金融發展、門檻效應與地區產業結構升級

劉 顏（博士），周建軍（博士生導師），于靜靜（博士）

一、引言

經過多年的發展，我國工業化進程進入到后半階段，勞動力成本優勢逐漸弱化，鋼鐵、煤炭等傳統產業產能過剩問題嚴重，資源、能源和環境約束逐漸增強。在面臨國內外雙重壓力的背景下，過去對資源進行簡單整合的產業發展模式不可持續，只有加快產業結構轉型升級，推動產業邁向中高端，才能保持經濟中高速增長，順利實現全面建成小康社會的目標。產業結構升級成為優化社會總供給結構、促進經濟發展的基礎[1]，通過產業升級促進經濟可持續發展已經成為共識。

我國經濟的發展歷程和政策實踐均表明，金融發展是促進產業結構升級的直接推動力量。近年來，各級政府大力支持金融服務實體經濟，促使金融服務于結構優化、動能轉換和要素升級的大方向，推動產業結構升級。理論研究和現實狀況均表明，產業結構轉型升級離不開金融的支持，因此，正確認識金融發展對產業結構升級的影響及作用機制，量化金融發展的產業結構升級效應，探索金融發展與地區產業結構升級相結合的模式，對于利用金融體制改革促進經濟增長方式轉型，實現產業結構轉型升級具有重大的現實意義。

國內外學者對金融發展與產業結構升級之間的關系進行了大量檢驗，但并未形成統一的結論。一些學者認為，金融發展有利于地區產業結構升級[2]，金融市場發展水平越高，產業之間增長率的相關性就越強，產業之間相互促進，能夠實現較快發展[3]。但是，另一些學者得出了不同的結論。Antzoulatos 等[4]認為金融發展對產業升級的影響并不顯著。我國金融的畸形發展對產業變遷的調整和升級產生了扭曲效應[5]，再加上我國存在較為嚴重的金融抑制問題[6]，以銀行業為主的間接融資模式無法滿足戰略性新興產業的融資需求[7]，制約了地區產業結構的調整與升級。

對金融發展與產業結構升級的研究實際上是金融發展與經濟增長關系這一研究主題的拓展，現有文獻在金融發展度量、作用機制探索方面奠定了一定的研究基礎，但在實證研究方面并未形成一致的結論。本文利用地級市面板數據，采用面板門檻模型探討金融發展對產業結構升級的非線性影響。與已有研究相比，本文的貢獻可能表現在以下幾個方面：一是突破已有研究主要從宏觀或者微觀層面探討金融發展對于實體經濟影響的局限，從中觀層面的產業結構視角對兩者的關系進行探討，對金融與經濟增長的關系重新進行闡釋；二是已有實證研究主要考察金融發展和產業結構升級之間的線性關系，僅發現金融發展對產業結構升級的促進作用，本文對此進行拓展，在門檻效應模型框架下，以金融發展為門檻變量，對金融發展的產業結構升級效應重新進行檢驗；三是大多數學者都是從國家或者省級層面探討產業結構升級及其影響因素，往往忽視了城市層面產業發展的異質性，本文采用地級市面板數據進行實證檢驗可以彌補此方面的不足。

二、文獻綜述與理論分析

國外最初對于金融發展與產業結構升級的研究都著眼于金融發展如何推動經濟增長，很多學者基于索洛增長模型的框架，從資本積累和全要素生產率這兩個角度論述了金融發展對經濟增長的影響[8，9]。近年來，我國經濟進入新常態，產業結構升級成為解決目前宏觀經濟失衡的重要手段，國內外學者紛紛從金融活動或者金融政策的視角出發，探討金融發展與金融效率在產業結構調整中的導向和調節作用[10，11]。理論研究表明，金融發展會通過產業資本形成與配置等渠道改變資本的供給水平與結構，進而影響地區產業結構，其作用機制可以概括為以下幾點：

1.金融發展通過促進產業資本形成和提高資源配置效率來推動產業結構升級。在產業發展過程中，尤其是新興產業發展過程中，需要大量資金開展技術創新等活動，其所需資金往往超出自有資金范圍，迫切需要外部金融支持。金融發展意味著更加先進的金融機構和更加完善的金融體系，能夠將零散資金快速、大規模地聚集起來，產生外部規模經濟效應，并通過直接融資和間接融資渠道為企業提供快速融資服務，為新興產業發展和傳統產業升級提供持續性的資金供給，進而改變地區產業結構[12，13]。金融發展水平越高，金融體系效率越高，越能夠以較低的交易成本和信息成本吸收儲蓄，并通過促進“儲蓄—投資”轉化機制，使得社會資金向資金需求方轉移[5]，擴大可用于投資的資本存量，進而緩解地區融資約束，促進地區產業結構優化。

此外，金融發展能夠實現資本有效配置，引導金融資源在不同產業部門間流動，影響產業間的資金存量結構，進而對產業結構產生影響[14，15]。金融部門是投資者和儲蓄者之間的橋梁，為資金由盈余部門向短缺部門轉移提供了渠道，金融資源配置結構會對宏觀經濟運行以及地區產業結構調整產生影響[13]。金融機構根據市場供求關系決定的資金價格以及收益水平開展金融活動，并根據收益性、流動性、安全性等原則對項目進行評估，促使資金從低效率產業部門向高效率產業部門轉移[16]。金融發展水平高的地區有較多的金融機構以及較完善的金融服務，其運作效率更高，能夠根據資本回報率識別發展潛力大、競爭力強的產業，更好地引導資金流入回報率更高、附加值更高的行業中去，同時減少資金在低成長性、低回報行業的投入，優化信貸資金在各個產業間的重新分配，使地區產業格局更加合理[5]。

2.金融發展通過信用催化機制加速資本形成，從而促進產業結構升級。除了被動滿足產業發展的資金需求，金融部門還能通過信用催化機制加速產業資本形成，為產業的生產研發以及規模擴張提供充足的資金，實現生產資源的節約利用以及使用效率的提高，推動地區產業結構向著更高級、更合理的方向優化[13，17]。隨著經濟社會的發展，各類生產組織的資金需求日益增多，一般的借貸信用無法充分滿足產業發展的資金需求，從而催生了各類金融創新工具與信用制度，以減輕產業部門的資金約束。金融發展水平較高的地區，儲蓄動員和投資優化方面的金融創新工具層出不窮，產業資本影響范圍也有所擴大，導致產業資本流動加快，能夠將潛在金融資源現實化，推動產業轉型升級[18]。比如，資產證券化工具允許產業部門利用自身部分資產作為信用基礎進行融資，為企業提供數倍的金融資源，拓寬產業部門的融資渠道并降低綜合融資成本，為技術創新和轉型升級提供資金支撐。

3.金融發展能夠緩解信息不對稱進而降低信息獲取成本，從而促進產業調整和升級。由于市場失靈，投資者無法獲得產業部門或者企業創新研發能力的相關有效信息，且面臨較高的時間成本，并缺乏相應的信息搜集和處理能力，導致逆向選擇問題產生。金融發展意味著金融體系的完善和市場披露機制的改進，有助于緩解信息不對稱和道德風險問題[19]。在健全的金融市場環境下，金融機構能憑借其規模優勢和專業能力，充分發揮收集、篩選和整理信息的優勢，提供有效的金融咨詢服務，降低信息不對稱可能帶來的交易風險，更好地滿足產業轉型升級的融資需求[20]，促使資本流向有價值的投資項目及競爭力強的行業，提高資本配置效率[21]。

4.金融發展通過激發技術創新推動地區產業結構升級。企業技術創新是由企業研發、試用、產業化等多階段組成的動態、復雜的過程，具有高投入、高風險的特征，內源性融資無法滿足所有資金需求，需要獲得全面、高效的金融支持。金融體系是企業獲得外部資金支持的重要渠道，金融體系的發展影響著企業資金獲得的便利性與投資效率，因而對技術創新活動起著關鍵性作用[22，23]。金融發展降低了由信息不對稱引發的篩選和監督成本，降低了行業外部融資成本，促進了各行業的技術進步，并通過“水平效應”和“結構效應”進一步加速產業結構轉型，促進經濟增長[20]。值得注意的是，不同類型的金融體系對產業技術創新的影響存在差異，銀行等金融機構對傳統產業的影響更大，而股票和債券市場則更有利于新興產業的發展[24]。

總之，無論是傳統產業的升級改造還是新興產業的發展壯大，都需要健全、高效的金融服務作支撐。作為經濟增長的助推器，金融發展能夠促進產業資本的形成，提高儲蓄—投資轉化率，減少信息不對稱并降低交易風險，提高資本配置效率，在產業結構升級過程中為產業技術創新活動提供必要資金，支持產業由勞動密集型向資本密集型、技術密集型轉變，由低附加值向高附加值轉變。地區金融發展水平越高，金融體系越完善，金融機構以及提供的金融工具就越多，越能調動市場主體參與投資活動的積極性，吸收社會閑散資金，加速產業資本形成。同時，在資本總量既定的情況下，資金的配置效率越高，越能夠更好地引導資金流向競爭力高的產業部門，改善地區產業結構，推動地區產業轉型升級。

值得注意的是，受地區發展條件以及制度環境建設的影響，地區金融市場的發展呈現出明顯的區域特征，再加上區域壁壘和資本市場分割等現象，國內資本的流動性遠遠低于國際金融市場一體化的國家或地區，我國各城市金融市場的區域差異較為明顯。在市場化程度較高、金融市場發展較完善的地區，其建立的金融機構和提供的金融服務更為完善和豐富，能建立起良好的資本形成和轉化機制，且信用催化、信息披露等機制能夠更好地發揮作用，從而為產業發展提供更大的融資規模和更高的融資效率，加快地區產業結構升級的步伐。基于此，本文結合城市發展特征，以金融發展水平為門檻變量，實證檢驗金融發展對產業結構升級的非線性影響，從金融視角出發研究支撐地區產業轉型升級的政策框架，為政策設計和實踐發展提供借鑒。

三、模型設定和數據說明

1.計量模型設定。傳統的門檻模型通常是采用外生樣本隔離的方法進行估計，其樣本分離點和區間的選擇都是主觀的，并非由數據內生決定，因此無法推導出門檻值的置信區間，且參數估計值對門檻值比較敏感。Hansen[25]提出的面板門檻回歸模型，不需要事先給定非線性方程的形式，也不需要外生指定門檻值，其門檻值和門檻數量完全由樣本數據內生決定，克服了傳統門檻分析方法過于主觀的缺陷。此外，該模型在漸近分布理論的基礎上建立待估參數的置信區間，并使用Bootstrap 方法對各門檻值的統計顯著性進行估計，從而可以更好地檢驗不同門檻水平上金融發展對產業結構升級的影響。因此，本文參考Hansen[25]的做法，建立如下門檻回歸模型：

其中，下標i為城市，t為時間。upgrade表示產業結構調整指標，findev為金融發展水平。I（）代表指示函數，當括號內的條件成立時，I=1，否則I=0。qit為門檻變量（本文為金融發展水平），將樣本數據劃分為不同的階段。γ是門檻值，α1和α2是門檻系數。如果α1顯著為正，則說明當金融發展小于或等于門檻值γ時，金融發展會顯著促進產業結構升級；如果α1顯著為負，則說明當金融發展水平小于或者等于門檻值γ時，金融發展會抑制產業結構升級。值得注意的是，α1和α2除了可能出現符號差異，其數值也有可能存在顯著差異，這一差異反映了金融發展對產業結構升級的非對稱效應。εit代表殘差項，X表示其他影響產業結構升級的控制變量。

在門檻模型的估計中，既要對門檻值γ進行估計，又要對門檻估計值進行相應的檢驗。其中，門檻值將通過最小化殘差估計值來估計，即γ=argminSn（γ）。在得到相應的估計值后，進一步對門檻效應的顯著性和置信區間進行檢驗。門檻效應顯著性檢驗的原假設是H0：β1=β2，備擇假設是H1：β1≠β2。如果原假設成立則說明門檻值并不存在，其構建的統計量是：

其中，S0為無門檻時的殘差平方和，而S1（γ?）是門檻估計下的殘差平方和，σ?2為門檻估計殘差的方差。Hansen[26]建議采用heteroskedasticity-consistent Lagrange multiplier（LM）檢驗來識別門檻值。但是，在原假設情況下，門檻值無法識別。為此，可以通過自舉法（Bootstrap）來模擬統計量的漸進分布，同時計算出p值。

門檻值置信區間估計的原假設是估計的門檻值等于真實門檻值，即H0：γ?=γ，相應的似然比檢驗統計量是：

其中，S1（γ）是無約束條件下的殘差平方和。Hansen 給定了顯著性水平為α時的拒絕域，即當時，無法拒絕原假設。如果模型存在兩個或兩個以上的門檻值，那么就需要在單一門檻模型的基礎上依順序進行下一個門檻顯著性以及置信區間的檢驗。

2.變量選擇與數據說明。在式（1）基準回歸方程中，被解釋變量為產業結構升級upgrade。配第—克拉克的產業結構演變規律表明，產業結構升級的特征是第三產業在國民經濟中的地位逐漸上升，而第一產業的比重則相對下降。本文借鑒李逢春[27]等學者的研究，以不同產業部門在國民經濟中所占的比例作為權重，構建如下產業結構升級綜合指數。其中，industry1、industry2 和industry3 分別表示第一、二、三產業產值占總產值的比重。upgrade的值介于1到3之間，值越大表明產業結構發展水平越高。

核心解釋變量為金融發展findev。既有研究往往采用金融相關比率來衡量金融發展水平，比如金融資產與總資產的比重等。其中，廣義貨幣存量M2與國民生產總值的比重通常用來衡量國家金融發展水平，而金融機構存貸款余額與地區國民生產總值的比重可以衡量區域金融發展水平。基于此，同時考慮到地級市數據的可得性，本文利用各城市金融機構存貸款總和與地區生產總值之比衡量地區金融發展水平。

控制變量包括：①地區經濟發展水平gdp，用人均地區生產總值衡量。經濟發展水平較高的地區，產業結構升級的程度將更高。②地區外商直接投資fdi，可以通過增加資本供給、技術溢出以及優化市場結構這幾個方面來推動產業結構的優化和升級。③fiscal 表示政府干預水平，用地方財政支出與地區生產總值的比重來衡量。目前，我國的市場調節機制并不完善，客觀上需要政府對產業升級進行干預和扶持。政府的適度干預能夠促進產業結構的轉型升級，然而，一旦產業政策實施不當，過度保護某些產業的發展，則會阻礙產業結構升級的步伐，所以，政府干預對于產業結構升級的作用具有不確定性。④invest 為地區固定資產投資水平，用全社會固定資產投資總額除以地區生產總值得到。固定資產投資能夠促使國民經濟中第三產業地位得到提高，推動新產業的形成，從而對產業結構升級產生直接作用。⑤地區勞動力供給peo，用城市就業人員總數衡量勞動力水平，該變量主要通過勞動力素質和水平影響產業結構變遷。⑥edu為人力資本，用地區高等學校在校生數量來衡量。人力資本水平會通過提升創新效率、管理效率等渠道促進產業結構升級。

本文所使用的地級市數據均來源于CEIC數據庫。因為該數據庫中地級市年末金融機構貸款余額數據最早存儲于2003年，所以本文面板數據的跨度為2003～2016年。在地級市的選擇上，因為2011年撤銷了巢湖，2011年增設了貴州畢節和銅仁，所以上述樣本均刪除。此外，拉薩、中衛、固原、普洱、吳忠等地級市數據缺失嚴重，因此數據分析并不包含以上城市。處理過后最終得到281個城市的面板數據，計算過程中個別缺失數據采用移動平均法補齊。為了消除通貨膨脹的影響，以城市所在省份的居民消費價格指數（CPI）將各名義變量調整為以2003年為基期的實際變量，并利用以2003年為基期的固定資產投資價格指數對各個地級市的固定資產投資額進行調整，各省份居民消費價格指數和固定資產價格指數均來自《中國統計年鑒》。表1 給出了相關變量的描述性統計。

表1 變量的描述性統計

四、實證結果與討論

1.門檻變量的選擇與門檻檢驗。根據門檻回歸模型的原理可知，門檻變量既可以是模型中的解釋變量，也可以是其他變量。金融發展對產業結構調整的影響具有特殊性，當金融發展達到某一水平時，對產業結構的影響在原有水平上會改變符號或者大小。考慮到各個地級市的金融發展水平差異較大，因此選取金融發展程度作為門檻變量，依次進行單門檻、雙門檻檢驗，結果如表2所示。

表2 門檻效應檢驗

由表2 可以看出，在以金融發展水平為門檻變量的單一門檻檢驗中，F 統計量的值為24.72，經2000 次Bootstrap 之后計算結果在5%的顯著性水平上可以拒絕原假設，此時存在一個門檻。接下來進行兩個門檻的檢驗，原假設為方程僅存在單一門檻，此時F統計量為-6.69，未通過顯著性檢驗，即使在10%的顯著性水平上也無法拒絕原假設，此時門檻效應的檢驗停止。因此，本文認為金融發展存在一個門檻。

2.門檻回歸及結果分析。表3報告了式（1）的面板門檻回歸結果。模型（1）為不包含任何控制變量的回歸結果，模型（2）～模型（4）逐步加入了相關控制變量。結果表明，金融發展對地區產業結構升級的影響顯著為正，且均通過了顯著性檢驗，即金融發展是地區產業結構升級的重要驅動因素，與曾國平等[5]的研究結論一致。金融發展通過不斷吸收社會閑散資金來增加資金供給、降低融資成本，根據效率原則對資金在不同產業間進行合理配置進而提高資源配置效率，緩解信息不對稱與道德風險問題，為技術創新提供更合適的金融機構與金融服務等，能夠改變地區產業結構，促使地區產業結構優化。

考慮到地區金融市場的差異及其對金融發展的產業結構調整效應的影響，以金融發展為門檻變量進行實證回歸，結果表明，金融發展對產業結構升級影響的門檻值為1.4042，并且在所有回歸中都落入了95%的置信區間，可見，金融發展對產業結構升級影響的非線性效應確實存在。門檻值左側的回歸系數α1和右側的回歸系數α2均顯著為正，且α2＞α1，這意味著金融發展對產業結構升級的影響存在顯著的非對稱效應：當金融發展水平較低時，金融發展對產業結構升級的促進作用較小；當金融發展水平較高時，金融發展所帶來的產業結構升級效應有所強化。隨著金融發展水平的提高，地區先進的金融機構越來越多，且能夠提供多樣化的金融服務和專業化的融資方式，從而更好地滿足各產業在發展過程中的外部融資需求。再加上金融市場透明度和披露機制均有所改進，新興產業發展和傳統產業退出過程中的信息不對稱和道德風險等問題得到緩解，資金配置效率提高，產業結構調整和轉型升級的速度也會加快。此外，控制變量的逐步加入并未改變金融發展的門檻值，證明門檻效應在數值上也比較穩定。

表3 門檻回歸結果

地區經濟發展水平能夠顯著促進產業結構轉型升級。經濟發展水平越高，則產業結構轉型升級越快，這與大多數研究的結論一致。地區勞動力供給和人力資本對產業結構升級的作用為正，且均通過了1%的顯著性檢驗。地區固定資產投資水平對產業結構升級的作用為正但并不顯著。當前我國投資運行過程中依然存在一些問題，例如，新動能雖然發展勢頭良好，但在投資中的比重仍然偏低；高耗能行業投資增速未得到有效控制，這在一定程度上阻礙了固定投資對產業結構升級促進作用的發揮。因此，優化投資結構、完善投資政策是我國未來促進產業結構升級的重要方向。政府干預水平對產業結構升級的影響顯著為負。近年來，我國各級政府在產業轉型升級過程中發揮了重要作用，包括制定和調整產業政策、頒布并落實產業發展規劃等。但是，部分政府對地區產業發展的規劃過多過雜，且在利益的驅使下往往會主導資金流入方向與領域，導致資金在不同產業之間的布局嚴重失衡，從而阻礙了其轉型升級。再加上市場分割、行政區經濟等地方保護主義的存在，也會阻礙地區產業結構的調整和升級。地區外商直接投資的系數為負，對地區產業結構升級產生了顯著的阻礙作用。在產業結構方面，外商在我國的投資具有十分明顯的行業偏好，其投資重點為制造業。近年來，外商直接投資對第三產業的投入雖然呈上升趨勢，但總體投資比重仍然偏低，且主要集中在房地產業、批發零售業等，在一定程度上阻礙了產業結構升級。

五、穩健性檢驗

1.更換回歸方法。為了確保上述面板門檻模型回歸結果的可靠性，對回歸方程進行穩健性檢驗，采用不同的估計方法，對金融發展的非線性效應進行進一步檢驗。門檻回歸中，通過Bootstrap自舉法重復抽樣2000次得到的門檻值為1.4042。在本部分，建立包含虛擬變量的面板模型，對金融發展的非線性效應以及門檻值的大小進行檢驗。建立如下所示的面板模型：

其中，dum 為虛擬變量，其取值如下：當金融發展變量的值大于門檻值時取值為1（findev＞1.4042），否則為0。交互項findev×dum 的估計系數符號可以反映門檻效應的方向。根據前文的分析以及上述面板門檻回歸模型可以預期金融發展與dum 交互項的系數顯著為正，即當金融發展水平高于門檻值1.4042時，金融發展會促進產業結構升級。如果交互項findev×dum顯著為負或者不顯著，則面板門檻模型的結論不成立。F 值檢驗支持選擇固定效應模型（FE），基于此，采用固定效應模型對式（5）進行估計，具體結果如表4模型（1）～（4）所示。

從表4 的回歸結果可以看出，交互項findev×dum的系數為正且均通過了5%的顯著性檢驗，表明金融發展對產業結構升級的非線性效應顯著存在。金融發展水平高的地區，金融發展對產業結構升級的促進作用越大。在現代經濟條件下，地區的外部融資環境即金融發展情況對本地區產業結構的影響顯著，且這種影響隨著金融發展水平的提高呈現出遞增的特征。表4 的回歸模型中，隨著控制變量的加入，交互項findev×dum 系數始終顯著為正，這說明金融發展對產業結構升級的非線性效應比較穩定。

2.更換變量。在上述回歸過程中有可能仍然存在衡量誤差問題，進而導致估計結果有偏。在基本回歸中，采用年末金融機構存貸款之和除以地區生產總值來衡量金融發展水平。但是在不同文獻中，金融發展有不同的測量方法。參考李文艷等[28]的做法，用年末金融機構各項貸款余額除以城市總人口，得到人均貸款余額指標來衡量金融發展水平，并重新進行面板門檻回歸，門檻自抽樣檢驗均通過了10%的顯著性檢驗，表明門檻效應確實存在，參數估計結果如表4模型（5）～（8）所示。由此可知，門檻回歸系數α1和α2均顯著為正，且α1＜α2，與前文回歸結論一致。金融發展對地區產業結構升級的影響存在顯著的非對稱效應，當地區金融發展水平跨越相應門檻值后，其對產業結構升級的促進作用會更加明顯。總體而言，本文的基本結論不會因為金融發展衡量方法的改變、模型估計方法的改變而發生顯著變化，總體上是穩健的。

六、結論及政策啟示

本文運用產業結構理論、金融發展理論、投資理論等闡釋了金融發展對產業結構升級的影響，并利用2003～2016年我國281 個地級市的面板數據，以金融發展水平為門檻變量，實證檢驗了金融發展對產業結構升級的非線性影響。面板門檻模型的回歸結果表明，金融發展水平的提升能夠促進產業結構升級，其促進作用呈現出明顯的非對稱性：金融發展水平越高的地區，其對產業結構升級的促進作用越大。地區經濟發展水平、人力資本以及勞動力能夠促進產業結構升級，但外商直接投資和政府支出卻阻礙了地區產業結構的轉型升級。基于本文的研究結論以及我國產業結構升級面臨的挑戰和困境，本文提出如下政策建議：

1.不斷完善金融體系，適度擴大金融發展規模，進而促進產業結構的優化。金融作為現代經濟的核心，為產業發展提供著不竭的動力。然而，目前我國以銀行信貸為主的社會融資結構難以滿足產業轉型升級對多樣化金融服務的需求。在新常態下，應該進一步深化金融體制改革，打破銀行業的資金壟斷，使金融資源能夠通過市場化實現合理有效的配置，進而促進地區產業結構升級；推進地區之間的金融合作，擴大金融發展規模，為新興產業發展提供資金，大力助推現代服務業，推動我國產業向高端化、綠色化、智能化和服務化的方向發展。然而，由于金融發展在促進產業結構升級中存在門檻效應，當地區金融發展水平處于不同區間時，政府應當采取差異化的調控政策。在金融發展水平較高的地區，應充分發揮金融發展對產業結構調整升級的拉動作用，而在金融發展水平較低的地區，要努力改變其他外生變量的束縛，尋求跨越門檻的方法和途徑，以更好地促進地區產業結構轉型升級。

2.合理定位政府在產業結構升級中的角色和職能。在我國特殊的經濟體制下，產業結構升級受市場調節和政府干預的雙重影響。與發達的市場經濟國家相比，我國改革開放起步較晚，市場機制并不健全，政府主導了資本流入產業的方向，導致產業重復投資、產能過剩的問題凸顯，影響了產業結構升級。在產業結構升級過程中，政府應該厘清與市場的邊界，調整自身的角色和職能，減少直接干預，充分發揮服務功能。產業政策的制定應當以充分尊重市場規律、充分發揮市場機制的調節作用為原則。在支持優勢產業發展的過程中，政府要盡可能地維護市場機制，減少對某一產業的直接干預，轉而優化制度環境，營造良好的營商環境。

3.調整外商直接投資的方向，優化固定資產投資結構。外商直接投資對產業結構升級的回歸系數顯著為負，說明到目前為止，流入我國的外商直接投資還是不利于以增加服務業在國民經濟中的比重為導向的產業升級。對此，應該對外商直接投資的方向與投資結構進行正確的引導，促使其向高端制造業和服務業流動。同時，還要提高外商直接投資的質量，充分發揮其產業結構調整效應。固定資產投資對產業結構升級的影響為正但并不顯著，說明投資對產業發展的引領作用并未得到充分釋放。知識密集、人力資本密集的生產性服務業和高質量、多元化的生活性服務業是產業結構升級的有力支撐。為此，未來應該優化投資結構，完善投資政策，增加對高新技術行業、服務業等的投資，加快新型服務業發展，促進產業結構升級。