金融規模擴張、結構優化與產業結構升級

聶正彥，呂洋，武志勝

（1.西北師范大學經濟學院，蘭州 730070；2.中國人民銀行嘉峪關市中心支行，嘉峪關 735100；3.中國工商銀行陽泉分行，陽泉 045100）

一、引言與文獻回顧

產業結構是一國經濟發展程度的具體表現，發達國家以資本密集型、技術密集型為主導的產業結構形成了巨大的競爭優勢，從而能在全球范圍內最大化地攫取利潤。發展中國家則力圖通過技術引進、招商引資等方式促進本國產業水平的提升，擺脫資源依賴、勞動密集型等低附加值產業，形成具有競爭力的高附加值新產業，以此獲得“結構紅利”以促進經濟的持續發展。

對于產業結構的研究，現有文獻中，諸多學者從稟賦變化、技術進步、產業政策、制度環境等角度進行了系統而細致的研究。然而，作為一國經濟發展的重要內容，產業結構的調整升級意味著生產資源要在流動中重新配置，而引導生產資源流動的則是資本要素的流動。因此，金融機構作為一國資本要素的核心配置部門，無疑會在塑造國家和地區的產業結構及其調整升級過程中扮演重要角色。尤其是在我國經濟步入新常態的現狀下，如何借助金融力量促進產業結構調整和經濟發展方式的轉變成為推進供給側結構性改革的重要內容之一。

自20世紀90年代熊彼特提出“金融發展促進經濟增長”命題之后，金融發展如何服務實體經濟發展一直是學者們關注的焦點。對于金融發展與產業結構的關系，Bagehot（1873）基于英國工業革命的經驗，最先考察了金融在經濟與產業發展中的作用，他認為金融體系通過為大型工業項目融資從而促進工業的發展。戈德史密斯（1969）提出的金融發展理論認為，金融發展與以產業結構變動為特征的經濟增長之間是互為因果的關系。麥金農和肖（1973）提出的金融抑制論和金融深化論則是對金融發展理論的進一步完善。在此基礎上，各國學者進行了大量研究，深化了人們對金融發展與經濟發展之間關系的認識。

國內學者就金融發展對我國產業結構的影響進行了多角度的研究。王良健、鐘春平（2001）和張旭、伍海華（2002）認為產業結構的調整升級直接影響著區域經濟的發展，而金融發展能明顯促進產業結構的調整與優化，反之，金融抑制則會明顯阻礙產業結構的調整與優化，兩者具有顯著的相關關系。王立國、趙婉妤（2015）則運用中國1992—2012年的時序數據，實證檢驗了金融發展與產業結構升級之間的關系，研究結果表明地區金融規模的提升有利于促進地區產業結構的升級。此外，也有部分學者認為，單一的金融規模并不能完全體現地區的金融發展水平，金融業的集聚程度和金融業內部不同行業所占的權重都會影響其對資本要素的配置效率，進而影響地區產業結構的升級。因此，將地區金融部門的結構因素作為解釋變量納入模型將會更加貼近現實。

上述文獻對于本文研究思路的建立深有啟發，可以說，產業結構的調整升級離不開生產資源在產業間的再配置，而引導生產資源配置的最主要的因素正是資本要素的流動，金融作為現代經濟的核心配置部門，無疑會在此過程中發揮關鍵作用。因此，對于金融發展對行業間資本要素配置問題的研究，將會為我們深入探究產業結構的升級提供一個良好的切入點。

此外，盡管現有研究對深入理解金融發展和產業結構升級之間的關系具有一定的理論價值和現實意義，但仍存在一些不足。首先，這些研究大多是以金融機構資產總額占地區生產總值之比或金融相關率（FIR）作為金融發展的度量指標，這種做法僅是將金融發展狹義地定義為金融規模的擴張，而忽略了金融結構優化的重要作用。金融發展對實體產業的經濟效應并不僅僅由金融規模所決定，更是由金融結構決定。大量研究表明，作為金融體系中銀行中介和金融市場相對組成的金融結構對于產業結構的升級具有非常重要的影響作用。國內外學者從宏觀、中觀、微觀三個角度對金融結構影響產業結構的機理進行了深入研究：宏觀視角是從金融功能出發解釋金融結構影響產業升級；中觀層面主要考慮金融與產業層面的互動，如金融結構影響產業聚集等產業層級的傳導機制；微觀層面主要考慮金融結構對投資研發等企業行為的影響、企業融資約束、促進創新型中小企業成長的微觀傳導渠道與機理等。

由此可見，金融結構的優化遠比單純的金融規模擴張更具研究價值。此外，值得特別關注的是，雖然金融發展的受益邊際是由金融結構而非金融規模來界定的，但是金融結構的優化離不開金融規模擴張這個前提，因此，在研究中我們并不能割裂金融規模擴張與金融結構優化二者之間的聯系。金融規模擴張作為金融結構優化的基礎，金融結構優化是金融規模擴張的必然選擇，兩者相輔相成缺一不可，共同構成金融發展的高級化，需要綜合考量。

綜上，本文通過對現有文獻的梳理總結，擬在新古典經濟學模型框架下引入金融發展變量，借此闡釋金融發展對實體產業結構調整升級的影響機制，著重探討金融規模擴張和金融結構優化對地區產業結構升級的影響作用，進而彌補現有研究在此方面的不足。同時，在理論分析的基礎上，并運用2005-2017年中國省級面板數據對理論分析結果進行實證檢驗，最后結合相關研究結果給出相應的對策啟示。

二、理論模型的構建

本文假設整個經濟系統由實體產業部門、金融部門和消費者組成。消費者為整個經濟系統提供勞動力并且消費最終產品；實體產業部門使用資本和勞動力生產最終產品；競爭性的金融部門充當非營利性的中介機構只使用勞動力用以創造和推廣金融產品，金融產品作為中間投入品是資本要素的替代物，供實體產業部門生產使用。

（一）實體產業部門行為分析

實體產業部門又分為資本密集型行業和勞動密集型行業。前者使用勞動力并以金融產品為中間投入品生產資本密集型產品；后者僅使用勞動力這一單一生產要素生產勞動密集型產品，因此不需向金融部門購買金融產品。最后，資本密集型產品和勞動密集型產品通過復合構成最終產品供給消費者消費使用。

1.資本密集型行業。假定資本由金融部門生產的金融產品替代，同時實體產業部門勞動力Lm的工資率為w，資本報酬率即金融產品價格為r，資本密集型產品價格為pD，產出為YD。同時假定資本密集型行業生產函數為，其中，α為資本要素的產出彈性，L1為資本密集型行業使用的實體產業部門勞動力。因此代表性的資本密集型企業（整個資本密集型企業）利潤最大化的目標函數為：

式（1）分別對應如下最優化條件：

用式（2）除以式（3）可得：

將式（4）代入式（2）可得：

為了分析簡便，本文將資本密集型行業的產品價格標準化為1，即令pD＝1,因此可得：

2.勞動密集型行業。勞動密集型行業只使用實體產業部門勞動力LM這一單一投入要素。假定勞動密集型產品價格為pE，產出量為YE。同時假設勞動密集型行業生產函數為YE＝cL2，其中c為勞動密集型行業的不變勞動生產率，c為常數；L2為勞動密集型行業使用的實體產業部門勞動力，且L1＋L2＝LM。因此代表性的勞動密集型企業（整個勞動密集型行業）利潤最大化的目標函數為：

求解可得：

3.最終產品。假定最終產品以柯布—道格拉斯函數形式加總而成。參數μ表示在消費者總支出中對資本密集型產品的支出份額。此時，總價格水平為：

（二）消費者行為分析

經濟系統中代表性的消費者（全體實體產業部門從業人員與金融部門從業人員）消費最終產品，假定其效用函數形式為對數效應函數，同時假設其總收入為，則代表性的消費者面臨的效用最大化問題為：

求解可得：

（三）金融部門行為分析

金融產品作為資本密集型行業的中間投入品，其生產過程中只消耗金融部門勞動力LF，同時其投入產出受生產效率的影響。假定金融產品價格與金融部門生產效率負相關，本文參照張輝等（2017）做法，假定金融產品價格r與生產效率F的關系為：

根據Berliant and Fujita(2007)和Fujita(2007)關于知識創造模型的設定，假定金融部門的生產效率與金融發展規模、金融結構有關，即：

可以看出，當地區金融發展規模較大時，地區金融部門的生產效率較高。這是因為根據內生增長理論的干中學觀點，產業規模的擴張有助于該產業效率的提高。金融部門也不例外，因此金融規模的提高將會擴大金融發展的規模效應，從而促進金融部門效率的改進。此外，本文對金融結構與產業結構關系的考慮主要是從微觀視角出發，認為金融結構優化能夠有效改善地區金融發展效率，地區金融發展效率的提高將有助于降低企業貸款成本進而緩解企業面臨的融資約束，進而促進地區產業結構的升級。由于中國特殊的國情，銀行業一直以來在金融結構中占主導地位，金融市場壟斷程度較高，從而導致金融市場整體效率普遍低下。但在金融市場化進程中，我國金融業的經營環境正在發生著劇烈變化，主要體現在金融市場的競爭程度越來越激烈。一方面，隨著全球經濟一體化趨勢的漸進，大量外資銀行涌入中國金融市場，截止到2011年末，中國市場上的外資銀行資產規模較21世紀初擴張了7.56 倍22000年，中國市場上外資銀行的資產規模是2850．25億元，但到2011年已達21535億元，數據摘自歷年《中國金融年鑒》。；另一方面，隨著金融市場化改革的進一步推進，金融機構的準入限制逐步放寬，各類非國有金融機構得到迅猛發展。數據顯示，2011年我國國有銀行資產占金融機構總資產的比例已下降到了47.3%，相比2001年下降了35.2個百分點3數據來源于《中國銀行業監督管理委員會2012年報》。。這表明國有銀行的壟斷地位已大幅下降，金融機構主體趨向多樣化的金融格局逐漸形成。金融多樣性的增強意味著更寬廣的籌資融資渠道，更豐富的金融產品種類，更激烈的市場競爭環境，更廣闊的金融受益邊界等。金融機構及其產品多樣性程度的提高，進一步發展了金融市場，拓寬了籌資、融資的渠道，使金融業更好地服務于實體經濟。從理論上來說，在金融市場化改革的趨勢下，放寬金融市場準入條件，逐漸提高金融機構主體多樣性，這勢必會加劇金融機構間的市場競爭，促進金融部門效率的提高，降低需求者融資籌資成本，進而降低進入市場的“門檻”。首先，金融多樣性能更加廣泛的集聚閑散資金，從而擴大融資來源；其次，金融多樣性發展會加劇金融機構的競爭，能使金融機構提供更多、更適合各層次需求的金融產品，擴大金融服務受眾范圍，不僅能夠降低個體和企業金融市場的進入門檻，也能降低金融服務的固定成本，從而使得金融服務具有普惠性。此外，金融機構的多樣性在加劇金融機構競爭的同時，他們的擇優選擇也會促進企業提高運行效率，并加劇企業間的競爭，促使企業更多從事研發創新、技術改革等活動，進而導致產業結構的轉型升級。因此，本文假定金融的多樣性發展能夠有助于降低全行業企業融資成本，同時由于代表著更高創新形態的新型金融機構等非銀行類金融機構的涌現及其規模的壯大，其示范效應也有助于提高整個金融部門的整體生產效率。故此，假定金融多樣性的增強可以提高金融部門的生產效率。

為簡單起見，不妨假設常數C為0，將式（13）代入式（12）可得金融產品價格r為：

首先，資本和實體產業部門勞動力的相對使用成本為：

此外，本文假定以資本、勞動密集型行業的產出之比來衡量實體產業內部結構ms，因此可得：

分析可得：

推論1和推論2所蘊含的經濟學邏輯是：實體產業部門在向金融部門借貸融資的過程中，隨著地區金融規模的擴張，金融部門的生產效率得以改善，金融產品價格下降從而降低了實體產業部門企業對資本要素的使用成本。但是在實體產業部門內部，不同行業對資本要素的需求并不相同，因而資本要素的相對價格降低對于資本密集型行業的生產更加有利，其產出擴張也更加明顯。因此，在實體產業部門內部，資本密集型行業與勞動密集型行業產出之比與金融規模呈正相關關系。此外，由于金融多樣性衡量了金融部門結構的優化程度，金融多樣性越強，金融部門結構越合理，壟斷程度越低，金融部門內部競爭越激烈，從而金融產品種類越豐富而且產品價格也越低，實體產業部門企業面臨的融資約束也就越弱。因此，隨著地區金融多樣性的增強，金融規模擴張對其資本密集型行業的相對發展的邊際效果得到進一步強化。

三、計量模型與實證結果

本文使用2005—2017年中國省級面板數據對上述模型推導的理論結果進行實證檢驗，數據主要來源于《中國工業經濟統計年鑒》、各省份《金融運行報告》和WIND數據庫，著重考察金融發展通過金融規模擴張以及金融結構優化的途徑對地區產業結構升級的影響作用。

（一）實證模型的設定

這里主要考察金融規模擴張對實體產業部門內部結構升級的邊際效果以及金融結構優化對該邊際效果的影響作用。根據推論1和推論2，金融發展規模的擴大會增大實體產業部門內部資本密集型行業的相對比重，同時其邊際效果會隨著金融結構的優化即金融多樣性的提高而增強。因此，本文回歸模型設定形式為：

其中i表示省份，t表示年份，MSit表示i省t年的產業結構指數，為i省t年金融發展規模和金融多樣性的交叉項4本文沒有將交叉項作為一個獨立變量進入模型的原因在于：在本文的理論模型中，金融發展規模是影響產業結構升級的基礎，體現了金融規模擴張通過貸款利率影響資本配置效率的機制，金融多樣性對于產業結構升級的作用機制是依附于地區金融發展規模而間接實現的。因此，本文模型的設計是較為合理的。，Xit為其他控制變量，μit為誤差項。此外，值得注意的是，在加入交叉項之后，金融發展規模SF的回歸系數變為（）。

（二）指標的選取與數據的說明

本文核心變量具體度量方式如下：

1.產業結構指數MS，參考現有文獻，產業結構升級通常用產業結構高級化程度來表示，而大多數研究一般都是基于配第—克拉克定理的理論基礎，以非農業總產值的比重來度量。然而，發達國家或地區的發展經驗表明，“經濟結構服務化”是產業結構升級的重要特征，而產業結構調整升級的這種傾向難以用傳統度量方法來測度。因此，本文參照于斌斌（2015）的做法，采用各省份歷年第三產業與第二產業的增加值之比來反映產業結構高級化程度。

2.金融發展規模SF，本文使用各省份各年度金融業增加值占地區GDP的份額比重來度量。比例越大，說明該地區金融發展規模越高。

3.金融多樣性FIN，特以表征金融市場的結構特征，具體內涵包括兩層含義：金融機構種類的多寡；各類金融機構規模的相對差異，即金融機構在一定區域內分布的均勻程度。查閱文獻，現有研究多以各類金融機構的資產總額測算的金融機構的赫芬達爾指數（HHI）的倒數來衡量，數值越大，說明該地區金融多樣性越強，金融市場結構優化程度也越高。其計算公式如下5衡量金融多樣性變量的取值與如下兩個因素有關：一是金融市場上金融機構的種類數，二是金融市場上各類金融機構規模分布的均勻性。因此，當金融市場上金融機構種類數一定時，金融多樣性就由市場上各類金融機構規模分布的均勻性來決定。實際上，本文以HHI的倒數作為衡量金融多樣性的指標，與生物學中衡量生物多樣性的指數的構造思想是一致的。：

其中，s和si分別表示一個地區所有金融機構的資產總額以及第i類金融機構的資產總額，m表示金融機構的種類數6按照各省人民銀行發布的金融運行報告，將金融機構劃分為12大類，包括：大型商業銀行、國有開發銀行及政策性銀行、股份制商業銀行、城市商業銀行、城市信用社、小型農村金融機構、財務公司、信托公司、郵政儲蓄、外資銀行、新型農村金融機構及其他。因此，金融機構種類數在本文中為固定值12。。變量FIN的取值范圍為1至m間，當其值為m時，表明金融市場上的m類金融結構的資產規模分布是絕對平均的，此時金融多樣性程度最高；當其值為1時，表明金融市場上只有1類金融機構，此時金融多樣性程度最低。最后，金融多樣性變量FIN的數據主要來源于各年度全國各省人民銀行發布的《金融運行報告》 。

此外，為控制其他變量對產業結構升級的影響，本文將構建如下控制變量：

1.R&D。產業結構的升級意味著產業整體效率的提高，而效率的提高離不開技術創新的支持，因此地區技術水平的高低對產業結構升級起至關重要的作用。在本文中以各省份各年度的研發支出的對數作為該地區技術水平的代理變量。

2.FDI。外商直接投資作為一種稀缺資本，不僅能夠增加企業的要素投入，而且還能通過先進的生產技術和管理手段帶來顯著的技術溢出效應，因此能夠顯著影響地區產業發展尤其是對越來越趨向于資本密集型和技術密集型的工業結構的影響更為強烈。在本文中以各省份各年度的外商直接投資額與地區的GDP占比來衡量FDI。

3.SCAL。地區產業規模的大小一般代表著產業結構調整的難易程度，而固定資產投資一定程度上可以衡量地區產業規模，因此本文以各省份各年度的固定資產投資額與地區的GDP占比作為該地區產業規模的代理變量。

4.HC。人力資本作為重要的要素投入，對產業結構的升級有著顯著影響。本文以各省份各年度每萬人中取得大專及以上學歷人數的對數值來衡量HC。

表1 變量的描述性統計

表1是對基礎模型所有變量的描述性統計，包括樣本數量、中位數、均值、標準差和最大最小值。其中，被解釋變量產業結構指數的均值為1.0253，中位數為0.8656。核心解釋變量金融發展規模均值為0.0536，中位數為0.0487；金融多樣性均值為3.7060，中位數為3.7287。

（三）實證結果及分析

1.平穩性檢驗。首先，采用LLC方法來檢驗面板數據的平穩性，結果如表2所示，結果顯示所有變量均平穩。

表2 變量的平穩性檢驗

2.相關性分析。其次，對所有變量進行相關性分析，結果如表3所示。

表3 變量的相關性分析

由表3所示，在兩個相關系數檢驗法中金融發展規模與產業結構指數之間均存在顯著的正相關關系，初步揭示了地區金融發展規模越大，產業結構越高級，與推論內容一致。而在兩個相關系數檢驗法中金融多樣性與產業結構指數的相關關系正好相反，同時也均不顯著，初步表明金融多樣性可能是一個調節變量，一定程度上也為本文將交叉項引入回歸模型提供了合理性。上述相關性檢驗結果為我們考察金融發展通過金融規模擴張以及金融結構優化的途徑對地區產業結構升級的影響作用提供了初步的說明，但對更加具體影響的考察還需進行進一步的回歸檢驗。

3.回歸分析

首先，對式（17）進行多元回歸分析，以檢驗中國各省份金融發展通過金融規模擴張以及金融結構優化的途徑對其產業結構升級的作用效果，回歸結果如表4所示。

表4 多元回歸分析結果

在表4的回歸結果中，所有模型金融發展規模的估計系數均顯著為正，意味著地區金融發展規模的擴大有助于地區產業結構的升級，而這在一定程度上也反映出地區金融發展水平的提高對產業結構升級的促進作用，推論1得證。在加入控制變量的影響后，我們發現地區金融發展規模的擴大對地區產業結構升級的促進作用依然顯著，也說明了地區金融發展規模的擴張對產業結構升級的影響具有穩定效果。

模型1只考慮金融發展規模對產業結構的影響，此時SF的估計系數為13.4649。模型2在結合金融結構的影響后，在FIN的平均值上，SF的估計系數為15.2064（24.5664－3.7060×2.5229），金融發展規模的估計系數明顯變大，意味著金融結構的優化促進了金融發展規模對產業結構升級的影響作用。最后在模型6中加入所有控制變量，此時在FIN的平均值上，SF的估計系數為16.0550（19.8863－3.7060×1.0327）；同時在FIN的四分之一分位數上，SF估計系數變為6.7918，估計系數較之前變小，即地區金融發展規模對產業結構升級的邊際作用隨著地區金融結構的優化逐漸增強。因此，結論2得證。此結果的內在邏輯是，當地區的金融發展規模擴張時，由于金融發展規模效應的存在，將提高整個金融部門的生產效率，從而降低了資本要素的使用成本，資本要素成本的降低又有助于資本密集型行業的相對發展，導致地區實體產業內部資本密集型行業的比重上升而勞動密集型行業的比重下降，從而促進地區產業結構的升級。同時地區的金融發展的規模效應還將隨著該地區金融結構的優化得到進一步的強化。

（三）穩健性檢驗

考慮到現實中，不同部門間資本要素的再配置還將牽扯到資本的空間流動，故此現實經濟系統內各變量之間極有可能會存在空間交互作用，進而導致變量具有顯著的空間異質性特征，從而也將導致地區產業結構升級表現出不同程度的空間依賴性。這樣普通的面板模型測算結果可能會出現偏差。為檢驗和解決由潛在空間因素引致的計量結果偏差，本文將構建空間面板模型進一步考察金融發展規模和結構對地區產業結構升級的影響，在提高模型估計精度的同時，并檢驗模型結果的穩健性。

通過計算Moran'I發現，鄰近地區的變量之間確實存在空間相關性，而這種相關性可能來自于被遺漏的一些具有空間特征的因素。所以，普通的面板模型測算結果可能會出現偏差，因此有必要進一步構建空間計量模型以考察金融規模擴張和結構優化對產業結構升級的作用與影響。為此，考慮建立如下形式的空自回歸模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)7空間權重矩陣的構建遵循鄰接準則，即相鄰記為1，不相鄰記為0。。：

表5 空間自回歸模型估計結果

表6 空間誤差模型估計結果

空間自回歸模型和空間誤差模型回歸結果分別見表5和表6，結果顯示空間自回歸模型和空間誤差模型的空間外溢系數分別為-0.2970和-0.3578，空間外溢系數顯著為負說明目前中國地區產業結構升級在空間上存在著競爭關系。此外，金融發展規模、金融多樣性等核心解釋變量的估計系數的正負關系與表4結果保持基本一致，一定程度上證實了金融發展通過規模擴張和結構優化對地區產業結構升級的影響作用具有穩健性。

四、結論與啟示

實體產業的發展離不開外部融資環境的約束，而融資成本能夠影響企業的成本收益決策，進而影響實體產業部門內部的結構變動。因此，在經濟新常態下，如何借助金融力量促進產業結構升級是提升經濟效益、轉變經濟增長方式以及保證經濟均衡發展的關鍵，具有極其重要的現實意義。

然而，隨著區域經濟不斷發展，金融集聚成為當前區域金融發展的主要趨勢。但是，各地區如果僅是片面追求金融規模擴張以獲取金融發展的規模紅利，而忽視了金融結構的變遷優化卻會使得該效果大打折扣。因此，在參考已有文獻的基礎上，本文在新古典經濟學框架下引入金融發展變量，通過構建理論模型著重考察了金融發展通過規模擴張和結構優化的途徑對實體產業部門內部結構升級的影響機制，進而彌補現有研究在此方面的不足。經過分析，我們得到地區金融規模的擴張與結構的優化會顯著降低該地區金融部門的貸款利率；貸款利率的降低又將直接導致資本密集型行業融資成本的削減，從而促進該行業的發展。而資本密集型行業的發展又顯著影響著一個地區實體產業內部產業結構的構成。因此金融發展的規模效應將顯著促進地區實體產業內部產業結構的調整升級，同時其邊際效果隨著地區金融市場結構的優化進一步增強。

其次，在理論分析的基礎上，本文并以2005-2017年中國省級面板數據為樣本，采用普通面板回歸模型和空間計量回歸模型通過引入金融發展規模和金融多樣性的交叉項實證檢驗了地區金融發展對產業結構的影響作用，實證結果證實金融發展的確能夠通過規模擴張和結構優化的途徑對地區產業結構的升級產生顯著性影響。在考慮地區技術水平、外商直接投資、產業規模、人力資本等控制變量后，金融發展對產業結構升級的作用仍舊顯著，表明金融發展對產業結構變化的影響是穩健的。

本文的啟示是：一、金融發展是一個綜合性的概念，既要注重量的積累，更不能忽視質的提升。因此，各地區在促進金融規模擴張的同時，更應著力推動金融結構的優化。二、一般而言，金融發展的規模效應有限，因此金融市場結構的優化將會發揮更為重要的作用。這就需要各級政府在改善金融市場秩序的同時進一步消除金融市場的歧視性準入壁壘，特別是針對非國有金融和民間金融的準入歧視，促進各類金融機構的公平競爭，并為金融市場的多元發展提供一個良好的外部環境。三、考慮到我國各地區金融發展水平不一的現狀，在具體執行過程中,還需針對不同地區的經濟及金融的發展狀況,隨地區情況差異而有所不同。同時在地區間實施差別化金融政策，尤其是給予金融發展水平明顯低下的欠發達地區一定的政策傾斜，確立欠發達地區金融政策的比較優勢，從而促進該地區產業發展的同時促進區域經濟的協調發展。