金融結構對產業轉型升級影響的實證分析

葉蜀君，王淑娟，解方圓

（北京交通大學經濟與管理學院，北京100044）

0 引言

我國已進入新常態發展階段，新常態下中國經濟的主要特征為經濟增速放緩的同時伴隨著發展方式和經濟結構的深刻變化[1]。加快產業轉型升級是在新常態下打造我國經濟增長新引擎，實現經濟可持續增長的根本路徑。金融作為現代經濟的核心，其結構形態及其變動對產業轉型升級至關重要。

國內外關于金融結構與產業結構進行了豐富的研究[2～6]，由于我國金融結構是以銀行為主的間接融資占主導地位，國內學者側重于中國銀行信貸對產業結構轉型升級影響的研究，對股票直接融資作用于產業結構優化升級的研究還很薄弱。本文從銀行信貸和金融市場融資兩個視角構建金融結構指標，采用2000—2015年中國地區面板數據，通過固定效應模型和動態面板數據模型從區域層面考察我國及東、中、西部三個地區中國金融結構對產業結構轉型升級的影響。

1 模型構建、指標選取及數據說明

1.1 模型構建

本文旨在探究新常態下我國地區金融結構對產業轉型升級的影響。因此，在借鑒以往研究的基礎上，本文構建基本計量模型：

其中，i代表地區，t代表時間，indsit代表產業結構轉型升級，financeit代表金融結構，εit為隨機擾動項。關于產業結構升級通常包括兩層含義，不僅包括三次產業間在國民經濟中比重的變化，同時也包含某一產業內部技術結構的變化[7]，即整個產業結構由第一產業占優向二產、三產占優演進，同時產業由低附加值向高附加值方向轉變的過程，從勞動密集型、資本密集型向技術密集型方向發展。在經濟發展新常態下，互聯網技術得到廣泛應用，經濟服務化是我國產業結構轉型升級的重要特征，產業從重資產、重工業行業向輕資產、現代服務業行業轉變。

1.2 指標選取

吳敬璉（2008）[8]認為“經濟服務化”過程就是第三產業的增長率快于第二產業的增長率，產業在向技術型、創新型行業發展。因此，本文采用地區第三產業增加值與第二產業增加值的比值反映產業轉型升級狀況。

關于金融結構指標的衡量還沒有統一計量標準，學者們大都采用Gold（1969）[9]提出的“金融相關率”指標，即全部金融資產與國民生產總值之比，但這不能準確反映我國金融結構現狀。銀行系統在中國金融體系中發揮著重要的作用，同時伴隨著股票、債券等市場的發展，股票為主導的直接融資比例也在逐年上升，并為我國中小企業的發展發揮了不可替代的作用。因此，以銀行系統為代表的金融中介體系和以股票市場為代表的金融市場反映金融結構。采用地區金融機構信貸總額與GDP比率代表銀行體系的發展（bankit），地區股票籌資額與GDP的比率代表股票市場的發展（stksit）。

Xit為一組控制變量，根據以往研究，本文選取了如下變量作為模型的控制變量：（1）外貿依存度（impit）：用出口總額與進口總額的比來衡量，外向型經濟發展促進了我國制造業的發展，隨著國際市場需求的多樣化，我國的貿易結構也在發生改變，這也會促使我國產業結構向更高層次轉型；（2）固定資產投資（investit）：用地區固定資產投資凈值占地區生產總值比重衡量，固定資產投資是支撐產業轉型發展的重要物質基礎；（3）外商直接投資（fdiit）：采用外商直接投資占地區生產總值比重衡量，外商投資額根據當年匯率折算。（4）社會消費水平（consumit）：用社會消費品零售總額占地區生產總值比重衡量，該指標反映了地區居民的消費層次，對于產業結構轉型具有導向性作用；（5）市場化程度（stateit）：用各地區國有企業銷售產值占地區生產總值比重衡量，該指標為逆向指標，國有經濟比重越高則地區市場化程度越低。（6）人力資本積累水平（edusit）：用初中以上受教育人口占6歲以上人口比重衡量，人力資本對產業結構轉型升級具有長期影響，是產業向高級化發展的不可缺少的要素之一；（7）人口老齡化水平（oldit），用65歲以上老年人口占總人口比重衡量，老年人口在體力和智力上均不及年輕人口，特別是進入老齡化社會以后，整個社會的創新能力將受到制約，不利于新技術的發明和應用[10]，對于產業結構轉型升級將起到一定的制約作用。

根據以上分析，本文應用我國省際面板數據，并用νit表示個體效應，最終構建的省際面板數據計量經濟模型如式（2）所示：

1.3 數據來源及描述性統計

采用2000—2015年全國30個省份（不包含港澳臺地區和西藏自治區）的面板數據。其中，以銀行信貸為代表的間接融資及以股票籌資為代表的直接融資來自各年度《中國金融年鑒》和Wind數據庫，進出口總額、固定資產投資、社會消費品零售總額及國有企業銷售產值等指標數據來源于《中國統計年鑒》（2001—2016年）、各省相應年度的統計年鑒和《中國工業統計年鑒》，人口老齡化水平和人力資本水平根據《中國人口和就業統計年鑒》（2001—2016年）的相關指標計算獲得。表1為主要變量取自然對數后的統計性描述結果。

表1 主要變量的描述性統計

2 實證分析

本文采用stata13.0軟件對模型進行回歸分析，經檢驗，地區固定資產投資與銀行貸款和股票融資具有較強相關性，為保證回歸模型的穩健性，故剔除固定資產投資指標。通過Hausman檢驗，模型拒絕隨機效應模型，表明存在顯著的個體效應。因此，本文選擇固定效應模型進行分析。

2.1 金融結構對產業結構轉型升級的總體效應

首先，通過固定效應模型分析金融結構對我國產業結構轉型升級的作用，回歸結果如表2所示。

表2 金融結構對產業結構轉型升級的影響

模型1為不考慮控制變量的情況下金融結構對產業結構轉型升級的影響。結果顯示，銀行信貸融資對我國產業結構轉型升級起顯著的正向作用，而股票市場直接融資起顯著的負向作用。模型2和模型3分別為考慮控制變量情況下銀行信貸和股票市場融資對產業結構轉型升級的影響。模型的回歸結果顯示，模型具有良好的擬合效果，在其他條件不變的情況下，銀行信貸融資通過了1%的假設檢驗，銀行為主的間接融資對產業結構轉型起到了積極作用；股票市場融資也通過了10%的假設檢驗，但股票市場融資起到了一定的抑制作用。模型4為綜合考慮兩種不同融資方式的金融結構對產業結構轉型升級影響。模型回歸結果表明，銀行信貸和股票市場對產業結構轉型升級具有顯著的影響，但兩者作用方向相反，銀行為主的間接融資所產生的積極作用（+0.1308）要明顯高于股票市場直接融資產生的消極作用（-0.0136）。這表明增加銀行信貸規模有利于促進產業結構轉型升級，而股票市場籌資額的擴大卻起到了抑制作用，這和王勛和趙珍（2011）[11]研究結果一致。

當前，我國金融體系以銀行間接融資為主導，銀行信貸仍是我國產業轉型升級的主要資金推動力量。而股票市場直接融資的負面作用可能是：一方面，我國股票市場發展還處于初級階段，很多方面都不成熟，管理部門的過度行政干預擾亂了股票市場的正常運作，使得投資者容易對政策方向產生高度依賴感，決策時傾向于猜測政策導向和底線，表現出典型的羊群行為[12]，這就使許多中小微企業難以通過直接融資獲得金融資源，或即使獲得股票市場融資也會擔心融資的穩定性。另一方面，上市公司通過股票市場籌集到的資金大多用于短期的投機活動而非進行企業的科技創新投資。

從其他控制變量的估計結果看，對外開放水平、市場化程度和社會消費水平對我國產業結構轉型升級具有顯著的促進作用，其中，社會消費水平對我國產業結構轉型的拉動作用最大，這表明日益擴大的國內消費能力恰恰是推動產業結構轉型升級的重要動力，凸顯了進一步釋放內需的重要性。以國有企業銷售增加值占GDP比重衡量的市場化程度雖然為負向作用，但是由于該指標為逆向指標，因此，加快市場化改革進程也有助于產業結構轉型升級。外商直接投資、人力資本水平和人口老齡化對產業結構轉型升級具有顯著的阻礙作用，各變量至少通過了10%的假設檢驗。誠如郭克莎（2000）[13]所指出的，由于外商直接投資集中于第二產業尤其是工業部門，對第三產業投資偏低，外商直接投資的這種結構偏斜性加重了產業結構偏斜，不利于產業轉型升級；人力資本積累水平對產業結構轉型升級起到了顯著的負向作用與理論預期相悖，這可能是由于我國教育結構與產業發展相脫離，造成了大量的人力資本積累與產業發展水平不匹配的結果。

2.2 金融結構對產業結構轉型升級的地區效應

本文利用上述方法進一步分別對我國東部地區、中部地區和西部地區金融結構影響產業結構轉型升級進行實證分析（見表3）。

表3 分地區金融結構對產業結構轉型影響

從表3可以看出，對于不同產業結構發展水平的地區而言，銀行信貸間接融資和股票市場直接融資的效應存在差異。無論是產業結構水平較高的東部地區，還是產業結構發展水平較低的西部地區，銀行信貸起到顯著的促進作用，且對西部地區作用更大，中部地區作用不顯著，這說明銀行信貸的發展有利于東部和西部地區的產業轉型升級，對中部地區沒有發揮作用。本文認為這與東、中、西部地區金融結構水平差異大有關，東部地區集中了全國一半以上的信貸資源，而中部地區信貸資金占19%左右且呈現下降趨勢，而西部地區占22%，并呈現出上升趨勢。此外，近年來國家西部大開發和“一帶一路”戰略的實施，為西部地區發展帶來前所未有的發展機遇，西部地區銀行信貸發展加快進而促進產業結構轉型升級也在情理之中了。可以看出，各地區貸款水平的巨大差異導致產業轉型升級過程中獲取的資金支持不同，進而對產業轉型升級的作用也不同。

同時，股票市場直接融資對于東部地區有顯著的正向作用，而對中部地區和西部地區具有顯著的阻礙作用，且對西部地區阻礙作用更大些。這表明分地區看，股票市場規模的發展并沒有起到對產業轉型升級的推動作用。一方面，中、西部地區尤其是西部地區產業轉型升級水平較低，現代服務業發展緩慢，科技型中小企業難以通過上市籌集到資金，另一方面與東部地區相比，中西部地區股票市場發展的軟硬件設施比較落后[9,12]，這進一步制約了中西部地區股票市場功能的正常發揮。因此，股票市場的發展阻礙了中西部地區的產業轉型升級。而對于東部地區由于產業結構水平已經處于較高水平，產業轉型升級也主要依靠科技創新引領，因此股票市場的發展能夠在一定程度上緩解創新型產業的融資約束，將有助于產業結構轉型升級。

對于其他控制變量而言，社會消費水平仍然是促進我國各地區產業結構轉型升級的最重要動力之一，且對于中部地區而言，其作用最為突出。國有企業占GDP比重對于東部、中部和西部地區均起到了負向作用，但是對于市場化程度已經較高的東部地區作用效果并不顯著；外商直接投資對于各地區的影響效應不同，fdi對東部和中部地區產業結構轉型升級具有負向作用，而對于西部地區產業結構轉型升級具有不顯著的正向作用。這與上文分析的外商直接投資的產業結構偏斜性是一致的，fdi主要投資于第二產業，而對第三產業投資不足，特別是fdi投資第二產業具有顯著的地域性特征，主要集中于我國東部和中部地區。老齡化對產業結構轉型升級的消極作用在地區間也較為突出，尤其對于東部地區的制約性最大。

2.3 穩健性檢驗

本文參考D.Roodman（2015）[14]采用兩步差分廣義矩估計方法進行回歸，回歸結果如表4所示。

動態面板數據模型的關鍵在于工具變量的選擇，這里運用Xtabond2處理方法，用人力資本當期值和滯后一期值作為前定變量，將股票市場直接融資和銀行信貸分別作為內生變量、其他指標作為自身的工具變量進行兩階段差分GMM回歸。通過Sargan檢驗和Hansen檢驗，證明本文所選的工具變量均通過了有效性檢驗，變量間也不存在序列相關性，因此模型具有較好的擬合效果。研究發現，產業結構轉型確實受到了前期產業結構狀態的影響，滯后兩期的產業結構仍對于當期產業結構產生了顯著的正向作用。產業結構的轉型升級是在不斷地進行資本和技術累積的基礎上發生的，因此，前期的產業結構對后期的產業結構轉型起到了基礎性作用。在加入產業結構轉型滯后變量的影響后，銀行貸款和股票市場融資對產業結構轉型升級影響的系數符號與靜態模型相一致，銀行貸款對產業結構轉型升級具有顯著的正向作用，而股票市場融資卻對產業結構轉型升級具有顯著的負向影響。同時，其他變量的方向與本文在固定效應分析中基本一致，表明模型具有較強的穩定性，估計結果進一步消除了模型存在的內生性問題。

表4 銀行和股票市場融資結構對產業結構轉型升級的動態估計

3 結論

推動產業結構轉型升級是適應新常態，打造經濟驅動新引擎，保持經濟可持續增長的根本路徑。產業結構的轉型升級離不開金融資源的有效支持。本文運用2000—2015年中國30個省份的面板數據，使用固定效應模型和動態面板數據模型分別考察了全國及東、中、西部地區金融結構對產業結構轉型升級的影響，得出如下結論：

（1）整體上看，我國銀行信貸有助于產業轉型升級，股票市場融資對產業轉型升級卻產生了抑制作用。這說明銀行信貸仍是我國產業轉型升級的主要資金來源，而股票市場沒有起到應有的作用。實際上，銀行信貸為主的金融結構能夠發揮促進作用與我國改革開放以來的產業發展特征高度吻合。改革開放以來，我國產業主要承接國際轉移產業，且以勞動密集型的低端成熟產業為主，而銀行信貸足以滿足產業發展需求。

（2）分區域看，我國不同地區的金融結構在促進產業結構轉型升級方面具有一定的差異，其中，銀行信貸對東、西部產業結構轉型升級均具有促進作用，特別是對經濟較為落后的西部地區影響更大。股票市場融資對于中西部地區產業轉型升級具有顯著的抑制作用，這可能與資本尋利導致向東部地區外流有關。同時，對于經濟發展程度較高的東部地區，股票市場直接融資具有正向作用，也表明了當產業結構達到一定水平時，更加開放的金融市場將發揮重要的推動作用。

（3）我國地區間經濟增長和金融發展水平等各方面存在一定的差距，因此，應針對不同的地區采取不同的金融發展策略。實現和地區產業布局和調整方向相一致的金融結構，是有效推動地區產業轉型升級、促進經濟協調可持續發展的關鍵。同時，在加快金融體系改革、推動金融創新、提高直接融資比重的同時，更應該注重金融資源在區域間的合理配置，提升融資效率。

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