田萌萌

（新疆財經(jīng)大學金融學院，烏魯木齊830012）

一、引言

如今，中國經(jīng)濟的增長方式正邁向高質(zhì)量發(fā)展階段，產(chǎn)業(yè)結構作為保障經(jīng)濟創(chuàng)新發(fā)展的基石，如何調(diào)整其優(yōu)化升級，成為了中國經(jīng)濟發(fā)展亟待解決的問題。金融集聚現(xiàn)象有力推動著金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進著產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整與轉型升級，是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關鍵動力。鑒于此，現(xiàn)從金融集聚的視角出發(fā)，考察金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構升級的關聯(lián)程度，具有重要的現(xiàn)實意義。

基于前人的研究，現(xiàn)重點研究2005-2017 年省際金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構升級的關聯(lián)水平，并加入政府干預程度、對外開放水平、人力資源水平三個控制變量，通過固定效應模型實證研究金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在的關系。

二、概念界定及理論機制

（一）產(chǎn)業(yè)結構升級

根據(jù)國家統(tǒng)計局口徑，我國產(chǎn)業(yè)劃分為第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)。產(chǎn)業(yè)結構指三大產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟結構中的占比及相互關系。產(chǎn)業(yè)結構升級指國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)逐次向第二、第三產(chǎn)業(yè)過渡的過程，也指產(chǎn)業(yè)結構由低端產(chǎn)業(yè)逐漸向高端產(chǎn)業(yè)轉移的過程。

（二）金融集聚

金融集聚指在一定的區(qū)域范圍內(nèi)，金融產(chǎn)業(yè)在空間上形成一定的規(guī)模，且密集程度不斷提高，顯著高于周邊地區(qū)的現(xiàn)象。

（三）理論機制

金融集聚可從以下三方面作用于產(chǎn)業(yè)結構升級。首先，金融集聚最大的特點就是使金融資源在區(qū)域內(nèi)形成集聚現(xiàn)象，即通過大量吸收該區(qū)域內(nèi)的閑散資金，形成資本積累。從而有效地提升資本的流動性以及配置效率。其次，金融集聚能夠有效引導資本流向，即通過投資技術密集型產(chǎn)業(yè)，使資本從低水平產(chǎn)業(yè)流向高水平產(chǎn)業(yè)，進一步引導其他社會資源向高水平產(chǎn)業(yè)流動。最后，金融集聚能有效防范風險，即依托高效的信息收集和低價的交易成本優(yōu)勢，進行風險識別，引導資金流向更具有發(fā)展?jié)摿Φ漠a(chǎn)業(yè)，更大程度地降低，甚至規(guī)避投資風險，提升投資效率，從而保障區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整及轉型升級。

三、實證分析

（一）變量及模型設定

1.被解釋變量。產(chǎn)業(yè)結構升級作為被解釋變量，以IND 來表示。該指標的具體測量公式為IND=（Q1，t*1+Q2，t*2+Q3，t*3）/GDPt/3。其中，Q1，t、Q2，t、Q3，t代表省際第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)在t 時期的增加值；GDPt代表t 時期省際生產(chǎn)總值。

2.解釋變量。金融集聚作為解釋變量，以LQ 來表示?，F(xiàn)采用省際金融業(yè)增加值占省際GDP 的比重，比上同期全國金融業(yè)增加值占全國GDP 的比重來衡量各省份金融集聚水平。

3.控制變量。根據(jù)已有文獻研究，除金融集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生影響外，還有許多其他因素也作用于產(chǎn)業(yè)結構升級。為使實證分析更具說服力，現(xiàn)加入政府干預程度、對外開放水平、人力資源水平三個控制變量。各變量的定義及具體測算方法見表1。

表1 指標定義與測度方法

4.模型設定。根據(jù)此研究目的，采用多元線性回歸模型來進行實證研究。此外，為了降低異方差對實證分析的影響，現(xiàn)對所有變量均進行對數(shù)化處理，最后模型的表達式如下。

其中，INDit為i 省份在t 時期的產(chǎn)業(yè)結構升級水平，同理LQit、GOVit、FDIit、HCit分別為i 省份在t時期的金融集聚水平、政府干預程度、對外開放水平、人力資源水平，為隨機擾動項。

（二）實證分析

1.數(shù)據(jù)來源。考慮到數(shù)據(jù)的一致性，剔除數(shù)據(jù)缺失較多的年份后，現(xiàn)收集了2005-2017 年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)以及WIND 數(shù)據(jù)庫，樣本為中國三十個省份（直轄市或者自治區(qū)）（西藏除外）。

2.單位根檢驗。鑒于直接對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，因此首先需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，單位根檢驗是最常用的方法。采用LLC 與IPS 兩種檢驗方法，利用stata15.1 軟件對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表2 所示，lnIND、lnLQ、lnGOV、lnFDI、lnHC 均為非平穩(wěn)序列。但一階差分后的所有變量在1%的顯著水平下均拒絕原假設，表明上述變量均通過了平穩(wěn)性檢驗。

表2 單位根檢驗結果

3.協(xié)整檢驗。對于非平穩(wěn)序列，它們的線性組合也許是平穩(wěn)序列，這類線性組合就被稱為協(xié)整方程，以此證明變量間是否存在協(xié)整關系——一種長期穩(wěn)定的關系。目前針對面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法有Kao、Pedroni、Westerlund 三種?，F(xiàn)選擇Kao、Pedroni兩種檢驗方法，檢驗結果如表3 所示，變量在10%的顯著性水平下通過了Kao 檢驗。Pedroni 檢驗下Modified Phillips-Perron t、Phillips-Perron t、Augmented Dickey-Fuller t 的P 值均為0.0000，說明在1%的顯著性水平下，變量通過了Pedroni 檢驗。綜上，說明各變量間存在長期協(xié)整關系。

表3 協(xié)整檢驗結果

4.模型檢驗。多元新型回歸模型有不同的表達形式，當面板數(shù)據(jù)中的時間序列維度小于截面維度時，不同形式的模型得到的結果會存在差異。因此，現(xiàn)采用學術界常用的Hausman 檢驗方法來確定回歸模型的形式，該檢驗方法的原假設為個體效應與解釋變量不相關，若接受原假設，則選擇隨機效應模型。反之，選擇固定效應模型?，F(xiàn)利用stata15.1 軟件進行Hausman 檢驗，檢驗結果如表4 所示，P 值為0.0000，表明拒絕隨機效應模型，現(xiàn)更適合采用固定效應模型進行分析。

表4 Hausman 檢驗結果

5.實證結果。經(jīng)過上述模型檢驗，現(xiàn)選擇固定效應模型進行實證分析。同樣，利用stata15.1 軟件進行回歸分析，結果如表5 所示。根據(jù)表5 可知，隨著變量的增加，模型的擬合效果越來越好，直至模型（4），R^2 值達到0.6788，模型擬合效果達最優(yōu)。根據(jù)模型（4）的結果，金融集聚水平、政府干預程度、對外開放水平以及人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級均有促進作用，系數(shù)分別為0.0477、0.0608、0.0078、0.0104，具體分析如下。一是金融集聚水平。模型（1）-（4）的回歸結果表明，金融集聚水平對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著影響，且表現(xiàn)為促進產(chǎn)業(yè)結構升級。根據(jù)模型（4）可知，金融集聚每變動1%，產(chǎn)業(yè)結構升級同方向變動0.0477%，以此說明，金融集聚的確可以通過提升資金流動性以及資源配置效率、引導資金流向等途徑推動該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構升級進程。二是政府干預程度。模型（2）-（4）的回歸結果表明，政府干預程度對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響最強，且表現(xiàn)為正向的促進作用。根據(jù)模型（4）可知，政府干預程度每變動1%，產(chǎn)業(yè)結構升級同方向變動0.0608%，以此說明，政府對產(chǎn)業(yè)的金融支持及相關政策是促進產(chǎn)業(yè)結構升級最大的動力。三是對外開放水平。模型（3）、（4）的回歸結果顯示，對外開放水平對產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用，但影響較小。對外開放水平每變動1%，產(chǎn)業(yè)結構升級僅變動0.0078%，但足以說明對外開放程度越高的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結構升級水平也越高。四是人力資源水平。模型（4）的回歸結果顯示，人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用，但結果僅在10%的顯著水平下顯著，表明人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響較顯著，人力資源水平每變動1%，產(chǎn)業(yè)結構升級同方向變動0.0104%，說明人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級具有一定的影響，但這種影響有限。

表5 固定效應模型

四、結論與建議

現(xiàn)基于2005-2017 年的省際面板數(shù)據(jù)，通過固定效應模型進行金融集聚影響產(chǎn)業(yè)結構升級的實證研究，得到以下研究結論。金融集聚水平能明顯促進產(chǎn)業(yè)結構升級進程；政府干預程度對產(chǎn)業(yè)結構升級也具有正向影響，且影響程度最大；對外開放程度對產(chǎn)業(yè)結構結構升級也具有正向影響，但影響較小；人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響僅在10%的顯著水平下顯著，表明作用效果有限。

根據(jù)上述實證研究得到的結論，給出以下建議。一是金融集聚層面，實證結果證實了金融集聚水平能有效促進產(chǎn)業(yè)結構升級，因此，政府應進一步引導金融產(chǎn)業(yè)的整合發(fā)展，加快區(qū)域性金融中心構建，為金融集聚發(fā)揮作用營造良好的金融環(huán)境。二是政府干預層面，實證結果顯示政府干預是影響產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素，因此，政府應充分利用“有形的手”來調(diào)節(jié)經(jīng)濟，引導資金流向，支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而助推產(chǎn)業(yè)結構升級。三是對外開放層面，實證結果顯示對外開放對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響較弱，分析原因可能是國內(nèi)的外商投資多針對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，而對于高技術的新興產(chǎn)業(yè)投資力度有限，導致其對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用有限。因此，應引導外商投資向新興產(chǎn)業(yè)轉移，加大對高技術、高附加值產(chǎn)業(yè)的投資力度。四是人力資源層面，人力資源是經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力，現(xiàn)研究結果也顯示人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響較顯著，究其原因，人力資源水平在各省份間存在較大差異，尤其東部地區(qū)與西部地區(qū)差異明顯。因此，要持續(xù)加大對人才培養(yǎng)的投入，逐步縮小各省份間的差距，不僅要加強國內(nèi)人才培養(yǎng)，還可以通過吸引國外的高素質(zhì)人才，共同助推產(chǎn)業(yè)結構升級。