尹林輝，付劍茹，劉廣瑞

（1.西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，成都610031;2.九江學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)院，江西九江332005;3.江西師范大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院，南昌330022;4.紹興文理學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江紹興312000）

一、引言

隨著我國(guó)金融體制改革的不斷深化，金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也成為人們關(guān)注的一個(gè)熱點(diǎn)話(huà)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(chǔ)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(zhǎng)性的產(chǎn)業(yè)，減少對(duì)衰退產(chǎn)業(yè)的資金支持，進(jìn)而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)（Rajan and Zingales，1996;[1]Neusser and Kugler，1998;[2]Wurgler，2000[3]）。但是，在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中行之有效的金融機(jī)制也可能在欠發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中難以得到有效發(fā)揮（林毅夫和陳斌開(kāi)，2009），[4]金融的資源配置功能依賴(lài)其所處的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，完善的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)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(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。在中國(guó)這樣一個(gè)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制欠完善的國(guó)家，金融能否有效發(fā)揮資源配置作用，進(jìn)而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)呢?對(duì)此問(wèn)題我國(guó)學(xué)者仍存有較大爭(zhēng)議。曾國(guó)平和王燕飛（2007）[5]研究認(rèn)為，受計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的影響，長(zhǎng)期以來(lái)中國(guó)金融內(nèi)生于國(guó)家經(jīng)濟(jì)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(guó)家產(chǎn)業(yè)發(fā)展主要是依靠財(cái)政政策。錢(qián)水土和劉蕓（2010）、[6]嚴(yán)武和丁俊峰（2013）[7]實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，區(qū)域金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)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(guó)區(qū)域金融發(fā)展是能夠推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期推行違背國(guó)家比較優(yōu)勢(shì)的趕超戰(zhàn)略，金融成為國(guó)家動(dòng)員經(jīng)濟(jì)資源、建立完備工業(yè)體系的工具，事實(shí)上淪為了政府財(cái)政的組成部分（林毅夫、蔡昉和李周，1994）。[11]中國(guó)的金融發(fā)展道路長(zhǎng)期以來(lái)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(dòng)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(guó)金融體制改革的深化，金融的獨(dú)立性變得更強(qiáng)，政府對(duì)其的干預(yù)在削弱，但政府仍保留了很強(qiáng)的影響力。因此，要理解中國(guó)地區(qū)金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)機(jī)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(jì)理論來(lái)推演和實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)地區(qū)金融發(fā)展對(duì)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(shí)證的分析框架，從而難以深刻揭示中國(guó)地區(qū)金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)在作用機(jī)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(gè)問(wèn)題:一是中國(guó)地區(qū)金融發(fā)展水平的提升能否真實(shí)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)?二是推動(dòng)作用如果真實(shí)存在，那么在不同的政府干預(yù)程度下，這種推動(dòng)作用有無(wú)顯著差異?

本文采用中國(guó)1990～2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)以上兩個(gè)問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)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(guò)強(qiáng)的政府干預(yù)也使得金融發(fā)展水平提升對(duì)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(guó)政府對(duì)金融行業(yè)、金融中介機(jī)構(gòu)的過(guò)多干預(yù)削弱了金融的資源配置功能，影響到了金融對(duì)產(chǎn)業(yè)的甄別能力，使金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動(dòng)作用無(wú)法得到充分發(fā)揮。

本文的研究從兩個(gè)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(jí)（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(méi)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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用是否有顯著差異。本文對(duì)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(qiáng)，金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用越會(huì)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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用。對(duì)于我國(guó)金融發(fā)展水平提升能否推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，我國(guó)學(xué)者仍存有較大爭(zhēng)議（董金玲，2009;[8]錢(qián)水土和劉蕓，2010[6]）。把政府干預(yù)納入研究框架有助于爭(zhēng)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(xiàng)后，發(fā)現(xiàn)我國(guó)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(guò)強(qiáng)的政府干預(yù)會(huì)削弱金融發(fā)展水平提升對(duì)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(jì);第四部分是實(shí)證結(jié)果與分析;第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn);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(huì)影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。普遍觀點(diǎn)認(rèn)為，金融通過(guò)影響儲(chǔ)蓄和投資來(lái)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(jì)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(shí)興，2011[16]）。金融對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用大體可以分解成以下三個(gè)方面:一是通過(guò)資金聚集和信用擴(kuò)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(kuò)張;二是通過(guò)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(zhǎng)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(zhǎng)性產(chǎn)業(yè)，加速這些產(chǎn)業(yè)的衰退;三是通過(guò)加大對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的支持來(lái)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(guó)平和王燕飛，2007;[5]胡榮才、黃曉璐和陳黎明，2012[10]）。由于中國(guó)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制尚不完善，并且實(shí)行的是以公有制經(jīng)濟(jì)為主體的基本經(jīng)濟(jì)制度，因此，中國(guó)的金融機(jī)制與西方發(fā)達(dá)國(guó)家并不完全相同。中國(guó)的金融機(jī)制除了常見(jiàn)的市場(chǎng)性金融外，還包括具有重要地位的政策性金融（其在我國(guó)的地位強(qiáng)于西方發(fā)達(dá)國(guó)家），它們各自對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機(jī)理不同:市場(chǎng)性金融主要通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)及優(yōu)勝劣汰原則來(lái)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);政策性金融主要通過(guò)國(guó)家政策性金融機(jī)構(gòu)以及產(chǎn)業(yè)金融政策來(lái)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（顧海峰，2010[17]）。

先前的爭(zhēng)議在于，有學(xué)者認(rèn)為，我國(guó)的金融體制改革滯后于經(jīng)濟(jì)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(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略相匹配，產(chǎn)業(yè)發(fā)展更多的是依賴(lài)于財(cái)政，金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的聯(lián)系非常有限（曾國(guó)平和王燕飛，2007[5]）。但是，這種觀點(diǎn)更多的是針對(duì)我國(guó)改革開(kāi)放前的狀況，而隨著我國(guó)改革開(kāi)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(guó)加快了金融體制的市場(chǎng)化改革步伐，2002年中國(guó)共產(chǎn)黨十六大報(bào)告曾明確指出:“穩(wěn)步推進(jìn)利率市場(chǎng)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(jī)構(gòu)改革、分層有序的金融市場(chǎng)體系改革、利率市場(chǎng)化改革等多方面取得了歷史性的進(jìn)步（溫家寶，2012年全國(guó)金融工作會(huì)議講話(huà)）。伴隨著我國(guó)金融體制改革的深化，我國(guó)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(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制更加健全，金融機(jī)構(gòu)具有了更強(qiáng)的自主性，政策性金融機(jī)構(gòu)的職能更加完善，國(guó)家的產(chǎn)業(yè)金融政策更加科學(xué)合理?？傊?，我國(guó)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(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)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(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。

（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(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍存在較強(qiáng)的政府干預(yù)。政府通常會(huì)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(diǎn)在我國(guó)表現(xiàn)尤為突出。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，政府采用各種行政指令干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的方方面面，排斥市場(chǎng)對(duì)資源的配置作用。改革開(kāi)放后，我國(guó)對(duì)原有束縛經(jīng)濟(jì)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(cái)權(quán)和事權(quán)下放到地方政府。在地方政府自主性增強(qiáng)的情況下，我國(guó)官員晉升機(jī)制——“晉升錦標(biāo)賽機(jī)制”以及考核的信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致地方官員更多地追逐經(jīng)濟(jì)的短期效應(yīng)（周黎安，2007）。[19]為了能夠在更短時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)更大幅度的GDP增長(zhǎng)，凸顯治理地方的政績(jī)，政府官員有著強(qiáng)烈干預(yù)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)機(jī)。地方官員通常會(huì)利用所擁有的行政權(quán)力，通過(guò)其掌握的土地、資本、行政審批等關(guān)鍵資源來(lái)干預(yù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。然而，隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的不斷完善，行政體制改革的深入，市場(chǎng)強(qiáng)化了對(duì)資源配置的基礎(chǔ)性作用，同時(shí)緩解了地方官員對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)度行政干預(yù)。但是，目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中仍存在較強(qiáng)的政府干預(yù)，這是不爭(zhēng)的事實(shí)，因此，2012年黨的十八大報(bào)告中進(jìn)一步明確:“深化行政審批制度改革，繼續(xù)簡(jiǎn)政放權(quán)，推動(dòng)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(hù)社會(huì)公平正義轉(zhuǎn)變?！?/p>

金融是我國(guó)政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的重要手段，目前我國(guó)金融的資源配置功能受到政府過(guò)多的干預(yù)。蔡紅艷和閻慶民（2004）[20]研究發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展過(guò)程中產(chǎn)業(yè)間的此消彼長(zhǎng)在資本市場(chǎng)中沒(méi)有得到很好體現(xiàn)，我國(guó)金融市場(chǎng)存在扶持落后產(chǎn)業(yè)的非市場(chǎng)行為，導(dǎo)致先進(jìn)產(chǎn)業(yè)難以成長(zhǎng)，落后產(chǎn)業(yè)難以衰退。我國(guó)金融體制的改革沒(méi)有排除政府對(duì)國(guó)有銀行的直接干預(yù)（中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與宏觀穩(wěn)定課題組，2007），[21]目前以國(guó)有銀行為主導(dǎo)的我國(guó)金融體系中，政府作為國(guó)有銀行的所有者，對(duì)銀行信貸資金仍有著較強(qiáng)的干預(yù)能力。中國(guó)政府的信貸干預(yù)導(dǎo)致效益低下的國(guó)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(yíng)企業(yè)卻難以獲得（Allen，Qian and Qian，2005）。[22]如此背離市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)原則的政府干預(yù)，一方面是出于意識(shí)形態(tài)的考慮，政府在分配資源時(shí)會(huì)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(yù)的考慮，政府官員把資源分配給民營(yíng)企業(yè)可能面臨更多的政治風(fēng)險(xiǎn)，例如民營(yíng)企業(yè)信貸資金無(wú)法追回的情況，容易被外界誤認(rèn)為有權(quán)錢(qián)交易發(fā)生。

已有研究表明，政府對(duì)金融業(yè)、金融機(jī)構(gòu)的過(guò)多干預(yù)會(huì)導(dǎo)致金融機(jī)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(jī)構(gòu)的價(jià)值發(fā)現(xiàn)功能難以得到有效發(fā)揮，對(duì)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(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)過(guò)多的政府干預(yù)對(duì)金融發(fā)揮資源配置功能是極為不利的，它降低了我國(guó)金融的資源配置效率，削弱了金融對(duì)先進(jìn)產(chǎn)業(yè)的甄別能力，導(dǎo)致低成長(zhǎng)性行業(yè)因?yàn)榻鹑谫Y金的支持仍在衰退中“徘徊”，高成長(zhǎng)性行業(yè)因?yàn)橘Y金短缺仍然“舉步維艱”。我國(guó)政府干預(yù)對(duì)金融資源配置效率的這種負(fù)面影響，會(huì)削弱地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的推動(dòng)作用。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè):

假設(shè)2:政府對(duì)金融的過(guò)度干預(yù)程度越強(qiáng)，地區(qū)金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)的優(yōu)化作用越會(huì)受到削弱。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)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(lái)自于歷年的各省（市、區(qū)）地方統(tǒng)計(jì)年鑒，三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)（1990～2011）來(lái)自中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（1990～2010年）和2011年的?。ㄊ?、區(qū)）地方統(tǒng)計(jì)年鑒，外商直接投資（1990～2011年）來(lái)自歷年的各?。ㄊ?、區(qū)）地方統(tǒng)計(jì)年鑒，人民幣對(duì)美元的年平均匯價(jià)來(lái)自歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，以上數(shù)據(jù)之外的文中其他數(shù)據(jù)全部來(lái)自于中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（1990～2011年）。

（二）模型設(shè)定和變量定義

為檢驗(yàn)假設(shè)1，我們?cè)O(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(guó)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(shì)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(guó)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度時(shí)，通常以第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP的比率來(lái)表示（陳時(shí)興，2011;[16]施衛(wèi)東和高雅，2013[26]），但是，實(shí)際上我國(guó)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(guó)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(yàn)地區(qū)金融發(fā)展、政府干預(yù)對(duì)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(gè)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(shì)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)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(gè)國(guó)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(guó)民財(cái)富的比率來(lái)表示，本文借鑒 Goldsmith（1969）、[27]曾國(guó)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(shí)興（2011）[16]等的做法，采用地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款總額與GDP的比率來(lái)反映地區(qū)金融發(fā)展水平。一般來(lái)說(shuō)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需的主要資金一方面來(lái)自于金融機(jī)構(gòu)貸款（間接融資），另一方面來(lái)自于證券市場(chǎng)（直接融資）。但是，我國(guó)的金融體制長(zhǎng)久以來(lái)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(guó)平和王燕飛，2007;[5]張璟和沈坤榮，2008[28]），而證券市場(chǎng)在我國(guó)起步晚、發(fā)展時(shí)間短，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展融資的能力較弱，這導(dǎo)致我國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需資金主要來(lái)自于金融機(jī)構(gòu)貸款（陳時(shí)興，2011）。[16]據(jù)王春麗和宋連方（2011）[9]測(cè)算，2009 年我國(guó)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(duì)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(shí)，暫時(shí)沒(méi)有把證券市場(chǎng)的因素考慮進(jìn)去，但是，隨著我國(guó)證券市場(chǎng)的不斷發(fā)展壯大，它對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響必將越來(lái)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(qián)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(jià)值總額與GDP的比率（出口商品價(jià)值總額按美元的當(dāng)年平均匯價(jià)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(jiàn)施衛(wèi)東和高雅（2013）[26]的計(jì)算過(guò)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(jià)折算）。通貨膨脹率（Inflation）定義為地區(qū)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）的環(huán)比增長(zhǎng)率（（本年CPI-上年CPI）/上年CPI）。由于我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)，各項(xiàng)規(guī)章制度不斷在調(diào)整、變革，考慮到制度因素可能對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來(lái)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(gè)年度虛擬變量。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，我們?cè)O(shè)定如下多元回歸模型:

在式（2）中，我們?cè)谑剑?）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(xiàng)Government×Finance。政府干預(yù)程度是一個(gè)隱形指標(biāo)，很難找到一個(gè)直接指標(biāo)來(lái)度量其大小，因此，發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)文獻(xiàn)通常用一個(gè)間接指標(biāo)——財(cái)政支出占GDP的比率來(lái)度量，認(rèn)為這個(gè)指標(biāo)大體上能夠衡量政府對(duì)經(jīng)濟(jì)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(kāi)（2009）、[4]白重恩和錢(qián)震杰（2009）、[33]劉瑞明（2012）[34]等的做法，采用各地區(qū)財(cái)政支出占其GDP的比率來(lái)度量地區(qū)政府干預(yù)程度的強(qiáng)弱。當(dāng)財(cái)政支出占GDP的比重越高時(shí)，說(shuō)明政府在加強(qiáng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，政府會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)其所管控的金融資源等的干預(yù)力度。交互項(xiàng)Government×Finance是用來(lái)檢驗(yàn)在不同的政府干預(yù)程度下地區(qū)金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是否會(huì)有顯著差異。根據(jù)假設(shè)2，政府干預(yù)程度越強(qiáng)，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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

在實(shí)證順序上，首先采用單變量分析和多變量回歸分析，檢驗(yàn)地區(qū)金融發(fā)展水平提升是否會(huì)顯著推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，然后采用單變量分析和多變量回歸分析，檢驗(yàn)在不同的政府干預(yù)程度下金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用是否會(huì)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(cè)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(yàn)和中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗(yàn)兩種方法，驗(yàn)證地區(qū)金融發(fā)展水平高低是否會(huì)顯著影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。檢驗(yàn)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(yàn)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(gè)差異在1%的水平上高度顯著。這說(shuō)明，從三次產(chǎn)業(yè)整體來(lái)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(jí)，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)起到了推動(dòng)作用。具體到地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)三次產(chǎn)業(yè)中每一個(gè)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(gè)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(gè)差異非常小也沒(méi)能通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn);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(gè)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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的推動(dòng)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(dòng)了國(guó)民經(jīng)濟(jì)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(duì)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(yàn)中所得到的結(jié)果與平均值差異的雙側(cè)T檢驗(yàn)中的結(jié)果是一致的。

總體上說(shuō)，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(dòng)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)。但是，由于這種分析沒(méi)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(duì)假設(shè)1的更嚴(yán)格檢驗(yàn)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(yàn)

根據(jù)協(xié)整理論，如果時(shí)間序列變量要存在協(xié)整關(guān)系，每個(gè)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(yàn)的詳細(xì)結(jié)果。從表2中可以看到，除了三個(gè)變量Industry2，Labor和Technology以外，其他的變量都是平穩(wěn)序列，都通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)。對(duì)于Industry2，Labor和Technology這三個(gè)變量，本文采用自然對(duì)數(shù)化處理，三個(gè)變量取自然對(duì)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(gè)變量取自然對(duì)數(shù)后，出現(xiàn)了負(fù)數(shù)，不便于經(jīng)濟(jì)解釋?zhuān)瑸榇嗽趯?duì)三個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)后，還加上一個(gè)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L(zhǎng)N（第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比率）+3，Labor重新定義為L(zhǎng)N（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L(zhǎng)N[（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(gè)變量的新定義。對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)及添加常數(shù)，并不會(huì)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(huì)改變系數(shù)估計(jì)值的大小（不改變正負(fù)號(hào)）以及相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)解釋?zhuān)瑢?duì)于我們檢驗(yàn)本文假設(shè)的正確性不會(huì)產(chǎn)生影響。

表2 ADF-Fisher單位根檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)單位根檢驗(yàn)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(yàn)提供了基礎(chǔ)。只有通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，多元回歸分析才能避免“偽回歸”陷阱。表3是對(duì)式（1）中所涉及變量的協(xié)整檢驗(yàn)，其中，因變量分別用 IndustryT，Industry1，Industry2，Industry3來(lái)代替。本文的協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3所示。從表3中可以看出，在式（1）中采用四個(gè)變量中的任何一個(gè)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(yàn)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(jī)效應(yīng)模型，我們需要通過(guò)恰當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)來(lái)為式（1）選擇合適的模型。我們首先設(shè)置了30個(gè)省（市、區(qū)）的個(gè)體虛擬變量，然后采用混合模型進(jìn)行回歸，通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，個(gè)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(jì)參數(shù)。對(duì)于選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)參數(shù)，通過(guò)采用Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，個(gè)體固定效應(yīng)模型更適合于式（1）的參數(shù)估計(jì)。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(jī)效應(yīng)模型的檢驗(yàn)過(guò)程。表4是采用個(gè)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(jì)方法，該方法在異方差和序列相關(guān)出現(xiàn)時(shí)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(wú)論是在沒(méi)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(méi)有通過(guò)顯著性水平的檢驗(yàn)。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(lái)看，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)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(duì)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(wú)論是在沒(méi)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(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。這意味著，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)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(wú)論是在沒(méi)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(shuō)明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)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(dòng)作用。從第三產(chǎn)業(yè)看，無(wú)論是在沒(méi)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(dòng)了第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比率（Industry3）的提高，并且這種推動(dòng)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(duì)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(yàn)結(jié)果表明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升的確能夠推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，使得第一、二產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)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(yàn)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(diǎn)把樣本觀測(cè)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(lái)驗(yàn)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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是否有顯著差異。檢驗(yàn)的方法仍然采用平均值差異的雙側(cè)T檢驗(yàn)和中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)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(yàn)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(shí)，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(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。當(dāng)政府干預(yù)程度較高時(shí)，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(duì)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(shuō)明，地區(qū)金融發(fā)展水平提升的確推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，但是，較強(qiáng)的政府干預(yù)削弱了地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動(dòng)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(shí)，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(shí)，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(duì)值全部縮小了?？梢钥闯?，政府干預(yù)程度的增強(qiáng)，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(qiáng)會(huì)削弱地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動(dòng)作用。表5的中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗(yàn)與平均值差異的雙側(cè)T檢驗(yàn)得到的檢驗(yàn)結(jié)果是一致的。單變量分析初步驗(yàn)證了假設(shè)2的正確性，但由于沒(méi)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(yàn)還需要看多變量回歸分析。

2.多變量回歸分析

為驗(yàn)證假設(shè)2，我們?cè)谑剑?）的基礎(chǔ)上增加了兩個(gè)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(xiàng)Government×Finance放入式（2）中。經(jīng)單位根檢驗(yàn)，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(jiàn)表2所示。同樣，我們還對(duì)式（2）的變量進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)方法與上文相同。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，式（2）分別以IndustryT，Industry1，Industry2，Industry3 做因變量時(shí)，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(lèi)似，我們通過(guò)設(shè)置個(gè)體虛擬變量方法、Hausman檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)式（2）更適合采用個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。①由于篇幅所限，文中未列出詳細(xì)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果以及混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的檢驗(yàn)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(jì)方法，該方法在異方差和序列相關(guān)出現(xiàn)時(shí)仍然穩(wěn)健。通過(guò)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(lái)看，地區(qū)金融發(fā)展水平提升顯著地推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。交互項(xiàng)Government×Finance系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明，政府干預(yù)程度越強(qiáng)，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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用越會(huì)受到削弱。這是因?yàn)?，過(guò)強(qiáng)的政府干預(yù)會(huì)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(yàn)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(duì)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(xiàng)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(guò)程中，會(huì)受到政府干預(yù)的顯著影響，政府干預(yù)程度越強(qiáng)，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(duì)第一產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用越會(huì)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(xiàng)Government×Finance系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)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(guò)程中，受到了政府干預(yù)的顯著影響，政府干預(yù)程度越強(qiáng)，地區(qū)金融發(fā)展水平提升越會(huì)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?yàn)槲覈?guó)政府在20世紀(jì)90年代后逐步加強(qiáng)了對(duì)金融市場(chǎng)的監(jiān)管，同時(shí)國(guó)企改革轉(zhuǎn)向建立現(xiàn)代企業(yè)制度階段，金融資源對(duì)國(guó)有企業(yè)的過(guò)度傾斜得到一定程度的糾正，對(duì)于那些經(jīng)營(yíng)不善的國(guó)有企業(yè)，金融機(jī)構(gòu)減少了對(duì)它們的貸款，政府也允許它們破產(chǎn)或轉(zhuǎn)讓?zhuān)姸鄰氖碌诙a(chǎn)業(yè)的國(guó)有企業(yè)受此影響，使金融對(duì)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(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，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(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。在模型（4）中，交互項(xiàng) 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(guò)程中，受到了政府干預(yù)的顯著影響，政府干預(yù)程度越強(qiáng)，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(duì)第三產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用越會(huì)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(hào)內(nèi)的值是T統(tǒng)計(jì)量。

通過(guò)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(xiàng)（Government×Finance）兩個(gè)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(xiàng)后，地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)三次產(chǎn)業(yè)整體及第一產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用由原來(lái)的不顯著變成了高度顯著。這回應(yīng)了部分文獻(xiàn)的說(shuō)法，認(rèn)為中國(guó)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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響十分有限（曾國(guó)平和王燕飛，2007），[5]本文的實(shí)證證據(jù)表明，金融系統(tǒng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的有限影響可能是因?yàn)檫^(guò)強(qiáng)的政府干預(yù)影響了金融系統(tǒng)對(duì)資源的有效配置，從而使得地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用沒(méi)有統(tǒng)計(jì)上的顯著表現(xiàn)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(yàn)中相當(dāng)重要，是兩個(gè)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(shuō)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(lái)重新度量地區(qū)金融發(fā)展水平，以此來(lái)重新檢驗(yàn)表1、表4、表5和表6的結(jié)果，檢驗(yàn)結(jié)果沒(méi)有太大差異。潘紅波、夏新平和余明桂（2008）[36]認(rèn)為可以用財(cái)政赤字來(lái)度量政府干預(yù)程度，財(cái)政赤字越高，政府干預(yù)企業(yè)、干預(yù)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)。本文使用財(cái)政赤字占GDP的比重來(lái)度量政府干預(yù)程度，以此來(lái)重新檢驗(yàn)表5和表6的結(jié)果，檢驗(yàn)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(yàn)。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(jì)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(huì)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(wèn)題，使得參數(shù)估計(jì)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(duì)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(yàn)了表4和表6的結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果基本沒(méi)有變化。

六、結(jié)論與政策啟示

本文使用1990～2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)了兩個(gè)問(wèn)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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用是否有顯著差異。實(shí)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(shí)還發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)程度越強(qiáng)，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(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用越會(huì)受到削弱;具體到對(duì)三次產(chǎn)業(yè)中每一產(chǎn)業(yè)的影響，實(shí)證檢驗(yàn)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(guó)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(shí)還發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)程度越強(qiáng)，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(duì)第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用越會(huì)受到削弱，但是，沒(méi)有證據(jù)表明政府干預(yù)程度的增強(qiáng)影響到了地區(qū)金融發(fā)展水平提升對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化作用。

本文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，在我國(guó)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(duì)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(shí)與我國(guó)長(zhǎng)期的產(chǎn)業(yè)政策是相吻合的，我國(guó)政府長(zhǎng)期以來(lái)實(shí)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(dòng)力無(wú)法及時(shí)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(jí)的步伐。另一方面，受到政府干預(yù)的影響，我國(guó)以國(guó)有銀行為主導(dǎo)的金融體系對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)實(shí)行有差別的信貸政策，廣泛分布于第三產(chǎn)業(yè)的民營(yíng)企業(yè)由于缺乏資金，難以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，同時(shí)也弱化了有效應(yīng)對(duì)各種風(fēng)險(xiǎn)的能力，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到一定制約。本文的實(shí)證證據(jù)可以帶來(lái)兩方面的重要政策啟示:一是我國(guó)有必要進(jìn)一步深化金融體制的市場(chǎng)化改革，通過(guò)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(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí);二是政府對(duì)金融的干預(yù)要遵循市場(chǎng)化規(guī)律，避免因?yàn)檎深A(yù)而動(dòng)搖金融市場(chǎng)在金融資源配置中的基礎(chǔ)性地位，取消金融機(jī)構(gòu)違背市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)原則的信貸歧視政策，如對(duì)民營(yíng)企業(yè)的信貸歧視。

[1]Rajan，R.G.，and L.Zingales.Financial Dependence and Growth[R].National Bureau of Economic Research，1996.

[2]Neusser，K.，and M.Kugler.Manufacturing Growth and Financial Development:Evidence From OECD Countries[J].Review of Economics and Statistics，1998，80（4）:638-646.

[3]Wurgler，J.Financial Markets and the Allocation of Capital[J].Journal of Financial Economics，2000，58（1）:187-214.

[4]林毅夫，陳斌開(kāi).重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略與城鄉(xiāng)消費(fèi)不平等——來(lái)自中國(guó)的證據(jù)[J].浙江社會(huì)科學(xué)，2009，（4）:10-16.

[5]曾國(guó)平，王燕飛.中國(guó)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2007，（8）:12-19.

[6]錢(qián)水土，劉蕓.區(qū)域金融中介發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)——來(lái)自浙江省市級(jí)面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].浙江學(xué)刊，2010，（4）:199-204.

[7]嚴(yán)武，丁俊峰.金融發(fā)展、外商直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化——基于廣東省數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2013，（2）:30-40.

[8]董金玲.區(qū)域金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的相互作用機(jī)制及其實(shí)證研究[J].財(cái)政研究，2009，（10）:62-65.

[9]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(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2011，（6）:51-56.

[10]胡榮才，黃曉璐，陳黎明.金融服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的動(dòng)態(tài)影響——以湖南省為例[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2012，（6）:22-26.

[11]林毅夫，蔡昉，李周.對(duì)趕超戰(zhàn)略的反思[J].戰(zhàn)略與管理，1994，（6）:1-12.

[12]溫濤，冉光和，熊德平.中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，（9）:30-43.

[13]Levine，R.Finance and Growth:Theory and Evidence[C].New York:Elsevier North-Holland，2005.

[14]沈坤榮，孫文杰.投資效率、資本形成與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)——基于金融發(fā)展視角的實(shí)證研究[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2004，（6）:52-63.

[15]蘇士儒，段成東，李文靖，等.農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與金融體系建設(shè)[J].金融研究，2006，（5）:167-180.

[16]陳時(shí)興.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與金融發(fā)展關(guān)系的實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2011，（S2）:72-78.

[17]顧海峰.金融支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的傳導(dǎo)機(jī)理與路徑研究[J].證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2010，（9）:27-33.

[18]Shleifer，A.State Versus Private Ownership[J].The Journal of Economic Perspectives，1998，12（4）:133-150.

[19]周黎安.中國(guó)地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（7）:36-50.

[20]蔡紅艷，閻慶民.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與金融發(fā)展——來(lái)自中國(guó)的跨行業(yè)調(diào)查研究[J].管理世界，2004，（10）:79-84.

[21]中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與宏觀穩(wěn)定課題組.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):從動(dòng)員性擴(kuò)張向市場(chǎng)配置的轉(zhuǎn)變[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（4）:4-17.

[22]Allen，F(xiàn).，J.Qian，and M.Qian.Law，F(xiàn)inance，and Economic Growth in China[J].Journal of Financial Economics，2005，77（1）:57-116.

[23]Huang，Y.Selling China:Foreign Direct Investment During the Reform Era[M].London:Cambridge University Press，2003.

[24]La Porta，R.，F(xiàn).Lopez De Silanes，and A.Shleifer.Government Ownership of Banks[J].The Journal of Finance，2002，57（1）:265-301.

[25]尹希果，陳剛，潘楊.分稅制改革、地方政府干預(yù)與金融發(fā)展效率[J].財(cái)經(jīng)研究，2006，（10）:92-101.

[26]施衛(wèi)東，高雅.金融服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響——基于長(zhǎng)三角16個(gè)中心城市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2013，（3）:73-81.

[27]Goldsmith，R.W.Financial Structure and Development[M].New Haven:Yale University Press，1969.

[28]張璟，沈坤榮.地方政府干預(yù)、區(qū)域金融發(fā)展與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型——基于財(cái)政分權(quán)背景的實(shí)證研究[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（6）:122-141.

[29]Carlin，W.，and C.Mayer.Finance，Investment，and Growth[J].Journal of Financial E-conomics，2003，69（1）:191-226.

[30]陳崢嶸，朱蕾.股票市場(chǎng)發(fā)展、資本要素積累與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[J].證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2011，（12）:40-48.

[31]周方召，符建華，仲深.股票市場(chǎng)發(fā)展、銀行信貸規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)——來(lái)自中國(guó)省級(jí)層面面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].投資研究，2013，（4）:100-110.

[32]張軍，金煜.中國(guó)的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測(cè):1987—2001[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，（11）:34-45.

[33]白重恩，錢(qián)震杰.我國(guó)資本收入份額影響因素及變化原因分析——基于省際面板數(shù)據(jù)的研究[J].清華大學(xué)學(xué)報(bào):哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2009，（4）:137-147.

[34]劉瑞明.國(guó)有企業(yè)、隱性補(bǔ)貼與市場(chǎng)分割:理論與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2012，（4）:21-32.

[35]Driscoll，J.C.，and A.C.Kraay.Consistent Covariance Matrix Estimation with Spatially Dependent Panel Data[J].Review of Economics and Statistics，1998，80（4）:549-560.

[36]潘紅波，夏新平，余明桂.政府干預(yù)、政治關(guān)聯(lián)與地方國(guó)有企業(yè)并購(gòu)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008，（4）:41-52.

[37]范方志，張立軍.中國(guó)地區(qū)金融結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)研究[J].金融研究，2003，（11）:36-48.