尹林輝，付劍茹，劉廣瑞

（1.西南交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，成都610031;2.九江學(xué)院會計學(xué)院，江西九江332005;3.江西師范大學(xué)財政金融學(xué)院，南昌330022;4.紹興文理學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江紹興312000）

一、引言

隨著我國金融體制改革的不斷深化，金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也成為人們關(guān)注的一個熱點話題。西方經(jīng)典文獻(xiàn)認(rèn)為，金融具有資源配置的功能，它能夠影響儲蓄和投資，調(diào)節(jié)資金的流向，使資金更多流向高效益、高成長性的產(chǎn)業(yè)，減少對衰退產(chǎn)業(yè)的資金支持，進(jìn)而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級（Rajan and Zingales，1996;[1]Neusser and Kugler，1998;[2]Wurgler，2000[3]）。但是，在發(fā)達(dá)經(jīng)濟體中行之有效的金融機制也可能在欠發(fā)達(dá)經(jīng)濟體中難以得到有效發(fā)揮（林毅夫和陳斌開，2009），[4]金融的資源配置功能依賴其所處的市場競爭環(huán)境，完善的市場競爭環(huán)境能夠提高金融的資源配置效率，從而有助于金融推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。在中國這樣一個市場經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)、市場競爭機制欠完善的國家，金融能否有效發(fā)揮資源配置作用，進(jìn)而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級呢?對此問題我國學(xué)者仍存有較大爭議。曾國平和王燕飛（2007）[5]研究認(rèn)為，受計劃經(jīng)濟的影響，長期以來中國金融內(nèi)生于國家經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，存在結(jié)構(gòu)和功能上的單一性，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的聯(lián)系很有限，國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要是依靠財政政策。錢水土和劉蕓（2010）、[6]嚴(yán)武和丁俊峰（2013）[7]實證檢驗發(fā)現(xiàn)，區(qū)域金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級具有顯著的負(fù)效應(yīng)。但是，另一方面董金玲（2009）、[8]王春麗和宋連方（2011）、[9]胡榮才和黃曉璐等（2012）[10]研究卻表明，我國區(qū)域金融發(fā)展是能夠推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的。

中國經(jīng)濟長期推行違背國家比較優(yōu)勢的趕超戰(zhàn)略，金融成為國家動員經(jīng)濟資源、建立完備工業(yè)體系的工具，事實上淪為了政府財政的組成部分（林毅夫、蔡昉和李周，1994）。[11]中國的金融發(fā)展道路長期以來是扭曲的，政府干預(yù)嚴(yán)重影響了它的正常發(fā)展——其發(fā)展動因僅僅是政府要優(yōu)先發(fā)展城市和工業(yè)（溫濤、冉光和與熊德平，2005）。[12]隨著中國金融體制改革的深化，金融的獨立性變得更強，政府對其的干預(yù)在削弱，但政府仍保留了很強的影響力。因此，要理解中國地區(qū)金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)機構(gòu)的影響，不能回避政府干預(yù)這一重要因素。以前的研究主要是根據(jù)西方經(jīng)濟理論來推演和實證檢驗中國地區(qū)金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，鮮有文獻(xiàn)把政府干預(yù)這一重要影響因素納入理論和實證的分析框架，從而難以深刻揭示中國地區(qū)金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)在作用機理，導(dǎo)致研究結(jié)論存在片面性。本文把政府干預(yù)納入研究分析框架，主要回答以下兩個問題:一是中國地區(qū)金融發(fā)展水平的提升能否真實推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級?二是推動作用如果真實存在，那么在不同的政府干預(yù)程度下，這種推動作用有無顯著差異?

本文采用中國1990～2011年的省級面板數(shù)據(jù)，對以上兩個問題進(jìn)行了實證檢驗。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平提升分別降低了第一、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，提高了第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，從而優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但是，過強的政府干預(yù)也使得金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用受到了削弱。這些研究結(jié)果表明，我國政府對金融行業(yè)、金融中介機構(gòu)的過多干預(yù)削弱了金融的資源配置功能，影響到了金融對產(chǎn)業(yè)的甄別能力，使金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動作用無法得到充分發(fā)揮。

本文的研究從兩個方面豐富和拓展了相關(guān)文獻(xiàn):（1）深化和拓展了金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)文獻(xiàn)。已有研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平提升有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級（Rajan and Zingales，1996;[1]Neusser and Kugler，1998;[2]Wurgler，2000;[3]董金玲，2009;[8]胡榮才、黃曉璐和陳黎明，2012[10]），但是，這些文獻(xiàn)沒有進(jìn)一步分析，在不同的政府干預(yù)程度下，金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用是否有顯著差異。本文對此進(jìn)一步進(jìn)行了深入分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)程度越強，金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用越會受到削弱。（2）拓展了政府干預(yù)的研究，把政府干預(yù)納入到金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)研究的框架內(nèi)，探討了政府干預(yù)如何影響金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用。對于我國金融發(fā)展水平提升能否推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，我國學(xué)者仍存有較大爭議（董金玲，2009;[8]錢水土和劉蕓，2010[6]）。把政府干預(yù)納入研究框架有助于爭議的解決。本文在控制了政府干預(yù)程度以及政府干預(yù)程度和金融發(fā)展水平的交互項后，發(fā)現(xiàn)我國金融發(fā)展水平提升能夠顯著優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，而過強的政府干預(yù)會削弱金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用。

本文后面的內(nèi)容安排如下:第二部分是理論分析和研究假設(shè);第三部分是研究設(shè)計;第四部分是實證結(jié)果與分析;第五部分是穩(wěn)健性檢驗;第六部分是結(jié)論與政策啟示。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）地區(qū)金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

金融的資源配置功能會影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。普遍觀點認(rèn)為，金融通過影響儲蓄和投資來調(diào)控資金的流量結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響生產(chǎn)要素分配結(jié)構(gòu)和資金存量結(jié)構(gòu)，最終影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展（Levine，2005;[13]沈坤榮和孫文杰，2004;[14]蘇士儒、段成東和李文靖等，2006;[15]陳時興，2011[16]）。金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用大體可以分解成以下三個方面:一是通過資金聚集和信用擴張為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供資金，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴張;二是通過資金在各產(chǎn)業(yè)間的分配，使更多資金流向高效益、高成長性產(chǎn)業(yè)，加速這些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，減少資金流向低效益、低成長性產(chǎn)業(yè)，加速這些產(chǎn)業(yè)的衰退;三是通過加大對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的支持來影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的科技含量（曾國平和王燕飛，2007;[5]胡榮才、黃曉璐和陳黎明，2012[10]）。由于中國的市場經(jīng)濟體制尚不完善，并且實行的是以公有制經(jīng)濟為主體的基本經(jīng)濟制度，因此，中國的金融機制與西方發(fā)達(dá)國家并不完全相同。中國的金融機制除了常見的市場性金融外，還包括具有重要地位的政策性金融（其在我國的地位強于西方發(fā)達(dá)國家），它們各自對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機理不同:市場性金融主要通過市場競爭及優(yōu)勝劣汰原則來影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);政策性金融主要通過國家政策性金融機構(gòu)以及產(chǎn)業(yè)金融政策來影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（顧海峰，2010[17]）。

先前的爭議在于，有學(xué)者認(rèn)為，我國的金融體制改革滯后于經(jīng)濟體制改革，金融系統(tǒng)存在結(jié)構(gòu)和功能上的單一性，并不能夠與我國的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略相匹配，產(chǎn)業(yè)發(fā)展更多的是依賴于財政，金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的聯(lián)系非常有限（曾國平和王燕飛，2007[5]）。但是，這種觀點更多的是針對我國改革開放前的狀況，而隨著我國改革開放后，這種非常有限的聯(lián)系將因金融發(fā)展水平的提升而打破。尤其最近10多年，我國加快了金融體制的市場化改革步伐，2002年中國共產(chǎn)黨十六大報告曾明確指出:“穩(wěn)步推進(jìn)利率市場化改革，優(yōu)化金融資源配置”，此后政府一直在努力推進(jìn)金融體制改革，并在金融機構(gòu)改革、分層有序的金融市場體系改革、利率市場化改革等多方面取得了歷史性的進(jìn)步（溫家寶，2012年全國金融工作會議講話）。伴隨著我國金融體制改革的深化，我國的地區(qū)金融發(fā)展水平也進(jìn)一步得到了提升，金融市場的競爭機制更加健全，金融機構(gòu)具有了更強的自主性，政策性金融機構(gòu)的職能更加完善，國家的產(chǎn)業(yè)金融政策更加科學(xué)合理。總之，我國地區(qū)金融發(fā)展水平的提升優(yōu)化了金融的資源配置功能，能夠起到推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的作用。

基于以上分析，提出如下假設(shè):

假設(shè)1:地區(qū)金融發(fā)展水平的提升有助于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

（二）地區(qū)金融發(fā)展、政府干預(yù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

我國的經(jīng)濟發(fā)展仍存在較強的政府干預(yù)。政府通常會利用其所掌握的政治權(quán)力去追逐其政治目標(biāo)（Shleifer，1998[18]），這一點在我國表現(xiàn)尤為突出。在計劃經(jīng)濟時代，政府采用各種行政指令干預(yù)經(jīng)濟活動的方方面面，排斥市場對資源的配置作用。改革開放后，我國對原有束縛經(jīng)濟發(fā)展的體制進(jìn)行了一系列改革，這其中就包括1994年的分稅制改革，改革把更多的財權(quán)和事權(quán)下放到地方政府。在地方政府自主性增強的情況下，我國官員晉升機制——“晉升錦標(biāo)賽機制”以及考核的信息不對稱導(dǎo)致地方官員更多地追逐經(jīng)濟的短期效應(yīng)（周黎安，2007）。[19]為了能夠在更短時間內(nèi)實現(xiàn)更大幅度的GDP增長，凸顯治理地方的政績，政府官員有著強烈干預(yù)經(jīng)濟的動機。地方官員通常會利用所擁有的行政權(quán)力，通過其掌握的土地、資本、行政審批等關(guān)鍵資源來干預(yù)經(jīng)濟發(fā)展。然而，隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的不斷完善，行政體制改革的深入，市場強化了對資源配置的基礎(chǔ)性作用，同時緩解了地方官員對經(jīng)濟發(fā)展的過度行政干預(yù)。但是，目前我國經(jīng)濟發(fā)展過程中仍存在較強的政府干預(yù)，這是不爭的事實，因此，2012年黨的十八大報告中進(jìn)一步明確:“深化行政審批制度改革，繼續(xù)簡政放權(quán)，推動政府職能向創(chuàng)造良好發(fā)展環(huán)境、提供優(yōu)質(zhì)公共服務(wù)、維護社會公平正義轉(zhuǎn)變?！?/p>

金融是我國政府干預(yù)經(jīng)濟的重要手段，目前我國金融的資源配置功能受到政府過多的干預(yù)。蔡紅艷和閻慶民（2004）[20]研究發(fā)現(xiàn)，在我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中產(chǎn)業(yè)間的此消彼長在資本市場中沒有得到很好體現(xiàn)，我國金融市場存在扶持落后產(chǎn)業(yè)的非市場行為，導(dǎo)致先進(jìn)產(chǎn)業(yè)難以成長，落后產(chǎn)業(yè)難以衰退。我國金融體制的改革沒有排除政府對國有銀行的直接干預(yù)（中國經(jīng)濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組，2007），[21]目前以國有銀行為主導(dǎo)的我國金融體系中，政府作為國有銀行的所有者，對銀行信貸資金仍有著較強的干預(yù)能力。中國政府的信貸干預(yù)導(dǎo)致效益低下的國有企業(yè)容易獲得銀行信貸資金，而同等條件下效益良好的民營企業(yè)卻難以獲得（Allen，Qian and Qian，2005）。[22]如此背離市場競爭原則的政府干預(yù)，一方面是出于意識形態(tài)的考慮，政府在分配資源時會按照政治上的主從次序分配（Huang，2003），[23]另一方面是基于政治聲譽的考慮，政府官員把資源分配給民營企業(yè)可能面臨更多的政治風(fēng)險，例如民營企業(yè)信貸資金無法追回的情況，容易被外界誤認(rèn)為有權(quán)錢交易發(fā)生。

已有研究表明，政府對金融業(yè)、金融機構(gòu)的過多干預(yù)會導(dǎo)致金融機構(gòu)的資金配置偏離效率最大化的目標(biāo)（La Porta，Silanes and Shleifer，2002），[24]金融機構(gòu)的價值發(fā)現(xiàn)功能難以得到有效發(fā)揮，對金融資源的配置出現(xiàn)低效率（尹希果、陳剛和潘楊，2006）。[25]因此，長期以來我國過多的政府干預(yù)對金融發(fā)揮資源配置功能是極為不利的，它降低了我國金融的資源配置效率，削弱了金融對先進(jìn)產(chǎn)業(yè)的甄別能力，導(dǎo)致低成長性行業(yè)因為金融資金的支持仍在衰退中“徘徊”，高成長性行業(yè)因為資金短缺仍然“舉步維艱”。我國政府干預(yù)對金融資源配置效率的這種負(fù)面影響，會削弱地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的推動作用。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè):

假設(shè)2:政府對金融的過度干預(yù)程度越強，地區(qū)金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)機構(gòu)的優(yōu)化作用越會受到削弱。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

在本文所涉及到的數(shù)據(jù)中，高等學(xué)校畢業(yè)人數(shù)（1990～2011年）來自于歷年的各?。ㄊ?、區(qū)）地方統(tǒng)計年鑒，三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)（1990～2011）來自中國宏觀經(jīng)濟信息網(wǎng)的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)（1990～2010年）和2011年的?。ㄊ小^(qū)）地方統(tǒng)計年鑒，外商直接投資（1990～2011年）來自歷年的各省（市、區(qū)）地方統(tǒng)計年鑒，人民幣對美元的年平均匯價來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，以上數(shù)據(jù)之外的文中其他數(shù)據(jù)全部來自于中國宏觀經(jīng)濟信息網(wǎng)的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)（1990～2011年）。

（二）模型設(shè)定和變量定義

為檢驗假設(shè)1，我們設(shè)定如下多元回歸模型:

其中，Industry是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化變量。根據(jù)配第-克拉克定理，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的規(guī)律是:第一產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重逐步下降，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重逐步上升。而現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢是:第一、二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重不斷下降，第三產(chǎn)業(yè)比重逐步上升。以往在衡量我國三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度時，通常以第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率來表示（陳時興，2011;[16]施衛(wèi)東和高雅，2013[26]），但是，實際上我國第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和早已遠(yuǎn)超第一產(chǎn)業(yè)增加值，現(xiàn)階段我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的目標(biāo)是從“二三一”結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)椤叭弧苯Y(jié)構(gòu)（王春麗和宋連方，2011）。[9]因此，為更好地檢驗地區(qū)金融發(fā)展、政府干預(yù)對三次產(chǎn)業(yè)整體及每一產(chǎn)業(yè)的具體影響，本文設(shè)置了四個被解釋變量:IndustryT，Industry1，Industry2，Industry3，它們分別表示第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率、第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率。依據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的具體表現(xiàn)應(yīng)該為:（1）從三次產(chǎn)業(yè)整體上看，IndustryT是逐步上升的;（2）具體到三次產(chǎn)業(yè)中每一產(chǎn)業(yè)，Industry1和Industry2是逐步下降的，Industry3是逐步上升的。

Finance表示地區(qū)金融發(fā)展水平。Goldsmith（1969）[27]認(rèn)為度量一個國家或地區(qū)的金融發(fā)展水平可以用金融相關(guān)率——金融資金與國民財富的比率來表示，本文借鑒 Goldsmith（1969）、[27]曾國平和王燕飛（2007）、[5]張璟和沈坤榮（2008）、[28]王春麗和宋連方（2011）、[9]陳時興（2011）[16]等的做法，采用地區(qū)金融機構(gòu)貸款總額與GDP的比率來反映地區(qū)金融發(fā)展水平。一般來說，產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的主要資金一方面來自于金融機構(gòu)貸款（間接融資），另一方面來自于證券市場（直接融資）。但是，我國的金融體制長久以來都是以銀行為主導(dǎo)、間接融資占統(tǒng)治地位的金融體制（曾國平和王燕飛，2007;[5]張璟和沈坤榮，2008[28]），而證券市場在我國起步晚、發(fā)展時間短，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展融資的能力較弱，這導(dǎo)致我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需資金主要來自于金融機構(gòu)貸款（陳時興，2011）。[16]據(jù)王春麗和宋連方（2011）[9]測算，2009 年我國股票籌資總額占固定資產(chǎn)投資總額的比率不足2%。因此，考慮到對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響程度，本文在選用金融發(fā)展水平指標(biāo)時，暫時沒有把證券市場的因素考慮進(jìn)去，但是，隨著我國證券市場的不斷發(fā)展壯大，它對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響必將越來越深。

Control Variable是控制變量。參考以往的文獻(xiàn)（Carlin and Mayer，2003;[29]Allen et al.，2005;[22]陳崢嶸和朱蕾，2011;[30]錢水土和劉蕓，2010;[6]施衛(wèi)東和高雅，2013;[26]周方召、符建華和仲深，2013[31]），我們控制了以下影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的變量:人力資本（Labor）、固定資產(chǎn)投資率（Invent）、出口率（Export）、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)（Technology）、外商直接投資（FDI）、通貨膨脹率（Inflation）。人力資本（Labor）定義為地區(qū)高等學(xué)校畢業(yè)人數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比率。固定資產(chǎn)投資率（Invent）定義為地區(qū)固定資產(chǎn)投資總額與GDP的比率。出口率（Export）定義為地區(qū)出口商品價值總額與GDP的比率（出口商品價值總額按美元的當(dāng)年平均匯價折算）。技術(shù)進(jìn)步（Technology）定義為（GDP/Employment）×（Employment/Invent）α（其中，Employment為地區(qū)就業(yè)人數(shù)，Invent是固定資產(chǎn)投資總額，α取值為0.2，具體可參見施衛(wèi)東和高雅（2013）[26]的計算過程。外商直接投資（FDI）定義為地區(qū)外商直接投資總額與GDP的比率（投資額按美元的當(dāng)年平均匯價折算）。通貨膨脹率（Inflation）定義為地區(qū)消費價格指數(shù)（CPI）的環(huán)比增長率（（本年CPI-上年CPI）/上年CPI）。由于我國改革開放以來，各項規(guī)章制度不斷在調(diào)整、變革，考慮到制度因素可能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來的影響，我們還設(shè)置了年度虛擬變量（Σ Year）加以控制，其中以1990年為基準(zhǔn)年，設(shè)置了1991～2011年共21個年度虛擬變量。

為檢驗假設(shè)2，我們設(shè)定如下多元回歸模型:

在式（2）中，我們在式（1）的基礎(chǔ)上增加了地區(qū)政府干預(yù)程度Government以及地區(qū)政府干預(yù)程度與地區(qū)金融發(fā)展水平的交互項Government×Finance。政府干預(yù)程度是一個隱形指標(biāo)，很難找到一個直接指標(biāo)來度量其大小，因此，發(fā)展經(jīng)濟學(xué)的相關(guān)文獻(xiàn)通常用一個間接指標(biāo)——財政支出占GDP的比率來度量，認(rèn)為這個指標(biāo)大體上能夠衡量政府對經(jīng)濟發(fā)展的干預(yù)程度（張軍和金煜，2005）。[32]本文借鑒林毅夫和陳斌開（2009）、[4]白重恩和錢震杰（2009）、[33]劉瑞明（2012）[34]等的做法，采用各地區(qū)財政支出占其GDP的比率來度量地區(qū)政府干預(yù)程度的強弱。當(dāng)財政支出占GDP的比重越高時，說明政府在加強對經(jīng)濟的干預(yù)，政府會進(jìn)一步加強對其所管控的金融資源等的干預(yù)力度。交互項Government×Finance是用來檢驗在不同的政府干預(yù)程度下地區(qū)金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是否會有顯著差異。根據(jù)假設(shè)2，政府干預(yù)程度越強，金融的資源配置越可能偏離效率最大化的目標(biāo)，出現(xiàn)資源的低效率配置，從而削弱地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用。

四、實證結(jié)果與分析

在實證順序上，首先采用單變量分析和多變量回歸分析，檢驗地區(qū)金融發(fā)展水平提升是否會顯著推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，然后采用單變量分析和多變量回歸分析，檢驗在不同的政府干預(yù)程度下金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用是否會有顯著差異。

（一）地區(qū)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

1.單變量分析

我們以地區(qū)金融發(fā)展水平的中位數(shù)為界把所有觀測值分成較高、較低兩組，然后分別采用平均值差異的雙側(cè)T檢驗和中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗兩種方法，驗證地區(qū)金融發(fā)展水平高低是否會顯著影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。檢驗的結(jié)果如表1所示。

表1 地區(qū)金融發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的單變量分析結(jié)果

從表1中可以看到，在平均值差異的雙側(cè)T檢驗中，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率（IndustryT）的平均值在較高金融發(fā)展水平組是84.7%，在較低金融發(fā)展水平組是78.9%，前者比后者高出5.8%，這個差異在1%的水平上高度顯著。這說明，從三次產(chǎn)業(yè)整體來看，地區(qū)金融發(fā)展水平的高低顯著影響了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級起到了推動作用。具體到地區(qū)金融發(fā)展水平提升對三次產(chǎn)業(yè)中每一個產(chǎn)業(yè)的影響，從表1中可以看到，第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry1）的平均值在較高金融發(fā)展水平組是15.1%，在較低金融發(fā)展水平組是21.0%，前者比后者低了5.9%，這個差異在1%的水平上高度顯著;第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry2）的平均值在較高金融發(fā)展水平組是43.6%，在較低金融發(fā)展水平組是43.3%，前者僅比后者高出0.3%，這個差異非常小也沒能通過顯著性水平檢驗;第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry3）的平均值在較高金融發(fā)展水平組是41.2%，在較低金融發(fā)展水平組是35.6%，前者比后者高出5.6%，這個差異在1%的水平上同樣高度顯著。這些數(shù)據(jù)表明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的推動作用主要表現(xiàn)在第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，地區(qū)金融發(fā)展水平提升推動了國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)比率的下降和第三產(chǎn)業(yè)比率的上升，而對第二產(chǎn)業(yè)的影響并不顯著。在中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗中所得到的結(jié)果與平均值差異的雙側(cè)T檢驗中的結(jié)果是一致的。

總體上說，單變量分析結(jié)果初步支持了本文所提出的假設(shè)1，即地區(qū)金融發(fā)展水平提升能夠推動我國三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級。但是，由于這種分析沒有控制其他的相關(guān)變量，結(jié)果可能存在一定的偏差，因此，對假設(shè)1的更嚴(yán)格檢驗我們還需要看多變量回歸分析。

2.多變量回歸分析

（1）單位根和協(xié)整檢驗

根據(jù)協(xié)整理論，如果時間序列變量要存在協(xié)整關(guān)系，每個變量首先必須是同階單整的，否則得到的回歸結(jié)果是“偽回歸”。表2列出了ADF-Fisher單位根檢驗的詳細(xì)結(jié)果。從表2中可以看到，除了三個變量Industry2，Labor和Technology以外，其他的變量都是平穩(wěn)序列，都通過了顯著性水平檢驗。對于Industry2，Labor和Technology這三個變量，本文采用自然對數(shù)化處理，三個變量取自然對數(shù)后，都轉(zhuǎn)化成了平穩(wěn)序列——LN（Industry2），LN（Labor）和 LN（Technology）都是I（0）單整的平穩(wěn)序列。但是，三個變量取自然對數(shù)后，出現(xiàn)了負(fù)數(shù)，不便于經(jīng)濟解釋，為此在對三個變量取自然對數(shù)后，還加上一個正整數(shù)，從而把負(fù)數(shù)轉(zhuǎn)化為正數(shù)，具體如下:Industry2重新定義為LN（第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率）+3，Labor重新定義為LN（地區(qū)高等學(xué)校畢業(yè)人數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比率）+10，Technology重新定義為LN[（GDP/Employment）×（Employment/Invent）α]+2?？紤]到協(xié)整和多元回歸的需要，文中所有的多變量分析都使用這三個變量的新定義。對變量取自然對數(shù)及添加常數(shù)，并不會改變因變量和解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系——正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系，只是在多元回歸分析中可能會改變系數(shù)估計值的大小（不改變正負(fù)號）以及相應(yīng)的經(jīng)濟解釋，對于我們檢驗本文假設(shè)的正確性不會產(chǎn)生影響。

表2 ADF-Fisher單位根檢驗結(jié)果

通過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，在重新定義相關(guān)變量后，式（1）和式（2）中所涉及的全部變量都已經(jīng)是平穩(wěn)序列，這為協(xié)整檢驗提供了基礎(chǔ)。只有通過協(xié)整檢驗，多元回歸分析才能避免“偽回歸”陷阱。表3是對式（1）中所涉及變量的協(xié)整檢驗，其中，因變量分別用 IndustryT，Industry1，Industry2，Industry3來代替。本文的協(xié)整檢驗方法采用Kao（Engle-Granger Based）的方法，最大滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SIC信息準(zhǔn)則確定為5階，詳細(xì)檢驗結(jié)果見表3所示。從表3中可以看出，在式（1）中采用四個變量中的任何一個作為因變量，與式（1）中其他的自變量之間都存在協(xié)整關(guān)系，并都在1%或5%的水平上顯著。

表3 式（1）中變量的Kao（Engle-Granger Based）協(xié)整檢驗結(jié)果

（2）多變量回歸分析

面板數(shù)據(jù)模型包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，我們需要通過恰當(dāng)?shù)臋z驗來為式（1）選擇合適的模型。我們首先設(shè)置了30個?。ㄊ小^(qū)）的個體虛擬變量，然后采用混合模型進(jìn)行回歸，通過檢驗發(fā)現(xiàn)，個體虛擬變量大多在5%的水平上顯著，因此，可以認(rèn)為式（1）不適合采用混合模型估計參數(shù)。對于選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型估計參數(shù)，通過采用Hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，個體固定效應(yīng)模型更適合于式（1）的參數(shù)估計。①由于篇幅所限，文中未列出混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的檢驗過程。表4是采用個體固定效應(yīng)模型的多變量回歸分析結(jié)果。在表4的回歸分析中采用了Driscoll和Kraay（1998）[35]提供的參數(shù)估計方法，該方法在異方差和序列相關(guān)出現(xiàn)時仍然穩(wěn)健。

表4 地區(qū)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的多變量回歸分析結(jié)果

從表4中可以看到，從三次產(chǎn)業(yè)整體看，無論是在沒有控制相關(guān)變量的模型（1）還是在控制了相關(guān)變量的模型（2），地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率（IndustryT）之間是正相關(guān)的關(guān)系，但是，沒有通過顯著性水平的檢驗。這表明，從三次產(chǎn)業(yè)整體——第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率來看，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有一定的正面影響，但這種影響并不顯著。具體到地區(qū)金融發(fā)展水平提升對三次產(chǎn)業(yè)中每一產(chǎn)業(yè)的影響，從第一產(chǎn)業(yè)看，無論是在沒有控制相關(guān)變量的模型（3）還是在控制了相關(guān)變量的模型（4），地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry1）之間都是負(fù)相關(guān)關(guān)系，同樣這種關(guān)系也沒有通過顯著性水平檢驗。這意味著，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對于減少第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率具有一定的影響，但這種影響并不顯著。從第二產(chǎn)業(yè)看，無論是在沒有控制相關(guān)變量的模型（5）還是在控制了相關(guān)變量的模型（6），地區(qū)金融發(fā)展水平的系數(shù)都在1%的水平上高度顯著為負(fù)。這說明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對于減少第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry2）發(fā)揮了高度顯著的推動作用。從第三產(chǎn)業(yè)看，無論是在沒有控制相關(guān)變量的模型（7）還是在控制了相關(guān)變量的模型（8），地區(qū)金融發(fā)展水平的系數(shù)都在1%的水平上高度顯著為正。這表明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升推動了第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比率（Industry3）的提高，并且這種推動作用是高度顯著的，這與單變量分析的結(jié)果是一致的。

總體上看，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對于減少第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率有著一定的影響，但這種影響并不顯著。地區(qū)金融發(fā)展水平提升減少了第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，增加了第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，這種影響是高度顯著的。這些檢驗結(jié)果表明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升的確能夠推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，使得第一、二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重不斷下降，而第三產(chǎn)業(yè)的比重逐步上升。多變量分析結(jié)果與單變量分析結(jié)果基本一致，驗證了假設(shè)1的正確性。

（二）地區(qū)金融發(fā)展、政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

1.單變量分析

我們首先以地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）的中位數(shù)為分界點把樣本觀測值分成較高、較低兩組，然后又分別在地區(qū)金融發(fā)展水平較高、較低兩組內(nèi)按照政府干預(yù)程度（Government）的中位數(shù)再劃分出政府干預(yù)程度較高、較低兩組，以此來驗證，在不同的政府干預(yù)程度下地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是否有顯著差異。檢驗的方法仍然采用平均值差異的雙側(cè)T檢驗和中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗。具體檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 地區(qū)金融發(fā)展、政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的單變量分析結(jié)果

從表5平均值差異的雙側(cè)T檢驗中可以看到，從三次產(chǎn)業(yè)整體上看，當(dāng)政府干預(yù)程度較低時，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率（IndustryT）的平均值在金融發(fā)展水平較高、較低兩組分別是 85.9%、78.7%，前者比后者高出7.2%，這一差值在1%的水平上高度顯著，這表明，較高的地區(qū)金融發(fā)展水平推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。當(dāng)政府干預(yù)程度較高時，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率（IndustryT）的平均值在金融發(fā)展水平較高、較低兩組分別是83.9%、79.2%，前者比后者高出4.7%，這一差值同樣在1%的水平上高度顯著。對比不同的政府干預(yù)程度下地區(qū)金融發(fā)展水平較高、較低兩組的IndustryT平均值的差值，可以發(fā)現(xiàn)非常明顯的差別，較低的政府干預(yù)程度下差值是7.2%，較高的政府干預(yù)程度下差值是4.7%。這說明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升的確推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，但是，較強的政府干預(yù)削弱了地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動作用。具體到第一、二、三產(chǎn)業(yè)上看，在政府干預(yù)程度較低時，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率在較高金融發(fā)展水平組上的平均值高出較低金融發(fā)展水平組的平均值的差值分別是-7.1%、1.5%、5.7%，在政府干預(yù)程度較高時，相應(yīng)高出的平均值差值分別是-5.0%、0.5%、4.2%，差值的絕對值全部縮小了。可以看出，政府干預(yù)程度的增強，縮小了地區(qū)金融發(fā)展水平較高、較低兩組在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面的差異，這就表明，政府干預(yù)程度的增強會削弱地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動作用。表5的中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗與平均值差異的雙側(cè)T檢驗得到的檢驗結(jié)果是一致的。單變量分析初步驗證了假設(shè)2的正確性，但由于沒控制其他變量的影響，結(jié)果可能有一定偏差，假設(shè)2的嚴(yán)格檢驗還需要看多變量回歸分析。

2.多變量回歸分析

為驗證假設(shè)2，我們在式（1）的基礎(chǔ)上增加了兩個變量——政府干預(yù)程度Government和政府干預(yù)程度與地區(qū)金融發(fā)展水平的交互項Government×Finance放入式（2）中。經(jīng)單位根檢驗，式（2）中所有變量都是I（0）單整的平穩(wěn)序列，詳細(xì)結(jié)果見表2所示。同樣，我們還對式（2）的變量進(jìn)行了協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗方法與上文相同。協(xié)整檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，式（2）分別以IndustryT，Industry1，Industry2，Industry3 做因變量時，與式（2）中所列其他自變量之間存在協(xié)整關(guān)系，這種協(xié)整關(guān)系都在1%的水平上高度顯著。

與上文類似，我們通過設(shè)置個體虛擬變量方法、Hausman檢驗方法，發(fā)現(xiàn)式（2）更適合采用個體固定效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計。①由于篇幅所限，文中未列出詳細(xì)的協(xié)整檢驗結(jié)果以及混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果。表6是地區(qū)金融發(fā)展、政府干預(yù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸分析結(jié)果。表6的回歸分析仍然采用了 Driscoll和Kraay（1998）[35]提供的參數(shù)估計方法，該方法在異方差和序列相關(guān)出現(xiàn)時仍然穩(wěn)健。通過表6的模型（1）中可以看到，從三次行業(yè)整體上看，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率（IndustryT）是正相關(guān)關(guān)系，這種關(guān)系在1%的水平上高度顯著。這表明，從三次產(chǎn)業(yè)整體——第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率來看，地區(qū)金融發(fā)展水平提升顯著地推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。交互項Government×Finance系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這說明，政府干預(yù)程度越強，地區(qū)金融發(fā)展水平提升越難以提高第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用越會受到削弱。這是因為，過強的政府干預(yù)會影響金融的資源配置功能，導(dǎo)致金融的資源配置偏離最優(yōu)化目標(biāo)，出現(xiàn)資源配置的低效率。

表6中的模型（2）、模型（3）和模型（4）分別檢驗了在不同的政府干預(yù)程度下地區(qū)金融發(fā)展水平提升對三次產(chǎn)業(yè)中每一產(chǎn)業(yè)的具體影響。在模型（2）中，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry1）是顯著負(fù)相關(guān)的，地區(qū)金融發(fā)展水平提升降低了第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在模型（2）中，交互項Government×Finance系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升在降低第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率的過程中，會受到政府干預(yù)的顯著影響，政府干預(yù)程度越強，地區(qū)金融發(fā)展水平提升越難以降低第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，其對第一產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用越會受到削弱。在模型（3）中，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry2）是顯著負(fù)相關(guān)的，地區(qū)金融發(fā)展水平提升降低了第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在模型（3）中，交互項Government×Finance系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，這說明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升在降低第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率的過程中，受到了政府干預(yù)的顯著影響，政府干預(yù)程度越強，地區(qū)金融發(fā)展水平提升越會降低第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，政府干預(yù)在這起到了正面作用。這與假設(shè)2存在矛盾，這很可能是因為我國政府在20世紀(jì)90年代后逐步加強了對金融市場的監(jiān)管，同時國企改革轉(zhuǎn)向建立現(xiàn)代企業(yè)制度階段，金融資源對國有企業(yè)的過度傾斜得到一定程度的糾正，對于那些經(jīng)營不善的國有企業(yè)，金融機構(gòu)減少了對它們的貸款，政府也允許它們破產(chǎn)或轉(zhuǎn)讓，眾多從事第二產(chǎn)業(yè)的國有企業(yè)受此影響，使金融對第二產(chǎn)業(yè)的資源配置功能得到一定程度的優(yōu)化。在模型（4）中，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry3）是顯著正相關(guān)的，通過了1%的顯著性水平檢驗，這表明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升提高了第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。在模型（4）中，交互項 Government×Finance系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這意味著，地區(qū)金融發(fā)展水平提升在提高第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比率的過程中，受到了政府干預(yù)的顯著影響，政府干預(yù)程度越強，地區(qū)金融發(fā)展水平提升越難以提高第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比率，其對第三產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用越會受到削弱。

表6 地區(qū)金融發(fā)展、政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的多變量回歸分析結(jié)果

注:*、＊＊、＊＊＊分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著;括號內(nèi)的值是T統(tǒng)計量。

通過比較表6和表4還發(fā)現(xiàn)，式（2）在式（1）的基礎(chǔ)上增加政府干預(yù)程度（Government）、政府干預(yù)程度與金融發(fā)展水平的交互項（Government×Finance）兩個變量后，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry2）的負(fù)相關(guān)關(guān)系、與第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry3）的正相關(guān)關(guān)系仍然在1%的水平上高度顯著。但是，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率（IndustryT）的正相關(guān)關(guān)系，從表4的模型（1）、模型（2）中的不顯著變成了表6模型（1）中的高度顯著，地區(qū)金融發(fā)展水平（Finance）與第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率（Industry1）的負(fù)相關(guān)關(guān)系，從表4的模型（3）、模型（4）中的不顯著變成了表6模型（2）中的高度顯著。這表明，在控制了政府干預(yù)程度及其交互項后，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對三次產(chǎn)業(yè)整體及第一產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用由原來的不顯著變成了高度顯著。這回應(yīng)了部分文獻(xiàn)的說法，認(rèn)為中國金融系統(tǒng)由于結(jié)構(gòu)和功能的單一性可能導(dǎo)致其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響十分有限（曾國平和王燕飛，2007），[5]本文的實證證據(jù)表明，金融系統(tǒng)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的有限影響可能是因為過強的政府干預(yù)影響了金融系統(tǒng)對資源的有效配置，從而使得地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用沒有統(tǒng)計上的顯著表現(xiàn)。

五、穩(wěn)健性檢驗

第一，地區(qū)金融發(fā)展水平、政府干預(yù)程度的其他替代變量。地區(qū)金融發(fā)展水平、政府干預(yù)程度在本文的假設(shè)檢驗中相當(dāng)重要，是兩個關(guān)鍵變量。張璟和沈坤榮（2008）認(rèn)為使用地區(qū)金融結(jié)構(gòu)的存貸款余額之和占GDP的比率能夠較好度量地區(qū)金融發(fā)展水平，比率越高，說明地區(qū)金融發(fā)展水平越高。本文用地區(qū)金融結(jié)構(gòu)的存貸款余額之和占GDP的比率來重新度量地區(qū)金融發(fā)展水平，以此來重新檢驗表1、表4、表5和表6的結(jié)果，檢驗結(jié)果沒有太大差異。潘紅波、夏新平和余明桂（2008）[36]認(rèn)為可以用財政赤字來度量政府干預(yù)程度，財政赤字越高，政府干預(yù)企業(yè)、干預(yù)經(jīng)濟的動機越強。本文使用財政赤字占GDP的比重來度量政府干預(yù)程度，以此來重新檢驗表5和表6的結(jié)果，檢驗結(jié)果與表5和表6基本一致。

第二，地區(qū)金融發(fā)展水平的內(nèi)生性檢驗。金融發(fā)展水平有可能內(nèi)生于一些我們未能控制的外部經(jīng)濟因素，從而導(dǎo)致模型遺漏變量，另外也有文獻(xiàn)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同樣會影響金融發(fā)展水平（范方志和張立軍，2003），[37]從而導(dǎo)致模型的因變量和自變量存在互為因果關(guān)系，這些都可能引起模型的內(nèi)生性問題，使得參數(shù)估計出現(xiàn)偏誤。為了降低可能的內(nèi)生性影響，本文使用地區(qū)金融發(fā)展水平的滯后一期、滯后兩期作為工具變量，對式（1）和式（2）采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行回歸，重新檢驗了表4和表6的結(jié)果。檢驗結(jié)果基本沒有變化。

六、結(jié)論與政策啟示

本文使用1990～2011年的省級面板數(shù)據(jù)，理論分析和實證檢驗了兩個問題:一是地區(qū)金融發(fā)展水平提升能否優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);二是不同的政府干預(yù)程度下地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用是否有顯著差異。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，從三次產(chǎn)業(yè)整體上看，地區(qū)金融發(fā)展水平提升顯著地提高了第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率，優(yōu)化了三次產(chǎn)業(yè)的比率結(jié)構(gòu)，同時還發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)程度越強，地區(qū)金融發(fā)展水平提升越難以提高第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用越會受到削弱;具體到對三次產(chǎn)業(yè)中每一產(chǎn)業(yè)的影響，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，地區(qū)金融發(fā)展水平提升分別降低了第一、二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，提高了第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，有助于促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由“二三一”結(jié)構(gòu)向“三二一”結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化，同時還發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)程度越強，地區(qū)金融發(fā)展水平提升越難以降低第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率及提高第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率，地區(qū)金融發(fā)展對第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用越會受到削弱，但是，沒有證據(jù)表明政府干預(yù)程度的增強影響到了地區(qū)金融發(fā)展水平提升對第二產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用。

本文實證檢驗結(jié)果表明，在我國地區(qū)金融發(fā)展水平的提升能夠顯著地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，但是，政府干預(yù)的影響使得地區(qū)金融發(fā)展水平提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用受到削弱，這主要體現(xiàn)在第一、三產(chǎn)業(yè)。這其實與我國長期的產(chǎn)業(yè)政策是相吻合的，我國政府長期以來實行“重工輕農(nóng)”政策，大量資源——包括金融資源更多地流向了城市、流向了工業(yè)生產(chǎn)，而在廣大農(nóng)村，由于缺乏必要的資金、政策支持，農(nóng)村大量富余勞動力無法及時向工業(yè)、服務(wù)業(yè)等產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，延緩了第一產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的步伐。另一方面，受到政府干預(yù)的影響，我國以國有銀行為主導(dǎo)的金融體系對國有企業(yè)和民營企業(yè)實行有差別的信貸政策，廣泛分布于第三產(chǎn)業(yè)的民營企業(yè)由于缺乏資金，難以擴大生產(chǎn)規(guī)模，同時也弱化了有效應(yīng)對各種風(fēng)險的能力，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到一定制約。本文的實證證據(jù)可以帶來兩方面的重要政策啟示:一是我國有必要進(jìn)一步深化金融體制的市場化改革，通過優(yōu)化金融的資源配置功能，提升各地區(qū)的金融發(fā)展水平，從而進(jìn)一步推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級;二是政府對金融的干預(yù)要遵循市場化規(guī)律，避免因為政府干預(yù)而動搖金融市場在金融資源配置中的基礎(chǔ)性地位，取消金融機構(gòu)違背市場競爭原則的信貸歧視政策，如對民營企業(yè)的信貸歧視。

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