廉　龍　劉　燕　代　斌

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政府干預(yù)視角下金融支持產(chǎn)業(yè)升級的門檻效應(yīng)研究*

廉龍劉燕代斌

摘要：結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型是當(dāng)前我國面臨的主要問題，在研究金融支持對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的基礎(chǔ)上，將政府干預(yù)因素納入研究框架。選取1990—2013年的各省數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型和面板門檻模型估計，驗證在不同政府干預(yù)條件下，金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)升級的非線性關(guān)聯(lián)。實證結(jié)果表明，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)升級影響存在明顯的門檻效應(yīng)，在較低的政府干預(yù)強度下，金融發(fā)展顯著促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，促進效果隨著政府干預(yù)程度的提高而增強，但是在政府過度干預(yù)的情況下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)升級的促進作用明顯減弱，政府干預(yù)對于金融支持產(chǎn)業(yè)升級的影響效應(yīng)整體呈現(xiàn)拋物線趨勢。

關(guān)鍵詞：政府干預(yù)；金融發(fā)展；產(chǎn)業(yè)升級

一、研究背景

2008年金融危機之后，國際主要經(jīng)濟實體復(fù)蘇乏力，新興經(jīng)濟實體的經(jīng)濟增速放緩，我國經(jīng)濟增速也在波折中持續(xù)下降。尤其是2014年以來，我國經(jīng)濟承受著較大的下行壓力。無論是GDP增速、CPI水平、投資規(guī)模、發(fā)電量等實體經(jīng)濟指標(biāo)，或者是社會融資規(guī)模、利率等金融指標(biāo)，中國宏觀經(jīng)濟都顯示低位增長態(tài)勢。在這一背景下，中國經(jīng)濟發(fā)展進入“新常態(tài)”。進入新常態(tài)經(jīng)濟階段，需要繼續(xù)深化改革，破除體制機制障礙，優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，切實提高我國經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在潛力。產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級是經(jīng)濟發(fā)展中核心的問題，研究我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動力問題對于我國當(dāng)前調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與轉(zhuǎn)變增長方式具有重要的借鑒意義。

在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中，金融發(fā)展起到了不可替代的作用，國內(nèi)外對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的研究文獻較多，大部分學(xué)者研究表明金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有促進作用。Tadesse（2007）研究得出技術(shù)進步和金融中介兩者之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且共同促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級。Keith E. Maskus & Rebecca Neumann（2012）通過分析OECD國家14年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，各國的金融發(fā)展是產(chǎn)業(yè)研發(fā)強度的重要因素。奠強，張一林，林毅夫（2014）研究指出，隨著我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，金融市場的重要性逐步明顯，金融市場的成熟和完善為產(chǎn)業(yè)的調(diào)整提供了更有力的支持。鄧光亞和唐天偉（2010）采用VAR模型分析發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與金融發(fā)展存在著長期的均衡關(guān)系，但是兩者之間并未實現(xiàn)互動發(fā)展。王春麗和宋連方（2011）利用中國31個省市面板數(shù)據(jù)模型，實證研究了金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響。此外，馬智利和周翔宇（2008），史諾平，廖進中（2010）的研究也得出相同結(jié)論。但是也有部分學(xué)者得出了不同的結(jié)論，曾國平和王燕飛（2007）從實證和理論兩方面探討了金融發(fā)展和中觀層面的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷之間的作用機制，認(rèn)為我國金融發(fā)展模式扭曲，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷表現(xiàn)出了異常的影響。王定祥，吳代紅，王小華（2013）研究發(fā)現(xiàn)，中國金融發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用明顯有長期性與時滯性，1978—2010年間，金融規(guī)模擴大、發(fā)展結(jié)構(gòu)改善和發(fā)展效率提高有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，但抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的互動發(fā)展機制尚未形成。王勛（2013）分析不同收入水平的國家數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)和偏好工業(yè)部門發(fā)展的國家，金融抑制是結(jié)構(gòu)失衡的重要因素。

但是目前我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展模式，主要是在地方政府主導(dǎo)下，通過地方投融資形成區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，政府干預(yù)構(gòu)成了產(chǎn)業(yè)調(diào)整重要的外部條件。目前政府干預(yù)的作用機制存在較大爭議，“市場失靈”和“政府失靈”兩種學(xué)說均大量存在。但是金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級調(diào)整影響的研究，國內(nèi)學(xué)者大多借鑒西方經(jīng)濟學(xué)理論展開實證分析，鮮有對我國特色制度因素的考量，故而得出的結(jié)論難免會有片面性。本文在梳理國內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，將政府干預(yù)納入研究框架，采用動態(tài)面板模型和面板門限模型，擬解決以下兩個問題：第一，我國金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是否具有促進作用？第二，在政府干預(yù)因素制約條件下，金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是否存在差異性影響？

二、研究機理及假設(shè)提出

（一）金融促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用機制

金融作為經(jīng)濟發(fā)展中重要的調(diào)整因素，在產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級趨勢中起到了不可或缺的作用。金融作為資源配置的非物質(zhì)資源，可以降低產(chǎn)業(yè)間信息交易的成本，為產(chǎn)業(yè)間的投融資提供便利，加快儲蓄向投資的轉(zhuǎn)變，為經(jīng)濟發(fā)展構(gòu)建了良好的融資環(huán)境。金融發(fā)展程度的加深，可以改善區(qū)域市場的供需情況，并通過宏觀政策方向?qū)τ趨^(qū)域的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)進行重點扶持，加快地區(qū)的產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的節(jié)奏。在我國金融分業(yè)經(jīng)營環(huán)境下，主要通過直接和間接地融資來促進產(chǎn)業(yè)升級。

間接融資為主的信貸市場對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響主要是通過商業(yè)性貸款和政策補貼信貸來實現(xiàn)，其中商業(yè)性貸款主要包括生產(chǎn)貸款和消費性貸款兩種方式通過改善市場的供需狀況來影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，生產(chǎn)性貸款從供給方面調(diào)整增量資金在各微觀主體的分配，進而為高級化產(chǎn)業(yè)提供資金便利，消費信貸是通過支持個人跨時期消費來影響現(xiàn)在與未來的消費比重，從需求層面促進產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化調(diào)整。此外，金融發(fā)展程度的提高，可以借助區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策和正負(fù)財政政策調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)間的資本流動，引導(dǎo)資金流向政策扶持的重點行業(yè)，從而促進區(qū)域主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使得現(xiàn)有的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化，促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)間資源的合理配置和提高當(dāng)?shù)氐膭趧由a(chǎn)率。

直接融資層面包括市場性支持和政策性調(diào)整兩個方面，其中市場性融資支持主要是在資本市場調(diào)控，通過一級市場的證券發(fā)行和二級市場的證券交易為微觀主體提供資金支持。一級市場主要是發(fā)行債券和股票，企業(yè)籌集資金的同時，可以依靠市場的自主調(diào)節(jié)機制，將籌集資本主要流向發(fā)展?jié)摿α己?、?jīng)營效率較高的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)中區(qū)；二級市場主要是依靠企業(yè)重組并購方式調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，逐漸淘汰產(chǎn)能過剩、效率低下的產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化資源配置，促進產(chǎn)業(yè)的高級化發(fā)展。資本市場的中小板可以為處于產(chǎn)業(yè)化初期的中小企業(yè)和高新科技產(chǎn)業(yè)進行資金配置，為風(fēng)險流入高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供良好的平臺，所以完善的多層次的資本市場能夠滿足資金需求方對于資金的多方需求，并未資金供給方提供良好的金融服務(wù)，切實提高資源配置效率。在政策性調(diào)整方面，直接融資支持可以通過市場監(jiān)管、市場準(zhǔn)入或者政府成立引導(dǎo)性投資控股基金進而推動對特定具有自主技術(shù)產(chǎn)權(quán)、成長潛力較好的企業(yè)進行定向資本支持，進而對產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級提供政策支持。

（二）政府干預(yù)對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展的作用機制

自從1980年開始的財政分權(quán)改革后，地方政府對于當(dāng)?shù)氐呢斦?、金融、自然資源以及政策法規(guī)的制定等方面有了較大的自主控制權(quán)，所以地方政府可以通過手中掌握的各種經(jīng)濟資源在各個方面通過不同方式對企業(yè)行為進行干預(yù)。與此同時，盡管改革開放以來，我國市場經(jīng)濟進一步深化，我國企業(yè)擁有自主的市場行為和經(jīng)營決策，但是政府對于地方經(jīng)濟資源和政策法規(guī)具有絕對控制力，這導(dǎo)致微觀主體在參與產(chǎn)業(yè)升級中，都離不開政府給予的補貼等一系列的政策支持。

新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學(xué)家指出，發(fā)展中國家的政府干預(yù)能夠在推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級過程中發(fā)揮積極的促進作用。首先，企業(yè)技術(shù)和產(chǎn)業(yè)的選擇主要取決于資本、勞動和資源的相對成本價格，只有在相對價格充分反映出生產(chǎn)要素相對稀缺性時候，企業(yè)才會選擇具有比較優(yōu)勢的生產(chǎn)要素。但是這種情況的條件是要素市場和產(chǎn)品市場的充分競爭，但是發(fā)展中國家很難做到完全競爭機制，所以這必須要求政府對于市場制度進行有效引導(dǎo)，以促進要素和產(chǎn)品市場的有序競爭。其次，政府重點扶持地區(qū)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，借助其關(guān)聯(lián)效應(yīng)促進前向和后向產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，進而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。政府可以通過制度創(chuàng)新、戰(zhàn)略調(diào)整、政策引導(dǎo)等各種途徑促進產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提高，從而引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向更優(yōu)化的方向轉(zhuǎn)變。最后，政府可以通過財政政策來對于產(chǎn)業(yè)進行保護，促進經(jīng)濟安全和長遠(yuǎn)發(fā)展。政府往往采取強有力的產(chǎn)業(yè)保護措施來保證地區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的成長，并且這種保護政策也會對于成長初期的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)保駕護航。

但是政府干預(yù)對于產(chǎn)業(yè)升級的影響存在一定的局限性，政府主導(dǎo)自然資源和生產(chǎn)要素的配置，并且政府將自然資源用于經(jīng)濟建設(shè)領(lǐng)域而非公共服務(wù)領(lǐng)域，這導(dǎo)致政府在經(jīng)濟發(fā)展中充當(dāng)了建設(shè)主體和投資主體，從而構(gòu)成了政府主導(dǎo)經(jīng)濟發(fā)展的模式。政府過度干預(yù)會導(dǎo)致“政府失靈”，即地方政府對于非公共產(chǎn)品市場的不當(dāng)干預(yù)，最終會扭曲市場價格機制，導(dǎo)致市場競爭秩序的紊亂。地方政府在引導(dǎo)轄內(nèi)經(jīng)濟運行過程中，往往會更多地扶持當(dāng)?shù)氐膰衅髽I(yè)和政府科研機構(gòu)，但是事實表示依賴各種形式的補貼和廉價生產(chǎn)要素獲得發(fā)展，僅僅是增長率，但損失的是效率。此外，政府的尋租行為會導(dǎo)致資源的浪費和交易費用的增加，地方政府之間的“錦標(biāo)賽”式的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和投資也是如此，所以政府的不當(dāng)干預(yù)會導(dǎo)致經(jīng)濟粗放式的發(fā)展，不利于產(chǎn)業(yè)的調(diào)整升級。

盡管在市場經(jīng)濟調(diào)節(jié)體制下，我國金融交易的主體在制度上已經(jīng)自主化，但是地方政府對于轄區(qū)內(nèi)金融資源的還是具有較強的影響力，政府可以通過對轄內(nèi)商業(yè)銀行的貸款行為和貸款方式進行干預(yù)和指導(dǎo)來控制投融資的方向。一方面，銀行是企業(yè)經(jīng)營的和固定資產(chǎn)投資的主要資金來源，各地政府對于當(dāng)?shù)厣虡I(yè)銀行具有較強的控制力度，尤其是國有銀行和地方法人機構(gòu)受到當(dāng)?shù)卣挠绊戄^大。另一方面，地方政府可以為特定的目標(biāo)企業(yè)提供融資便利，通過向地方商業(yè)銀行制造政策壓力，促使轄內(nèi)銀行向該領(lǐng)域的企業(yè)提供資金支持，從而形成了政府推動型關(guān)系融資制度。因此可以發(fā)現(xiàn)，金融體系更多是作為政府主導(dǎo)地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展的工具，為符合政府利益的產(chǎn)業(yè)提供融資便利，難以發(fā)揮其本身甄別產(chǎn)業(yè)的能力。

綜合前文的綜述、現(xiàn)狀和理論分析，提出兩個有待檢驗的假設(shè)：

假設(shè)1：金融發(fā)展水平的提高有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

假設(shè)2：金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的支持作用受到政府干預(yù)的約束，在不同的政府干預(yù)程度下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用效果存在差異。

三、模型設(shè)定及變量選取

（一）建立面板GMM模型驗證假設(shè)一

根據(jù)經(jīng)濟理論研究和現(xiàn)實經(jīng)驗可知，產(chǎn)業(yè)升級是一個連續(xù)動態(tài)的過程，是經(jīng)濟深化改革的動態(tài)演化的結(jié)果，因此在設(shè)定模型時候有必要引入變量的滯后項?；诖耍瑸轵炞C本文的第一個假設(shè)，本文通過建立動態(tài)面板模型，即面板GMM模型來驗證金融發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)升級的動態(tài)影響關(guān)系，具體設(shè)定如下：

其中，?i是常數(shù)項，εit是隨機擾動項，struit是本文的主要解釋變量，即產(chǎn)業(yè)高級化指標(biāo)，firit是金融發(fā)展水平，govit、fdiit、eduit、rgdpit、infit是本文的控制變量，此外模型還包括動態(tài)面板模型中被解釋變量的滯后項，分別是滯后一期和滯后二期，模型研究的θ2重點是在控制其他相關(guān)變量的條件下，系數(shù)θ2的正負(fù)以及顯著性，驗證的是金融發(fā)展是否能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)高級化。

（二）建立面板門檻模型驗證假設(shè)二

為驗證在政府約束條件下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)升級的非線性影響，本文選取面板門檻模型（Threshold Panel Regression Mold）來驗證第二個假設(shè)條件。該模型是由Hansen（1999）提出，該模型自提出就受到國內(nèi)外學(xué)者的重視，并在各個領(lǐng)域受到廣泛應(yīng)用。面板門檻模型的建模原理如下：

其中，yit是門檻模型的主要被解釋變量，yit為p×1階解釋變量，qit是選定的門檻變量，εit～iid，N（0，σ2）為模型的隨機誤差項。面板門檻模型主要是系統(tǒng)內(nèi)生確定模型的門檻值，即對樣本內(nèi)生性分組，確定門檻變量的轉(zhuǎn)折點，然后再針對不同組別的變量進行估計，驗證不同約束條件下，解釋變量對于因變量的作用程度?；诖耍疚慕⒄s束下金融影響產(chǎn)業(yè)升級的面板門檻模型如下：

其中，門檻變量為govit，門檻依賴變量為fdiit，其他的為控制變量，模型研究的重點為：在不同的門檻值下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)升級的影響是否存在差異，即上式中β2和β2的顯著性和數(shù)值是否有所不同。

（三）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.產(chǎn)業(yè)高級化指標(biāo)。根據(jù)配第-克拉克定理可知，隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展，人均收入的提高，產(chǎn)業(yè)發(fā)展的演化趨勢主要表現(xiàn)為第二、三產(chǎn)業(yè)相對于農(nóng)業(yè)在GDP的比重的不斷增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化表示在國民經(jīng)濟核算中主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的有序合理更替，第三產(chǎn)業(yè)的比重最終會超過第一和第二產(chǎn)業(yè)。因此，本文選擇第三產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員占整體從業(yè)人員的比重作為本文的產(chǎn)業(yè)高級化指標(biāo)。

根據(jù)研究成果，對區(qū)域內(nèi)274口井重新評價，提升油層40口井51層117.3m，有效厚度66.9m，提升差油層82口井160層331.3m，提升油水同層18口井20層47.2m；確立有利井位4個，且在新完鉆井中均獲得工業(yè)油流。

2.金融發(fā)展指標(biāo)。Goldsmith在衡量不同地區(qū)發(fā)展水平時，提出了經(jīng)典的金融相關(guān)比例指標(biāo)，將各地區(qū)的全部金融資產(chǎn)與國民財富的比值，作為衡量一個國家和地區(qū)的金融總量的替代指標(biāo)。而金融發(fā)展主要是通過資金的供給來影響不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，考慮到中國屬于銀行主導(dǎo)型金融體制，同時由于各省份的實際利率、廣義貨幣供應(yīng)量以及金融市場發(fā)展指標(biāo)等數(shù)據(jù)無法獲取等因素，本文選取各地區(qū)的存款和貸款余額與當(dāng)?shù)貒鴥?nèi)生產(chǎn)總值的比例來表明各個省份的金融發(fā)展程度。具體公式如下：

3.政府干預(yù)指標(biāo)。國內(nèi)學(xué)者用不同指標(biāo)對地方政府干預(yù)程度進行了衡量（嚴(yán)冀等，2005；沈能等，2006）。通過梳理現(xiàn)有研究和現(xiàn)實考量，本文則選取了地方財政支出占當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比例來衡量該地區(qū)的地方政府干預(yù)程度。選取該指標(biāo)主要是由于政府干預(yù)是隱形，無法獲取直接反映地方政府干預(yù)程度的指標(biāo)，并且地方政府干預(yù)的動機主要來自于政治晉升壓力和財政收支壓力兩個方面，因此本文選取財政支出比重作為模型的門檻變量，即政府干預(yù)程度。

4.控制變量。本文選取外資依存度、人均受教育程度、經(jīng)濟增速、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)作為模型的控制變量。其中外資依存度是各省直接利用外商投資與GDP的比值，人均受教育程度借鑒楊文舉（2006）的做法，根據(jù)受教育程度的不同賦予從業(yè)人員不同權(quán)重：文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上分別為2年、6年、9年、12年和16年，1990—2004年數(shù)據(jù)來自李秀敏（2007），2005—2012年受教育年限數(shù)據(jù)在此基礎(chǔ)上進行推算。經(jīng)濟增速是各省各年份國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增速，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)指標(biāo)是各年不同省份公路里程占總?cè)丝诘谋壤?/p>

為保證數(shù)據(jù)口徑的一致，本文選取中國大陸除重慶外的30個?。ㄊ?、自治區(qū)）為研究對象，時間跨度是1990—2013年。除特別指出外，本文數(shù)據(jù)來源均為《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、1990—2013年《中國統(tǒng)計年鑒》、各年各省份《統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》以及《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

四、實證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述

本文實證檢驗分為兩個部分，首先，采用動態(tài)面板GMM模型驗證金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動態(tài)影像；其次，采取面板門檻模型驗證在不同程度的政府干預(yù)程度下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響差異。在實證檢驗之前，本文對于模型的主要變量進行統(tǒng)計描述，并調(diào)整了各變量的離群值，如表1所示。

（二）金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的實證檢驗

由表2可以看到，無論是固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型還是動態(tài)面板模型，金融發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)都通過顯著性檢驗。在固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)面板線性回歸結(jié)果中，金融發(fā)展指標(biāo)提高提高1個百分點，產(chǎn)業(yè)升級變動約0.03個百分點，且在5%水平下顯著。在動態(tài)面板GMM估計結(jié)果中，雖然金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)有所下降，但是也在5%水平下顯著，實證結(jié)果很好地證明了本文的第一個假設(shè)，即我國的金融發(fā)展顯著地促進了各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。這說明，我國金融發(fā)展可以促進區(qū)域儲蓄向投資轉(zhuǎn)化，降低信息交易成本，為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級提供融資支持，加快金融發(fā)展，可以加強對于資金流向的指導(dǎo)，切實改善產(chǎn)業(yè)優(yōu)化領(lǐng)域的投資結(jié)構(gòu)，形成穩(wěn)定的金融運行環(huán)境，進而促進產(chǎn)業(yè)的調(diào)整優(yōu)化。

表1　變量的描述統(tǒng)計

表2　金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的實證檢驗

實證結(jié)果顯示，外資依存度對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有顯著的促進作用，說明外商直接投資對于本土經(jīng)濟帶來了資金和技術(shù)的支持，可以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從勞動密集型為主到資本密集型為主的順利升級。人均受教育程度的提高也顯著促進了產(chǎn)業(yè)升級，說明一個地區(qū)人力資本水平的提高可以帶來其他生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)間的配置和轉(zhuǎn)移，提高產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)換速度，進而提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，這與（冉茂盛、毛占賓，2008）的研究一致。政府干預(yù)指標(biāo)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響在固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)和GMM估計下系數(shù)分別為-0.0017、0.01405和0.0046，但都沒有通過顯著性檢驗，這說明我國政府干預(yù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并不簡單的是線性關(guān)系，政府支出比例的擴大并沒有有效地促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級。經(jīng)濟增速指標(biāo)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)在固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)中沒有通過顯著性檢驗，但是在動態(tài)面板模型估計結(jié)果中，經(jīng)濟增速對于產(chǎn)業(yè)升級的影響顯著為負(fù)，這說明我國的區(qū)域經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的不匹配發(fā)展，地方經(jīng)濟增長還是主要依賴于勞動密集型出口以及房地產(chǎn)業(yè)的拉動，大量高能耗、高污染、高排放和低效率的產(chǎn)業(yè)，制約了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整以及新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?；A(chǔ)建設(shè)指標(biāo)對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)顯著為正，說明加強區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為產(chǎn)業(yè)優(yōu)化發(fā)展提供了良好的物質(zhì)基礎(chǔ)，為產(chǎn)業(yè)升級帶來了交通和基礎(chǔ)設(shè)施便利。此外，通過動態(tài)面板模型估計結(jié)果可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是一個動態(tài)演變過程，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的滯后一期和滯后二期對于當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)存在顯著的正向影響。

（三）政府干預(yù)約束下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)升級的差異性影響

在驗證本文第一個假設(shè)條件下，本文通過建立面板門檻模型來驗證在不同政府約束條件下，金融發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響是否存在差異。建立面板門檻模型首先需要判斷模型的門檻數(shù)量，本文選擇F統(tǒng)計量進行檢驗，并選取自助取樣法（bootstrap）來獲得門檻值的置信區(qū)間，在STATA12中自助抽樣500次的檢驗結(jié)果如表3所示：

表3　門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

通過門檻效應(yīng)結(jié)果可以看出，在單一門檻和雙重門檻的驗證下，F(xiàn)統(tǒng)計量都通過顯著性檢驗，說明模型至少存在兩個門檻值，因此本文建立雙重門檻模型來檢驗假設(shè)，模型設(shè)定如下：

根據(jù)Hansen的面板門檻模型檢驗方法，本文將實證模型分為三個區(qū)間，分別在政府干預(yù)govit≤γ1、γ1＜govit≤γ2和govit＞γ2三個組別中進行估計，以驗證在不同區(qū)間內(nèi)，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)升級的影響。

驗證模型存在兩個門檻值的基礎(chǔ)上，本文方法構(gòu)造了似然比統(tǒng)計量（Likelihood Ratio Statistic）來系統(tǒng)內(nèi)抽樣確定模型門檻值，具體如下：

根據(jù)門檻模型設(shè)定，當(dāng)LR（γ）趨近于零時候，拒絕原假設(shè)，當(dāng)LR（γ）接近零的點就是本文確定的門檻值，對樣本抽樣500次的LR趨勢圖如下：

圖1為單一門檻的LR圖，縱坐標(biāo)為LR趨勢變化，橫坐標(biāo)為門檻變量政府干預(yù)的取值范圍，LR接近于零的值就是模型回歸的轉(zhuǎn)折點，由圖1可以判斷第一個門檻值的置信范圍為［0.206，0.210］，經(jīng)測算，當(dāng)政府干預(yù)指標(biāo)達到0.208時候，LR值為0，由此本文判定模型的第一個門檻為0.208。在給定第一個門檻基礎(chǔ)上，對于模型進行重新抽樣，雙重門檻的LR趨勢圖如圖2所示。

圖1　單一門檻LR值

圖2　雙重門檻LR值

由圖2看出，模型的第二個門檻值的置信區(qū)間在［0.146，0.165］之間，當(dāng)政府干預(yù)在0.149時，LR值為零，所以模型第二個門檻值為0.149。

在確定了門檻數(shù)量和門檻值的基礎(chǔ)上，本文通過門檻模型估計在不同區(qū)間內(nèi)，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響關(guān)系，為更直觀的分析，本文將固定效應(yīng)估計結(jié)果與門檻模型估計結(jié)果進行對比討論，結(jié)果如表4所示。

本文關(guān)注的重點是，在不同政府干預(yù)的約束下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的影響。在面板門檻模型估計中，我們可以看到金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間并不是簡單的線性影響關(guān)系，而是存在著非線性影響機制。在政府干預(yù)程度位于0.149之下時，金融發(fā)展顯著促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，且金融發(fā)展程度變動1個百分點，會帶動產(chǎn)業(yè)高級化程度變動0.0265個百分點，在政府干預(yù)達到0.149之上時，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響程度顯著增強，當(dāng)金融發(fā)展變動1個百分點，會引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度變動0.0329個百分點。但是，隨著政府干預(yù)程度的進一步提高，金融支持對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響卻逐漸變?nèi)?，?.0329逐漸降至0.0240，雖然影響系數(shù)為正，并且在5%的水平上顯著，但是影響作用顯著下降，甚至低于第一區(qū)間的0.0265。這很好的證明了本文的第二個假設(shè)，在不同政府干預(yù)程度下，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響效果存在著差異，實證檢驗得出這種差異呈現(xiàn)拋物線趨勢，如圖3所示。

表4　固定效應(yīng)與門檻模型估計結(jié)果

圖3　政府干預(yù)趨勢圖

五、結(jié)論及啟示

本文通過建立動態(tài)面板GMM模型和面板門檻模型發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著的促進作用，但是這種影響關(guān)系并不是簡單的線性關(guān)聯(lián)，在對于我國特有的制度因素考量基礎(chǔ)上，將政府干預(yù)納入研究框架，分析發(fā)現(xiàn)政府干預(yù)對于金融支持產(chǎn)業(yè)升級的門檻作用效果。研究表明，當(dāng)政府干預(yù)在較低水平時，金融發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)升級的作用效果較低，隨著政府干預(yù)強度逐漸提高至合理的區(qū)間內(nèi)時，金融對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用會顯著增強。這是由于適當(dāng)?shù)呢斦投愂照邔τ诮鹑谥С之a(chǎn)業(yè)升級提供了合理的政策引導(dǎo)，并通過選擇主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，促進資源有效配置對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進行良性調(diào)控，有利于區(qū)域產(chǎn)業(yè)的調(diào)整優(yōu)化。但是，隨著政府干預(yù)程度的進一步加大，金融發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用逐漸變?nèi)酰踔恋陀谡深A(yù)處于較低水平的影響程度。這說明，政府的過度干預(yù)會造成地區(qū)生產(chǎn)效率的浪費，政府對特定政策目標(biāo)產(chǎn)業(yè)的過度保護和扶持，會阻礙市場經(jīng)濟的正常競爭，并且政府主導(dǎo)會導(dǎo)致銀行系統(tǒng)負(fù)擔(dān)過重以及金融資源的嚴(yán)重扭曲，所以政府過度干預(yù)的地區(qū)，金融支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效果反而不如那些政府干預(yù)處于低水平的地區(qū)。由此可見，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)動態(tài)演化的過程中，政府對于目標(biāo)產(chǎn)業(yè)的扶持力度，應(yīng)該符合該地區(qū)要素稟賦變化后形成的新的比較優(yōu)勢，只有在這種條件下，政府干預(yù)才能對于產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級產(chǎn)生正向的促進作用，否則，政府干預(yù)可能比市場自發(fā)競爭情況下還要糟?；趯嵶C檢驗的結(jié)論，本文提出以下政策建議。

必須重視金融支持在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用，建立金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的良性循環(huán)機制。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整離不開金融資金的支持，因此有必要積極發(fā)展資本市場，著力擴寬融資渠道。在現(xiàn)階段，要為產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級建立良好的投融資環(huán)境，鼓勵發(fā)展股票、債券、風(fēng)險投資基金等直接融資方式，建立多層次的資本市場體系?，F(xiàn)在我國的第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對滯后，必須逐步加大金融對于文化旅游、技術(shù)服務(wù)、租賃服務(wù)等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展，進而推動第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。

必須合理定位政府干預(yù)在產(chǎn)業(yè)調(diào)整中的作用，在保證經(jīng)濟穩(wěn)增長的基礎(chǔ)上推動產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級。在我國的市場機制不完善階段，政府干預(yù)可以彌補市場競爭的不足，可以規(guī)劃產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方向和目標(biāo)，減少市場的盲目性行為，并且通過政府干預(yù)的資源配置可以加快生產(chǎn)要素之間的流動，節(jié)省資源配置的時間，也能夠減弱經(jīng)濟危機的發(fā)生。但是政府過度干預(yù)會造成低效率和資源浪費的現(xiàn)象，所以政府參與市場調(diào)控的力度應(yīng)該適度，逐漸改進和轉(zhuǎn)變政府對于市場管理職能，從權(quán)威型、全能型政府向服務(wù)型、公共型政府轉(zhuǎn)變。此外，政府應(yīng)該根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，因地制宜地制定調(diào)控政策，靈活運用各種經(jīng)濟手段，將政府政策意圖和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化目標(biāo)進行有機結(jié)合。

參考文獻

［1］Tadesse S. Financial Development and Technology ［J］. Social Science Electronic Publishing，2005.

［2］Maskus K E，Neumann R M，Seidel T. How national and international financial development affect industrial R&D［J］. European Economic Review，2012，56：72–83.

［3］Hansen BE. Effects in No-dynamic Panels：Esti?mation，Testing，and Inference［J］. Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.

［4］龔強，張一林，林毅夫.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、風(fēng)險特性與最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)［J］.經(jīng)濟研究，2014，（4）：4-16.

［5］王勛，Anders Johansson.金融抑制與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型［J］.經(jīng)濟研究，2013，（1）：54-67.

［6］唐天偉，鄧光亞.中部崛起中的金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級［J］.江西師范大學(xué)學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2010，43（2）：21-26.

［7］王春麗，宋連方.金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實證研究［J］.財經(jīng)問題研究，2011，（6）：51-56.

［8］曾國平，王燕飛.中國金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2007，（8）：12-19.

［9］馬智利，周翔宇.中國金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)系的實證研究［J］.上海金融，2008，（2）：18-21.

［10］王翔，李凌.金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長［J］.財政研究，2013，（5）：33-36.

［11］王定祥，吳代紅，王小華.中國金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實證研究——基于金融資本視角［J］.西安交通大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2013，33 （5）：1-6.

［12］嚴(yán)冀.分權(quán)化地方政府的行為與中國區(qū)域經(jīng)濟增長：理論與實證［D］.上海：復(fù)旦大學(xué)，2004.

（責(zé)任編輯：平萍）

Threshold Effect of Financial Development on Industrial Upgrading from the Government Intervention

Lian Long Liu Yan Dai Bin

Abstract：Based on the Chinese provincial data from 1990 to 2013，this paper analyses the financial impact on industrial development upgrading under different government intervention conditions by using dynamic panel model and threshold nonlinear estimation. The empirical results show that，financial impact on industrial upgrade has significant threshold effect，financial development significantly promotes upgrading of industrial structure at a low level of government intervention，and the influence further enhances with the development of government intervention，but financial impact on industrial upgrade significantly reduced under the excessive government intervention conditions，government intervention effects presents a parabolic trend.

Key Words：Government Intervention；Financial Development；Industrial Upgrading

作者簡介：廉龍，男，人民銀行德州市中心支行副行長，高級經(jīng)濟師（德州253000）。劉燕，女，人民銀行德州市中心支行，中級經(jīng)濟師（德州253000）。代斌，男，人民銀行德州市中心支行，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)碩士（德州253000）。

*基金項目：山東省金融學(xué)會重點研究課題“欠發(fā)達地區(qū)的金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響”（2015SDJR39）。

中圖分類號：F062.9

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：2095—5766（2016）01—0105—08

收稿日期：2015—11—15