2.数据的选择
有关表征实体经济结构变量的数据是选自1985-2008年《湖北省统计年鉴》，《湖北经济辉煌15年》，有关金融数据选择2006年《湖北省金融年鉴》、1985-2008年《中国金融年鉴》，还有一些缺失的数据来自高校财经数据库（www.bjinfobank.com）。将这些资料汇总，计算、编制出湖北省1985-2007年有关的时间序列数据。在此特别说明，2000年~2002年的中国工商银行、2003年的中国建设银行以及2006~2007年中国建设银行、中国银行在湖北省的当年存款余额无法得到，故适当使用趋势预测法结合指数模型预测法进行了合理预测。
四、计量结果和分析
1.计量模型的建立
用最小二乘法进行回归，回归结果见表1
表1
Dependent Variable: LnGDP
Method: Least Squares
Sample: 1985 2007
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -5.243776 3.280197 -1.598616 0.1273
Ln(L) 1.155440 0.482716 2.393625 0.0278
Ln(K) 0.580479 0.078013 7.440802 0.0000
BS 1.996849 1.028803 1.940944 0.0681
BS*ES -2.180140 1.200763 -1.815629 0.0861
R-squared 0.990069 Mean dependent var 8.172130
Adjusted R-squared 0.987862 S.D. dependent var 0.900556
S.E. of regression 0.099217 Akaike info criterion -1.593348
Sum squared resid 0.177193 Schwarz criterion -1.346501
Log likelihood 23.32350 F-statistic 448.6154
Durbin-Watson stat 1.017322 Prob(F-statistic) 0.000000
表1显示BS和BS*ES两个变量未通过t检验，但是这四个变量联合起来对GDP 的影响程度却高达0.99（R²），除此之外，相对于单个解释变量对GDP的回归而言，上述模型中Ln(L)和Ln(K)的参数值被改变较大，所以认为该模型存在多重共线性，客观上存在优于现存模型的模型。
下面，采用逐步回归法改进模型，根据新加入的变量如能明显改进原模型的R²就将其保留这一原则，最后确定了Ln(K)和Ln(L)为模型的基础变量。在此基础上，当加入BS时，虽未明显改进R²，但却未对模型产生负面影响，因此可以保留BS。但当加入BS*ES变量时，模型的R²显著减小，且原模型中显著的Ln(K)和Ln(L)变量也不再显著。另外，当单独做LnGDP和BS*ES的回归时，该解释变量也没有通过t检验（如表2），因此，模型中应剔除该变量。
表2
Dependent Variable: LnGDP
Method: Least Squares
Sample: 1985 2007
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 12.18419 0.425502 28.63488 0.0071
X -9.046638 0.941146 -9.612361 0.1530
R-squared 0.814811 Mean dependent var 8.172130
Adjusted R-squared 0.805992 S.D. dependent var 0.900556
S.E. of regression 0.396662 Akaike info criterion 1.071475
Sum squared resid 3.304151 Schwarz criterion 1.170214
Log likelihood -10.32197 F-statistic 92.39749
Durbin-Watson stat 1.101465 Prob(F-statistic) 0.000000
综上所述，模型最后的形式为：
2.对模型结果分析
保留了BS变量，说明银行结构对经济增长有一定贡献率，而BS*ES变量的剔除则说明实体经济结构与银行结构并不匹配，结合湖北省的实际情况分析，这一点并不难理解。
查阅大量的文献资料可以看出，湖北省作为老工业基地，其工业的支柱作用非常明显，其实体经济特性是资本密集型而非劳动密集型。经过多年的发展，早已形成了我国中部地区以冶金、机械、纺织为主干，轻工、化工、电子、建材具有一定规模，门类较为齐全，配套发展的综合性工业基地，因此，湖北省一直以大力支持国有及国有控股工业企业为主要的发展模式，也就是说，湖北省的实体经济结构是以国有大型企业为主的，这一点也可以从国有工业企业对GDP的贡献率看出来（如表3，显示2004年湖北省17个市国有企业对经济增长的贡献率），而且，国有及国有控股企业与经济增长的相关系数达到0.97126，大于非国有企业与GDP相关系数0.7123。
表3
综上所述，湖北省的基本情况是银行集中度虽仍然较高，四大国有银行的市场份额仍然超过50%，但是却呈逐年下降的趋势，表明银行结构是日趋分散的。而实体经济结构却仍是国有大企业占主导地位，说明湖北省的实体经济结构与银行结构不匹配，未能成为经济增长的强大动力。
五、政策建议
我国近几年倡导大力发展中小银行、大力发展中小企业，但是在湖北省却呈现了二者不同步的现状——银行集中度下降，中小银行渐渐成为经济增长的生力军；而实体经济结构却未与银行结构匹配，国有大企业仍占据主导地位，中小企业仍然存在贷款难、难发展的瓶颈。因此，作者建议湖北省应加大力度支持中小企业的发展，立足比较优势——资本，培养竞争优势——劳动力，从而使银行结构与实体经济结构相匹配，促进我省的经济增长。
参考文献：
[1] 王红.银行结构与经济发展：中国银行业的实证分析[J].经济学家，2005.
[2] 秦凤鸣.中国银行业结构的合意性[J].金融研究，2004.
[3] 林毅夫、姜烨.经济结构、银行业结构与经济发展[J].金融研究，2006.
[4] 林毅夫、孙希芳.银行业结构与经济增长[J].经济研究，2008
[5] 林毅夫、李永军.中小金融机构发展与中小企业融资.经济研究，2001.
[6] 林毅夫,章奇,刘明兴.金融结构与经济增长：以制造业为例[J].世界经济，2003
[7] 马钦玉,邱真.我国银行结构的主要问题及对策研究[J].江西理工大学，2008.
[8] 苏国强.银行结构与经济发展[J].时代经贸，2007.
[9] Guzman,Mark G (2000):”The Economic Impact of Bank Structure:A Review of Recent Literature”,Economic and Financial Review , Second Quarter,2000.
[10] Petersen,M.A., and R.G. Rajan(1995):”The Effect of Credit Market Competition on Lendig Relationship”, Quarterly Fournal of Economics, CX, pp.407-443.
关键词：实体经济结构银行结构经济增长
一、文献综述
齐美东（2008）将银行业结构定义为，构成银行业的卖者（银行）相互之间、买者相互之间以及买者和卖者集团之间诸关系的因素及其特征。简单来说，银行结构反映了银行业的垄断和竞争关系。
长期以来，经济学家已经认识到金融市场，特别是银行结构对一国的经济增长起着至关重要的作用。但是，令各位学者的意见产生分歧的是，经济增长依赖于垄断的银行结构还是分散的银行结构。Guzman（2000）就类似的讨论内容划分为两类：局部均衡模型和一般均衡模型。前者的代表人物主要是Petersen和Rajan、Zingales，认为垄断的银行市场结构会通过选择利率水平和信贷配给来减少信息不对称带来的麻烦和防范道德风险的发生。然而，一般均衡模型认为垄断的银行结构所带来的成本很有可能超过它所带来的好处（Guzman，2000；Cetorelli and Peretto，2000）。
学者们之所以争论不休大多是因为忽略了金融结构（这里特指银行业结构）与实体经济结构的匹配问题。所谓实体经济结构，是指要素禀赋结构以及由此决定的产业结构。林毅夫、章奇、刘明兴（2003）认为，银行体系对经济发展和增长的作用，只能通过它是否满足了实体经济的需要来判断，即二者是否匹配，而不能将实体经济与金融体系割裂开来，抽象的讨论金融体系的作用。
那么，怎样的银行业结构才算做是与实体经济结构相匹配呢？林毅夫、姜烨（2006）认为，以资本较为雄厚的大型企业为主的实体经济结构应当配备较集中的银行业结构，以劳动力为优势的中小企业为主的实体经济结构应当配备较分散的银行业结构。原因有二：从规模经济来看，大银行给大企业贷款有利于降低单位贷款处理成本，实现规模经济；从信息优势来看，中小金融机构（如中小银行）在为中小企业提供服务方面有信息上的优势（林毅夫、李永军，2001）。
除了在理论界争论不休之外，许多学者进行了实证研究。林毅夫等人通过对全球制造业1980-1992年数据的经验分析，证明了一国银行结构必须要与实体经济结构相匹配才能促进经济增长，即实体经济中大企业比重越大，银行结构越趋于集中。王红（2005）通过1986-2003年时间序列数据的回归分析，显示我国较高的银行集中度对经济增长有负的影响。苏国强（2007）、马钦玉等（2008）也认为我国银行结构表现出的较垄断的特性不利于我国经济增长。而秦凤鸣（2004）则认为合意的银行业结构既不是自由竞争也不是高度垄断，现在很多国家在这方面表现出了趋同性。林毅夫、孙希芳（2008）克服银行业结构可能存在的内生性问题，运用1994年启动的国有银行商业化改革的政策因素构造了工具变量，最后得出中小金融机构市场份额的上升对经济增长具有显著的正向影响。
综上所述，我们可以看到还未有学者将某省份作为对象来研究实体经济结构、银行结构与经济增长的关系，本文将选取湖北省作为研究对象，通过1985-2007年的时间序列数据来进行该领域的实证分析，试图得出湖北省实体经济结构与银行结构是否匹配的结论以及对经济增长的影响。
二、模型与数据
1.模型及变量的设定
我们以柯布-道格拉斯的生产函数为基础，利用湖北省1985-2007年有关的时间序列数据，建立基本的计量模型为：
在该方程中， 是截距项， 是残差项。GDP为湖北省人均国内生产总值；L为年末社会劳动者人数，用以表示劳动投入；K为资本投入，用全社会固定资产投资来表示；BS是银行结构，本文选取四大国有银行的本币存款余额与所有银行本币存款余额的比值来表示，用公式表示是： ；ES是表征实体经济结构的变量，用国有及国有控股企业的工业产值与工业总产值的比值表示，比值越大表示该实体经济结构是以国有大企业为主体的。
除上述变量外，根据林毅夫的研究模型，我们还使用了BS*ES这一交叉变量，其目的是为了研究经济结构与银行结构的匹配程度对经济增长的影响。
2.数据的选择
有关表征实体经济结构变量的数据是选自1985-2008年《湖北省统计年鉴》，《湖北经济辉煌15年》，有关金融数据选择2006年《湖北省金融年鉴》、1985-2008年《中国金融年鉴》，还有一些缺失的数据来自高校财经数据库（www.bjinfobank.com）。将这些资料汇总，计算、编制出湖北省1985-2007年有关的时间序列数据。在此特别说明，2000年~2002年的中国工商银行、2003年的中国建设银行以及2006~2007年中国建设银行、中国银行在湖北省的当年存款余额无法得到，故适当使用趋势预测法结合指数模型预测法进行了合理预测。
四、计量结果和分析
1.计量模型的建立
用最小二乘法进行回归，回归结果见表1
表1
Dependent Variable: LnGDP
Method: Least Squares
Sample: 1985 2007
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -5.243776 3.280197 -1.598616 0.1273
Ln(L) 1.155440 0.482716 2.393625 0.0278
Ln(K) 0.580479 0.078013 7.440802 0.0000
BS 1.996849 1.028803 1.940944 0.0681
BS*ES -2.180140 1.200763 -1.815629 0.0861
R-squared 0.990069 Mean dependent var 8.172130
Adjusted R-squared 0.987862 S.D. dependent var 0.900556
S.E. of regression 0.099217 Akaike info criterion -1.593348
Sum squared resid 0.177193 Schwarz criterion -1.346501
Log likelihood 23.32350 F-statistic 448.6154
Durbin-Watson stat 1.017322 Prob(F-statistic) 0.000000
表1显示BS和BS*ES两个变量未通过t检验，但是这四个变量联合起来对GDP 的影响程度却高达0.99（R²），除此之外，相对于单个解释变量对GDP的回归而言，上述模型中Ln(L)和Ln(K)的参数值被改变较大，所以认为该模型存在多重共线性，客观上存在优于现存模型的模型。
下面，采用逐步回归法改进模型，根据新加入的变量如能明显改进原模型的R²就将其保留这一原则，最后确定了Ln(K)和Ln(L)为模型的基础变量。在此基础上，当加入BS时，虽未明显改进R²，但却未对模型产生负面影响，因此可以保留BS。但当加入BS*ES变量时，模型的R²显著减小，且原模型中显著的Ln(K)和Ln(L)变量也不再显著。另外，当单独做LnGDP和BS*ES的回归时，该解释变量也没有通过t检验（如表2），因此，模型中应剔除该变量。
表2
Dependent Variable: LnGDP
Method: Least Squares
Sample: 1985 2007
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 12.18419 0.425502 28.63488 0.0071
X -9.046638 0.941146 -9.612361 0.1530
R-squared 0.814811 Mean dependent var 8.172130
Adjusted R-squared 0.805992 S.D. dependent var 0.900556
S.E. of regression 0.396662 Akaike info criterion 1.071475
Sum squared resid 3.304151 Schwarz criterion 1.170214
Log likelihood -10.32197 F-statistic 92.39749
Durbin-Watson stat 1.101465 Prob(F-statistic) 0.000000
综上所述，模型最后的形式为：
2.对模型结果分析
保留了BS变量，说明银行结构对经济增长有一定贡献率，而BS*ES变量的剔除则说明实体经济结构与银行结构并不匹配，结合湖北省的实际情况分析，这一点并不难理解。
查阅大量的文献资料可以看出，湖北省作为老工业基地，其工业的支柱作用非常明显，其实体经济特性是资本密集型而非劳动密集型。经过多年的发展，早已形成了我国中部地区以冶金、机械、纺织为主干，轻工、化工、电子、建材具有一定规模，门类较为齐全，配套发展的综合性工业基地，因此，湖北省一直以大力支持国有及国有控股工业企业为主要的发展模式，也就是说，湖北省的实体经济结构是以国有大型企业为主的，这一点也可以从国有工业企业对GDP的贡献率看出来（如表3，显示2004年湖北省17个市国有企业对经济增长的贡献率），而且，国有及国有控股企业与经济增长的相关系数达到0.97126，大于非国有企业与GDP相关系数0.7123。
表3
综上所述，湖北省的基本情况是银行集中度虽仍然较高，四大国有银行的市场份额仍然超过50%，但是却呈逐年下降的趋势，表明银行结构是日趋分散的。而实体经济结构却仍是国有大企业占主导地位，说明湖北省的实体经济结构与银行结构不匹配，未能成为经济增长的强大动力。
五、政策建议
我国近几年倡导大力发展中小银行、大力发展中小企业，但是在湖北省却呈现了二者不同步的现状——银行集中度下降，中小银行渐渐成为经济增长的生力军；而实体经济结构却未与银行结构匹配，国有大企业仍占据主导地位，中小企业仍然存在贷款难、难发展的瓶颈。因此，作者建议湖北省应加大力度支持中小企业的发展，立足比较优势——资本，培养竞争优势——劳动力，从而使银行结构与实体经济结构相匹配，促进我省的经济增长。
参考文献：
[1] 王红.银行结构与经济发展：中国银行业的实证分析[J].经济学家，2005.
[2] 秦凤鸣.中国银行业结构的合意性[J].金融研究，2004.
[3] 林毅夫、姜烨.经济结构、银行业结构与经济发展[J].金融研究，2006.
[4] 林毅夫、孙希芳.银行业结构与经济增长[J].经济研究，2008
[5] 林毅夫、李永军.中小金融机构发展与中小企业融资.经济研究，2001.
[6] 林毅夫,章奇,刘明兴.金融结构与经济增长：以制造业为例[J].世界经济，2003
[7] 马钦玉,邱真.我国银行结构的主要问题及对策研究[J].江西理工大学，2008.
[8] 苏国强.银行结构与经济发展[J].时代经贸，2007.
[9] Guzman,Mark G (2000):”The Economic Impact of Bank Structure:A Review of Recent Literature”,Economic and Financial Review , Second Quarter,2000.
[10] Petersen,M.A., and R.G. Rajan(1995):”The Effect of Credit Market Competition on Lendig Relationship”, Quarterly Fournal of Economics, CX, pp.407-443.