■張衛(wèi)東，石大千

一、引言

產(chǎn)業(yè)結構調整一直是區(qū)域經(jīng)濟學研究的重要課題，也是實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展質量轉變的基礎。2013年我國第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重達到46.1%，比上年提高1.5個百分點，比第二產(chǎn)業(yè)比重高出2.2個百分點，這一轉變某種程度上表明我國的產(chǎn)業(yè)結構在逐步地進行調整優(yōu)化。這就促使我們去進一步研究促進產(chǎn)業(yè)結構調整的因素，其中，金融部門的發(fā)展在推動生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)間的流動和轉移，促進產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化方面發(fā)揮著重要作用。因此，本文著重研究金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構之間的關系。庫茲涅茨(1989)的實證研究表明,產(chǎn)業(yè)結構的變遷實質是資源流向的改變和調整的自然結果，由于不同行業(yè)需求強度不一，誘使資源主要是資本勞動從低收益行業(yè)流向高收益行業(yè)。這是從要素流動和轉移的角度分析，而本文將從一個新的角度去研究產(chǎn)業(yè)結構變遷的因素，考察要素積累對產(chǎn)業(yè)結構的影響。

關于金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構變動的研究相對較少，國外的研究主要集中在金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，且結論多不一致。國內研究中，從劉世錦(1996)、陳峰(1996)開始，學者們進行了一系列的理論研究，著重探討金融作用于產(chǎn)業(yè)結構的機理，并將其過程描述為：金融→影響儲蓄→影響投資→影響資金流量結構→影響生產(chǎn)要素分配結構→影響資金存量結構→影響產(chǎn)業(yè)結構 (王良建和鐘春平，2001；張旭和伍海華，2002；傅進和吳小平，2005；孫立軍，2008)。實證研究方面，范方志和張立軍(2003)通過理論和實證研究認為，大力促進中國中西部地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構升級意義重大。蔡紅艷和閻慶民(2004)通過計算中國39個工業(yè)行業(yè)的成長性指標，認為中國產(chǎn)業(yè)結構調整中各行業(yè)成長性的此消彼長并未在資本市場中體現(xiàn)。錢水土和周永濤(2011)利用固定效應模型估算TFP和各個地區(qū)金融發(fā)展水平，運用兩步GMM方法，實證認為金融發(fā)展對技術進步和產(chǎn)業(yè)結構都具有正向作用。王翔和李凌(2013)實證研究發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)專業(yè)化對產(chǎn)業(yè)增長具有負向影響；西部地區(qū)資源型產(chǎn)業(yè)專業(yè)化程度較高，金融發(fā)展有助于其緩解外部融資約束；而中部多樣性的產(chǎn)業(yè)結構需要金融支持。而其他的一些研究都是借助VAR模型進行分析(楊小玲，2009；陳時興，2011)，結論大都認為金融發(fā)展有助于產(chǎn)業(yè)增長。

以上研究的角度都沒有涉及要素積累對產(chǎn)業(yè)結構的影響，而要素的初始積累卻是產(chǎn)業(yè)結構變遷的決定因素，通過實證分析金融發(fā)展對要素積累的影響進而影響產(chǎn)業(yè)結構正是本文和以往文獻的不同之處。其次，以往文獻單純研究金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)之間的關系，認為金融對產(chǎn)業(yè)發(fā)展有重要作用，而忽視了產(chǎn)業(yè)發(fā)展是要素積累的結果，金融發(fā)展只是起到推動要素積累、轉移和流動的作用，因此，有夸大金融發(fā)展作用之嫌。第三，以往的面板數(shù)據(jù)模型按東中西分組回歸，仍然不能克服同一地區(qū)內部的異質性問題。而本文按經(jīng)濟發(fā)展水平分組，就可以將同一發(fā)展水平的省域歸為一類，更具有可比性。最后，前期實證研究大多以兩者之間的線性關系為主，而金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構之間有可能存在非線性關系，本文在這方面做出初步探索，認為兩者之間具有“門檻效應”，可能存在“U”型關系。

二、模型構建

經(jīng)濟增長理論研究表明，影響經(jīng)濟增長的因素包括資本形成、勞動力的增長與素質的提高、技術進步。假設不存在金融發(fā)展時，不同產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)如下：

Yijt表示第i省j產(chǎn)業(yè)t時期的GDP，Kijt0表示第i省j產(chǎn)業(yè)t時期資本額，Lijt0表示第i省j產(chǎn)業(yè)t時期勞動力，這兩個變量代表不存在金融發(fā)展時資本勞動原始的積累能力。Aijt表示第i省j產(chǎn)業(yè)t時期全要素生產(chǎn)率，αj1、αj2、αj3分別表示資本、 勞動和技術的邊際產(chǎn)出，i=1，2，3…28，j=1，2，3，t=1990，…2011。

根據(jù)前文分析，當存在金融發(fā)展時，假定金融發(fā)展從兩個方面影響各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出。一是金融發(fā)展影響各產(chǎn)業(yè)要素(資本、勞動)積累與替代，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)增長與結構調整；二是金融發(fā)展與資本勞動一起作用于全要素生產(chǎn)率，推動各產(chǎn)業(yè)發(fā)展：

從(3)式知，只要求出 θj1、j1就可以得到金融發(fā)展影響不同產(chǎn)業(yè)要素積累的大小，然而，現(xiàn)有的統(tǒng)計資料只有Kijtt和Lijtt總量數(shù)據(jù)，沒有KijtF和LijtF的數(shù)據(jù)，為此，對（3）式進行適當?shù)霓D換。在Reaslo(2007)研究的基礎上，本文認為影響一國要素積累的因素有：國內生產(chǎn)總值(GDP)、外商直接投資(FDI)、城鎮(zhèn)化水平(URB)、貿(mào)易總額(EX)、儲蓄額(S)、人口增長率(N)。為分析金融發(fā)展對各產(chǎn)業(yè)要素積累的影響，建立模型(6)、(7)：

三、實證分析

（一）樣本和數(shù)據(jù)

本文實證研究對象為除重慶、西藏和新疆外全國28個省份的面板數(shù)據(jù)，時間跨度為1990～2011年。Y1、Y2、Y3為第一、二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，K1、K2、K3為第一、二、三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資，L1、L2、L3為第一、二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)。關于金融發(fā)展指標，Goldsmith(1996)曾主張以“某一時點上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總值與國民財富之比”來衡量經(jīng)濟的金融化程度，通常的研究將其簡化為金融資產(chǎn)總量與GDP的比值。由于缺乏地區(qū)金融資產(chǎn)的數(shù)據(jù)，本文借鑒王子明(2002)、包群和陽佳余(2008)、趙勇和雷達(2010)的研究，以各地區(qū)全部金融機構存貸款總額占GDP的比例作為一個窄的衡量指標。為進行穩(wěn)健性檢驗，將各地區(qū)貸款和存款的比作為衡量中央政府信貸干預程度的指標(Boyreau-Debray，2003；Liang，2006)，這一比值的降低反映了中央銀行較少的信貸干預和較高的金融效率(Liang，2006)，王志強和孫剛(2003)曾用這一指標的倒數(shù)來衡量金融發(fā)展效率，意義大致相同。為了考察金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)結構的非線性影響，本文根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平對樣本進行分組。以經(jīng)濟發(fā)展水平為基準將樣本均分為三等分，分別估計最低組和最高組的影響。本文所使用的數(shù)據(jù)主要來自 《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》，以及相應各省統(tǒng)計年鑒。為避免異常值對估計結果的影響，將模型(4)、(6)和(7)中所有變量取對數(shù)處理。所有估計結果均在stata11完成。

（二）實證結果分析

首先，對模型(6)、(7)進行估計，以確定金融發(fā)展對各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素積累所產(chǎn)生的影響。該模型設定為固定效應模型。結果如表1所示，從回歸結果來看，各變量系數(shù)大部分在1%的水平上顯著，擬合優(yōu)度較高。國內生產(chǎn)總值、外商直接投資、城市化水平、貿(mào)易總額、居民儲蓄和人口增長率等變量的系數(shù)大部分為正值，說明這些因素促進了不同產(chǎn)業(yè)的資本和勞動的增加。本文所要研究的金融發(fā)展變量系數(shù)值分別為 ρ16=-1.324、ρ26=-0.941、ρ36=0.372、γ16=-0.241、γ26=-0.057、γ36=0.343，在不同產(chǎn)業(yè)之間存在較大的差別，即隨著金融發(fā)展水平的提高，第一、二產(chǎn)業(yè)的資本和勞動增長下降，而第三產(chǎn)業(yè)的資本和勞動增長提高，且金融發(fā)展對資本的影響相對較大，對勞動的影響相對較小。這充分說明了金融發(fā)展影響不同產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)要素配置，一方面使勞動要素向資本要素轉移，另一方面使生產(chǎn)要素從第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉移。

表1 金融發(fā)展影響各產(chǎn)業(yè)要素積累的估計結果

從以上分析可知，金融發(fā)展對各個產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素的積累產(chǎn)生了直接影響，那么它對產(chǎn)業(yè)結構體系究竟會產(chǎn)生多大的影響，下面對(5)式進行回歸，同樣采用固定效應模型。從該回歸結果不僅可以看出金融發(fā)展通過全要素生產(chǎn)率直接對產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生影響，還可以計算出金融發(fā)展通過對資本和勞動的影響對產(chǎn)業(yè)結構帶來的間接影響。結果如表2，大部分系數(shù)在1%的顯著水平上顯著，且模型擬合優(yōu)度都在95%以上，擬合效果較好。從金融發(fā)展通過全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)結構所產(chǎn)生的影響來看，具有十分明顯的產(chǎn)業(yè)結構效應，在第一、二、三產(chǎn)業(yè)中金融發(fā)展的系數(shù)值分別為：-0.231、-0.158、0.114。 這就是說，金融發(fā)展對第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負面影響，而對第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了積極影響。從這個影響因素來看，金融發(fā)展在第三產(chǎn)業(yè)和第一、二產(chǎn)業(yè)間存在“產(chǎn)業(yè)替代效應”。從金融發(fā)展對資本、勞動所產(chǎn)生的直接累積效應從而對不同產(chǎn)業(yè)所產(chǎn)生的影響來看，資本、勞動都對第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出呈現(xiàn)正向影響，且各產(chǎn)業(yè)資本的影響都明顯大于勞動的影響，資本的影響系數(shù)分別為：0.351、0.340、0.333，勞動的影響系數(shù)分別為：0.059、0.154、0.077。結合上一部分金融發(fā)展對不同產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)要素積累所產(chǎn)生的累積效應，分別可以計算出金融發(fā)展通過不同產(chǎn)業(yè)要素積累對產(chǎn)業(yè)結構所產(chǎn)生的影響，計算方法如下：

（8）、（9）式表示金融發(fā)展減少第一、二產(chǎn)業(yè)資本積累而影響其發(fā)展，且對第一產(chǎn)業(yè)的不利影響大于第二產(chǎn)業(yè)。(10)式表示金融發(fā)展增加第三產(chǎn)業(yè)資本積累，促進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。(11)、(12)式表示金融發(fā)展減少第一、二產(chǎn)業(yè)勞動積累而影響其發(fā)展，且對第一產(chǎn)業(yè)的不利影響大于第二產(chǎn)業(yè)。(13)式表示金融發(fā)展增加了第三產(chǎn)業(yè)勞動積累而促進第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。另一方面，我們可以看出，金融發(fā)展通過資本積累對產(chǎn)業(yè)的影響遠大于通過勞動積累對產(chǎn)業(yè)的影響，說明金融更偏向于通過資本要素發(fā)揮作用。

表2 金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構的估計結果

但是，應該明確的是，不同產(chǎn)業(yè)影響的不同主要不是由金融發(fā)展水平差別所致，而主要是由不同產(chǎn)業(yè)最初的資本與勞動積累決定的。因為金融發(fā)展通過全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)次產(chǎn)業(yè)結構的影響分別為：-0.231、-0.158、0.114，金融發(fā)展通過資本與勞動轉移對三次產(chǎn)業(yè)的影響分別為-0.4773、-0.3287、0.1503， 這 兩 者 之 和 分 別 為 ：-0.7083、-0.4867、0.2643，遠小于資本和勞動對三次產(chǎn)業(yè)的影響。所以各個產(chǎn)業(yè)最初的生產(chǎn)要素積累能力是推動該產(chǎn)業(yè)發(fā)展的決定性因素，從而促進產(chǎn)業(yè)結構變遷，金融發(fā)展的水平只是對其起到了一定的推動作用。表2還列示了金融發(fā)展效率指標對產(chǎn)業(yè)結構影響的結果，該結果顯示，系數(shù)符號和顯著性沒有明顯變化，表明估計結果相對穩(wěn)健。由于金融發(fā)展等變量與經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間可能存在內生性問題，我們使用工具變量法對模型(5)進行穩(wěn)健性檢驗，工具變量為常數(shù)項和金融相關率及金融發(fā)展效率等內生變量的滯后一期，結果列示在表3。結果顯示，模型估計系數(shù)符號和顯著性仍然沒有顯著改變，表明模型(5)的估計結果較穩(wěn)健。

表3 金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構穩(wěn)健性估計——內生性檢驗

理論研究認為金融發(fā)展是內生于經(jīng)濟發(fā)展的，“經(jīng)濟決定金融”，不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下，金融作用的發(fā)揮也有所差異，同樣，其對產(chǎn)業(yè)結構的影響也可能存在“門檻效應”，具有非線性關系。從以往的研究來看，一般按東中西部分組，去衡量相同經(jīng)濟發(fā)展水平的影響效果。但我們發(fā)現(xiàn)這樣的分組方法依然不能達到區(qū)分不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的目的，同一個地區(qū)內部仍然有發(fā)達和不發(fā)達之分。因此，本文摒棄按地區(qū)分組的方法，以各省GDP為基礎，將樣本均分三等分，分為低、中、高三組，以區(qū)分不發(fā)達、較發(fā)達和發(fā)達地區(qū)。如表4所示，回歸結果列示了低、高經(jīng)濟發(fā)展水平下金融發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構的結果。模型擬合優(yōu)度都在95%以上，擬合效果較好，同時，大部分變量系數(shù)在1%的水平上顯著。從金融發(fā)展指標的系數(shù)來看，各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平較低組，金融發(fā)展對各產(chǎn)業(yè)增長呈現(xiàn)負向效應；而經(jīng)濟發(fā)展水平較高組，金融發(fā)展對各產(chǎn)業(yè)增長具有正向效應，且對第三產(chǎn)業(yè)的影響大于第二產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)大于第一產(chǎn)業(yè)。這表明在較低的經(jīng)濟發(fā)展水平下，金融作用的發(fā)揮受到抑制，較高的經(jīng)濟發(fā)展水平促進了金融作用的發(fā)揮，其對產(chǎn)業(yè)結構的影響呈現(xiàn)“U”型結構，這也印證了“經(jīng)濟決定金融”的觀點，良好的經(jīng)濟發(fā)展水平是金融促進產(chǎn)業(yè)結構調整的條件。

表4 按經(jīng)濟發(fā)展水平分組估計結果

四、結論

本文從要素積累的角度，構建了金融影響要素積累進而影響產(chǎn)業(yè)結構的模型。利用省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了金融發(fā)展、要素積累和產(chǎn)業(yè)結構的關系?？疾炝私鹑谕ㄟ^對生產(chǎn)要素的影響進而對產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生的直接和間接作用。一方面金融發(fā)展通過全要素生產(chǎn)率直接影響產(chǎn)業(yè)結構變動，另一方面通過對資本和勞動要素的積累間接促進產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。同時，考察了制約金融作用發(fā)揮的因素，也就是經(jīng)濟發(fā)展水平。本文研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融發(fā)展通過全要素生產(chǎn)率和資本勞動積累直接和間接地促進了產(chǎn)業(yè)從第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)的替代。金融發(fā)展在一定程度上對第一、二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到不利影響，促進了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。（2）在金融影響要素積累的過程中，金融發(fā)展減少了第一、二產(chǎn)業(yè)資本和勞動的積累，且對第一產(chǎn)業(yè)的負向影響大于第二產(chǎn)業(yè)，同時，增加了第三產(chǎn)業(yè)資本和勞動的積累。（3）金融發(fā)展通過全要素生產(chǎn)率以及積累資本勞動影響產(chǎn)業(yè)結構的效應之和明顯小于資本勞動對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，說明產(chǎn)業(yè)發(fā)展源于初始的要素積累，金融發(fā)展只起到助推作用。（4）從金融積累要素的作用來看，資本積累作用大于勞動積累作用，且通過資本積累對產(chǎn)業(yè)的影響大于勞動積累的作用，具有明顯的資本偏向。（5）金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構的影響受到經(jīng)濟發(fā)展水平的制約，使得金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構之間呈現(xiàn)“U”型結構，表現(xiàn)出“門檻效應”,具有非線性關系。因此，我們認為一方面要加強各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素的積累，另一方面要完善和加強金融發(fā)展環(huán)境和水平，充分發(fā)揮其要素積累的作用。同時，提高經(jīng)濟發(fā)展水平和質量，為金融作用的發(fā)揮提供保證，從而實現(xiàn)不同產(chǎn)業(yè)、金融部門和國民經(jīng)濟的協(xié)調發(fā)展。

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