金融結構影響產業結構變遷的內在機理研究

佟孟華 李 慧 張國建

(1.東北財經大學 經濟學院，遼寧 大連 116025；2.南京審計大學 經濟學院，江蘇 南京 211815)

一、引言及相關文獻綜述

產業結構調整是發展中國家向發達國家跨越的關鍵，也是發展中國家轉變經濟發展方式的本質要求(干春暉 等，2011；于斌斌，2017)。產品異質性要求要素投入的多樣性，不同企業和產業在規模大小、治理結構和所面臨的外部環境等方面存在較大差異，從而會對金融體系所提供的服務提出不同的要求。同時，不同的金融結構和中介在提供不同的金融服務上各具比較優勢。因此，對應于不同的產業結構，就會形成不同的金融結構。那么，何種金融結構是最優的金融制度安排，何種金融結構才能促進產業結構轉型升級，是當前階段經濟調整亟須解決的難題，也是本文研究的出發點和落腳點。

關于金融結構與產業結構間的關系，國內外進行了大量研究，主要有以下三種觀點：

第一種觀點即傳統理論，認為銀行為主導的傳統金融體系是與我國國情和經濟發展水平相匹配的，能夠更大程度上減少由于信息不對稱引起的搭便車行為和道德風險，并且通過內部化委托代理問題極大降低了監管成本，對我國產業結構轉型升級具有積極的促進作用(Aghion et al.，1992；Benmelech et al.，2009)。

第二種觀點與第一種觀點相反，認為國有壟斷銀行的存在阻礙了金融體系的市場化進程，并且認為這是一種落后低效的制度安排。以股票、債券為主導的金融體系能夠有效分散風險，提高資金利用效率，倒逼企業創新，進而推動產業結構轉型升級(Allen et al.，2000；張一林 等，2016)。銀行為主導的金融體系更傾向于針對國企或者大企業放貸，新興產業、小微企業很難獲得資金支持，并且關于知識技術等“軟資產”的抵押貸款也存在諸多限制，很大程度上抑制了創新型企業的積極性(Levine，2002；姚耀軍 等，2014；張一林 等，2016)。隨著市場經濟的不斷發展，中小型金融機構呈現出繁榮態勢，對促進市場活躍和經濟發展具有顯著促進作用(Allen，2005；林毅夫 等，2008)。

第三種觀點認為不存在普適性的金融體系，彼此相適應即為最優的金融制度安排，只有合適的金融結構才能夠促進產業結構調整升級，提升經濟發展的質量(曾繁清 等，2017；張志強，2019)。邵漢華等(2018)認為，市場為主導的金融體系對于創新型產業健康發展具有積極促進作用，而銀行為主導的金融體系對成熟型企業發展更有益(易信 等，2018)。通過跨國研究的比較可以發現，那些通過模仿發達經濟體建立自己金融體系的欠發達國家，其經濟績效并沒有得到很大提升(徐明 等，2017；曾繁清 等，2017；葉德珠 等，2018)。最優金融結構理論強調，只有當金融結構與產業結構相匹配時，金融結構才能對產業結構產生積極促進作用。龔強等(2014)認為，金融結構必須與地區發展水平相匹配，若某地區經濟發展水平落后，那么即使其金融市場再發達，由于缺乏與之匹配的稟賦結構、技術水平和制度環境，也很難推動產業結構轉型升級，反而容易導致金融市場與實體經濟的錯配問題，造成資源配置效率低下。在實體經濟的不同發展階段，應該有不同的金融結構與之匹配，因此不同產業結構水平下的最優金融結構是動態演化的(張成思 等，2015)。

此外，在金融結構與產業結構的關系中，易信等(2018)認為金融結構主要從需求和供給兩個方面影響產業結構。首先，金融市場的繁榮發展能夠正向提高全社會的融資水平，促進經濟發展和帶動就業，提高居民消費水平，從而金融結構能夠從需求側促進產業結構轉型升級，即存在“收入效應”(Kongsamut et al.，2001；錢水土 等，2011)。其次，金融市場的發展導致市場競爭壓力加大，倒逼企業進行技術創新和產業升級，從而使不同企業間產品的相對價格產生差異，促使金融結構從供給端影響產業結構轉型升級，即存在“替代效應”(Acemoglu et al.，2008；陳體標，2008)。最后，金融結構還可以通過減少信息不對稱和降低監督成本的“水平效應”來促進產業結構轉型升級(易信 等，2018)。

基于以上分析，可以發現，已有相關研究從金融視角來探討產業結構問題大多基于金融空間結構差異性和金融集聚程度(范方志 等，2003；于斌斌，2017)，更多關注兩者間的線性特征(楊子榮 等，2018；葉德珠 等，2018)，鮮有文獻關注兩者間的非線性關系。考慮到我國地區間的差異以及經濟發展水平的不同，兩者間可能存在異質性效應，并且傳統的線性模型只能得到金融結構影響產業結構的平均效應，對不同發展階段上金融結構對產業結構的動態效應則不能很好地描述，因而可能會遇到平衡影響系數帶來的“證據陷阱”(張成思 等，2015)。此外，在金融結構市場化的進程中，金融發展規模是不得不關注和探討的問題。因此，本文利用我國省級面板數據，選取金融結構和金融發展規模為門限變量，在充分考慮區域異質性的前提下，利用面板門限模型實證檢驗了金融結構對產業結構的異質性影響。面板門限模型具有“內在分組”的特點，能夠根據變量的內在特性，使用格柵搜索法識別結構突變點，將樣本數據分為不同區間，從而避免人為劃分界限帶來的偏誤。此外，本文還運用面板門限分位數模型對產業結構與金融結構間的異質性進行了再檢驗，以此來驗證本文結論的可靠性。

本文的邊際貢獻體現在：一是運用面板門限模型考察金融結構影響產業結構的非線性特征，研究發現，金融結構的目標在于適應建立在資源稟賦結構之上的產業結構的需求，促進產業結構轉型升級。二是進一步采用面板門限分位數模型研究金融結構影響產業結構的動態變化，對不同分位點處產業結構進行針對性的逼近研究，實證表明，相對應于不同的產業結構，就會形成不同的金融結構。總之，本文的研究對于理清金融結構如何影響產業結構具有重要的理論和實踐意義。

二、研究設計

本文主要研究金融結構與產業結構間的非線性關系，旨在通過面板門限模型和面板門限分位數模型，分別探討金融結構與產業結構間的門限效應和分層影響。

(一)面板門限模型設定

借鑒Hansen(1999)構建面板門限模型，以金融結構和金融發展規模為門限變量，研究在不同區制下金融結構與產業結構間的門限效應。為了研究與表述的方便，本文以雙門限為例進行闡述，構建模型如下：

(1)

其中：i表示省份，t表示時間；TLit和SHit是因變量，分別表示產業結構合理化和產業結構高級化；FSit表示金融結構，主要反映金融市場的發展狀況；I(·)為示性函數，當括號內條件成立時取1，否則取0；qit為門限變量，在本文中指金融結構和金融發展規模；γi(i=1，2)為待估計的門限值；Xit表示其他控制變量；μi和 ηt分別表示個體固定效應和時期固定效應，用來表示地區特征和時期特征；εit為誤差項，假定其服從白噪聲序列。

為消除個體固定效應μi的影響，對式(1)進行組內平均，再用式(1)減去該組內平均，可得：

(2)

根據式(2)，可以測算出不同區制下金融結構對產業結構的估計系數。當門限變量處在區制1(qit<γ1)時，金融結構的估計系數為α1；當門限變量處在區制2(γ1≤qit<γ2)時，金融結構的估計系數為α1+α2；當門限變量處在區制3(qit≥γ2)時，金融結構的估計系數為α1+α3。

(二)面板門限分位數模型設定

前文主要探討解釋變量對被解釋變量的平均處理效應，不適合分析被解釋變量整體分布的異質性特征。本文采用的是省級面板數據，由于地區間存在發展不平衡不充分的問題，使得各地區間產業結構水平存在明顯的差異，甚至存在一定數量的極端值，異方差問題較為突出。為此，本文采用一種對因變量條件分布假設要求不高且不易受異常值影響的估計量——分位數估計量，即基于分位數回歸(Quantile Regression，QR)對模型進行估計。本文構建分位數回歸模型如下：

(3)

其中，θ為分位點，θ的差異會導致估計結果不同。

接下來根據產業結構的數據特征和研究目標，利用面板分位數模型與門限模型內在分組的優點，構建面板門限分位數模型，設定如下：

(4)

分位數回歸的核心思想是求解系數估計值，使得加權誤差絕對值最小，即求解：

(5)

(三)變量選取與數據說明

1.被解釋變量

(1)產業結構合理化(TL)。本文采用干春暉等(2011)產業結構合理化的度量方式：

(6)

式(6)是在泰爾指數基礎上進行重新定義而得出。通過式(6)可以看出，該指標既包含結構偏離度又考慮了各產業相對重要程度，而且沒有進行絕對值的計算，因此是產業結構合理化的較好的度量方式。TL=0時，表示經濟處于均衡狀態，產業結構合理，即TL取值越小產業結構越合理，反之則相反。

(2)產業結構高級化(SH)。對于產業結構高級化指標的測度，已有文獻一般依據庫茲涅茨事實采用非農業產值比重或克拉克定律以二、三產業產值比重來衡量(干春暉 等，2011；王文 等，2017)。借鑒韓永輝等(2017)，本文將產業結構高級化定義為不同產業產值的比值乘以勞動生產率：

(7)

其中：i表示產業部門，t表示時間；Y表示產出；LPit表示第i部門t時刻的勞動生產率，其計算方法為產業增加值與該產業就業人數的比值(劉偉 等，2008)；LPif表示工業化完成后的勞動生產率，其取值借鑒劉偉等(2008)產業結構標準化模型中的數值。SH取值越大，表明勞動生產率高的產業的產值越高，產業結構高級化水平越高。

2.核心解釋變量(門限變量)

借鑒劉貫春(2017)，本文采用股市交易總額與金融機構貸款余額的比值來衡量金融結構(FS)。市場流動性的主要衡量指標是股市交易總額，該值越大，說明金融體系市場化程度越高，股市、債券市場越發達；反之，則說明銀行等傳統金融中介越發達。金融發展規模(FD)，通過股市交易總額和金融機構貸款余額之和與地區GDP的比值來衡量，用于反映金融服務應用于實體經濟的程度。

3.控制變量

借鑒韓永輝等(2017)、劉貫春(2017)和孫光林等(2017)等，本文選取如下控制變量：政府支出(GCR)，通過地方政府財政支出與地區GDP的比值來衡量，用于反映政府對經濟發展的干預程度；國有化率(SOE)，用國有職工人數與就業總人數的比值來衡量，用于反映地區經濟發展中國有經濟的比重；對外開放(TO)，采用進出口總額與地區GDP的比值來衡量，反映該地區經濟的對外開放程度；市場化程度(MD)，通過非國有企業固定資產投資與地區總固定資產投資的比值來衡量，用于反映經濟的市場化水平。

4.數據來源和描述性統計

本文選取1997—2016年中國31個省份的年度數據作為觀測樣本，其中股票市場交易總額數據來自Wind數據庫，其余數據來自國家統計局、《中國統計年鑒》、各省份統計公報及中經網數據庫。當同一指標在不同資料中出現沖突時，以《中國統計年鑒》為準。西藏、海南等省份少數缺失數據本文采用移動平均法予以補齊。表1為各變量的描述性統計結果。

表1 變量的描述性統計

三、實證結果分析

(一)基本回歸結果分析(1)在進行門限模型回歸前本文還進行了金融結構與產業結構間非線性關系的檢驗，發現兩者間確實存在非線性關系。限于篇幅，留存備索。

在前文理論分析的基礎上，本文分別選取金融結構和金融發展規模作為門限變量，分析當金融結構和金融發展規模處于不同區制時，金融結構與產業結構間的門限效應。首先，本文對門限效應的存在性以及門限值的個數進行檢驗，然后進行模型的估計與分析。

1.模型形式檢驗

表2 門限值的估計及門限效應檢驗結果

(a)

(b)

(c)

2.金融結構對產業結構的門限效應

在門限值已知的前提下，本文使用OLS、GLS和GMM三種回歸方法對式(2)進行回歸，以此來確定金融結構與產業結構非線性關系的具體形式。本文之所以同時使用以上三種回歸方法，首先是為了檢驗實證結論的穩健性，保證實證結論不受實證方法影響；其次是在考慮自相關和異方差等內生性問題的前提下，檢驗實證結果的可靠性。其中廣義矩估計(GMM)選取核心解釋變量的滯后期作為工具變量，針對可能出現的弱工具變量問題和過度識別問題，本文均進行了相應檢驗(4)限于篇幅，本文僅報告了Sargan-test的P值。，實證結果如表3和表4所示。

表3 金融結構與產業結構的門限回歸結果(門限變量：金融結構)

由表3可知金融結構與產業結構間存在門限效應。首先，由表3列(1)～(3)可知，當金融結構位于第一區制時，三種回歸結果均顯示金融結構與產業結構合理化顯著正相關，即銀行主導型的金融體系更有利于促進產業結構的合理化。在第二區制中(5)在本文中第一區制或者區制1中所對應的回歸系數為α1，第二區制或者區制2中所對應的回歸系數為α1+α2，第三區制或者區制3中所對應的回歸系數為α1+α3。，加總后的回歸結果顯示金融結構與產業結構合理化顯著負相關，隨著金融結構市場化水平的提高，市場主導型金融體系對產業結構合理化的促進作用更加顯著。以上結果表明，隨著金融市場的不斷完善，市場主導型的金融體系更有利于產業結構合理化發展。原因在于，長期以來中國經濟主要以引進技術并且模仿制造為主，在“人口紅利”和“資源紅利”的比較優勢下，銀行主導型的金融體系正好可以滿足那些風險相對較小、資金回報少但產出穩定的實體企業的融資需求，從而能夠實現金融資源的合理有效配置。隨著國內外經濟環境的變化，以要素驅動為主的經濟發展模式已經不可持續，技術研發和創新成為推動中國經濟高質量發展的新動能，但是，技術研發和創新水平較高的企業，都具有較高的技術風險和市場風險，必然要求多樣化的金融產品和更加市場化的金融體系與之匹配。由于市場主導型的金融體系在分散風險、提高資金利用效率方面具有比較優勢，可以通過積極引導金融資本流向效率高的生產部門，提高企業的經營效益、降低信貸風險、推動金融市場的健康有序發展，從而促進產業結構的高附加值化、高技術化、高集約化發展。

其次，從表3列(4)～(6)中，可以看出金融結構與產業結構高級化間存在雙重門限效應，兩者間的非線性特征明顯。具體而言：在第一區制中，當金融結構的取值小于0.212時，金融結構與產業結構高級化顯著負相關，即銀行主導型的金融體系對產業結構轉型升級更有利；在第二區制中，回歸系數加總后的結果表明，在1%的顯著性水平下，金融結構的市場化程度會提高產業結構的高級化水平；在第三區制中，當金融結構的取值大于等于門限值1.598時，市場主導型的金融體系將對產業升級產生消極作用。以上結果說明，金融結構與產業結構高級化間的耦合協調關系是動態調整的。金融體系的市場化有利于降低企業外部融資成本，激勵企業創新，推動新企業建立與新行業發展，促使產業由勞動密集型向資本、技術密集型轉變，由低附加值向高附加值、高加工度、高集約化轉變，促使企業轉型升級。當然，金融結構在市場化過程中還存在著種種問題，比如股災頻繁、暴漲暴跌、與實體經濟不匹配等，會導致資源錯配和產能過剩，產生金融抑制問題，阻礙產業結構轉型升級。金融結構市場化的道路不是一帆風順的，只有不斷推動金融結構改革、推動金融結構的市場化進程，通過加強監管、建立獎懲機制、完善法律法規，才能促使金融結構發展更加規范化、穩定化，才能更大程度上發揮市場主導型的金融結構在降低交易成本和信息成本、促進創新、實現資源合理高效利用方面的比較優勢，進而促進產業轉型升級和經濟高質量發展。

隨著經濟發展，中國金融市場日趨活躍，金融規模的擴大能否產生正向溢出效應？多大的市場規模才有利于金融市場發展以及產業轉型升級？為了探討上述問題，本文選取金融發展規模為門限變量進行探討，回歸結果如表4所示。

表4 金融結構與產業結構的門限回歸結果(門限變量：金融發展規模)

由表4可知，在規模效應的影響下，金融結構與產業結構間存在單一門限效應。具體而言，當金融發展規模的取值小于門限值1.914時(第一區制)，金融結構與產業機構合理化顯著正相關，與產業結構高級化顯著負相關，此時金融發展規模較小，金融市場機制體制不完善，而銀行主導型的金融結構在配置資源、篩選項目、監督企業和風險管理等方面具有比較優勢，對產業結構轉型升級更有利。當金融發展規模的取值大于1.914時(第二區制)，回歸系數加總后，金融結構與產業結構合理化間依然存在正相關關系，與產業結構高級化顯著負相關，但是相比較而言，此時銀行主導型的金融體系對產業結構的促進作用顯著下降。金融發展規模提高產生的規模效應使銀行主導型的金融結構與產業結構匹配程度下降。金融市場化水平的提高是未來金融結構調整的方向，但是在金融發展規模較小的情況下，銀行主導型的金融結構仍然是與產業結構相匹配的金融制度安排。

(二)穩健性檢驗

1.變換衡量方式

為了使實證結論更加可信，本文通過改變產業結構測度方式進行穩健性分析。參考徐敏等(2015)的研究，通過三大產業產值比重的加權平均構造產業結構升級指數來對產業結構加以衡量。具體計算公式如下：

(8)

其中，Xi表示第i產業產值占總產值的比重。

為了能夠與前文實證結果進行比較，這里依然采用面板門限模型的回歸方法，在式(2)的基礎上把產業結構合理化與高級化替換為產業結構升級指數，門限變量仍為金融結構和金融發展規模，來進一步驗證金融結構在不同區制中對產業結構的門限效應。

門限值的估計和門限效應檢驗結果如表5所示，在以金融結構為門限變量時，金融結構與產業結構升級指數存在雙重門限效應，門限值分別為0.316和1.553；當門限變量為金融發展規模時，在1%的顯著性水平下兩者間存在單一門限效應，門限值為3.175(6)限于篇幅，似然比函數圖沒有匯報，留存備索。。

表5 門限值的估計以及門限效應檢驗

在門限值已知的情形下，用產業結構升級指數代替前文產業結構度量方式，重新對式(2)進行回歸，以此來驗證金融結構與產業結構的門限效應。由表6列(1)～(3)可知，當金融結構的取值小于門限值0.316時，在1%的顯著性水平下，金融結構與產業結構顯著負相關，此時銀行主導型的金融體系與產業結構升級指數更加匹配。當金融結構位于第二區制時，回歸結果顯示金融結構與產業結構升級指數顯著正相關。在第三區制中，GMM估計結果顯示金融結構與產業結構升級指數顯著負相關，但是相較于第一區制的影響系數顯著下降，此結論與前文回歸結果高度一致。從中可以看出，在金融結構市場化過程中，其與產業結構間的耦合協調關系是一個動態調整匹配的過程。在這個過程中，可能會由于市場監管不完善，各種機制體制不配套等原因產生金融抑制，但是總體來看，金融結構的市場化對產業結構具有推動促進作用是不容忽視的。單純地追求金融結構市場化將對產業結構的轉型升級產生消極作用，只有金融結構和產業結構協調匹配才能實現良好互動，促進產業結構的轉型升級和金融市場的健康可持續發展。此結論和金融結構與產業結構高級化間的關系基本一致，更加驗證了表3結論的準確性與可靠性。

當以金融發展規模為門限變量時，主要探討規模效應對金融結構與產業結構間關系的影響。從表6可以看出，在區制1中，GMM估計結果顯示金融結構與產業結構顯著負相關；在區制2中，兩者依然存在負相關關系，即銀行主導型的金融結構更有利于產業結構轉型升級，但是區制2中的影響系數明顯比區制1小很多。此結論與表4中的實證結果相互驗證。

表6 金融結構與產業結構升級指數的門限回歸結果

2.控制變量滯后一期

考慮到金融結構與產業結構之間可能存在反向影響，為了降低潛在內生性問題，將所有控制變量滯后一期，重新進行回歸，實證結果顯示(7)限于篇幅，回歸結果沒有匯報，備索。感謝審稿專家的建議。，系數符號和顯著性與基準結果基本一致，再次驗證了本文結論的穩健性。

(三)金融結構對產業結構的分層影響

為更好分析金融結構對產業結構的動態異質性影響，本文構建的面板門限模型，旨在研究不同區制中不同要素水平下金融結構與產業結構的差異化驅動效應。在此基礎上，本文將構建面板門限分位數模型，探討不同產業結構水平下金融結構對產業結構的分層影響。

對面板門限分位數模型(4)進行回歸，以此來檢驗金融結構與產業結構間的動態效應。由表7列(1)～(3)可知，金融結構在每個分位點的影響具有異質性，隨著產業結構合理化水平提高，金融結構與產業結構合理化的相關關系呈上升趨勢。在區制1中，金融結構與產業結構合理化在25%分位點上顯著正相關，在其他分位點上系數顯著性不佳。說明只有當產業結構合理化提高到一定水平，銀行主導型金融體系的推動作用才能得到有效發揮。在區制2中，金融結構與產業結構合理化在低中分位點處顯著負相關，無論在區制1還是區制2中，金融結構與產業結構間的關系在75%分位點上均不顯著。由此可得，隨著產業結構合理化水平提高，金融結構與其匹配度也越高，最終市場主導型的金融體系對產業結構合理化的協調推動作用更加顯著。表7列(4)～(6)報告了金融結構對產業結構高級化的分層影響。金融結構在不同的分位點水平上，對產業結構高級化的影響是動態演變的，隨著產業結構高級化水平的提高，金融結構與產業結構的協調匹配程度亦不斷提高。在區制1中，金融結構與產業結構高級化間存在負相關關系，但系數顯著性不佳。在區制2中，不同分位點上金融結構與產業結構高級化都顯著正相關，并且產業結構高級化水平越高，市場主導型的金融體系與其協調匹配度越高。在區制3中，不同的分位點水平上回歸結果均不顯著。上述實證分析表明，只有當金融結構市場化水平達到一定的門限值時，金融結構對產業結構高級化的促進作用才能得到有效發揮，金融結構與產業結構間的協調匹配關系是一個動態調整的過程，隨著產業結構的不斷轉型升級，兩者間的耦合關系亦在動態調整中趨于協調匹配。以上結論很好地驗證了前文結論的穩健性。

表7 金融結構對產業結構的分層影響(門限變量：金融結構)

當以金融發展規模為門限變量時，實證結果如表8所示。在規模效應的影響下，金融結構在不同的分位點水平上對產業結構的影響具有動態異質性，隨著產業結構合理化和高級化水平不斷提高，金融結構對產業結構的影響呈上升趨勢。由表8列(1)～(3)可知，在區制1中，金融結構的影響系數均不顯著；當金融發展規模的取值大于1.914時，在不同的分位點水平上兩者間均顯著正相關，只有當金融發展規模達到一定的臨界值(1.914)水平時，銀行主導型的金融結構對產業結構合理化的促進作用才會顯現，并且隨著產業結構合理化程度的不斷提高，這種規模效應的作用愈加顯著。由表8列(4)～(6)可知，當金融發展規模位于區制1時，在不同的分位點水平上，金融結構與產業結構高級化均在1%的水平下顯著負相關，并且隨著分位點的增大，金融結構對產業結構高級化的影響系數呈現增大趨勢。這表明隨著產業結構高級化水平的不斷提高，金融結構與其耦合協調程度也在不斷提高。在區制2中，不同分位點上系數均不顯著，表明金融發展規模的擴大，并沒有影響兩者間的關系。究其原因可能是，在樣本期內，金融發展規模的水平還沒有達到能夠使得兩者間關系發生質變的程度，此時的金融發展規模還不太完善，應該不斷開放金融體系，降低資本準入門檻，積極引導民間資本規模化、合理化利用，擴大金融發展規模。最優的金融結構安排，不僅要滿足產業結構的融資需求，還要實現特定發展階段下與產業結構相適應的稟賦結構的效益最大化。從表8中也可以看出，在樣本期內，在當前金融發展規模下，銀行主導型的金融體系更有利于產業結構的轉型升級。

表8 金融結構對產業結構的分層影響(門限變量：金融發展規模)

四、研究結論及政策啟示

(一)研究結論

本文采用面板門限模型與面板門限分位數回歸的計量方法，實證檢驗了金融結構與產業結構間的門限效應和分層影響。研究發現：

(1) 受金融結構市場化水平和金融發展規模的影響，金融結構與產業結構間存在門限效應。當以金融結構自身為門限變量時，金融結構與產業結構合理化間存在先正后負的單一門限，與產業結構高級化間則存在雙重門限效應。

(2) 金融發展規模的異質性使得金融結構與產業結構間存在單一門限效應，隨著金融發展規模的提高，在規模效應的作用下，銀行主導型的金融結構與產業結構匹配程度下降。金融結構的市場化是未來發展趨勢，但是在當前金融規模水平下，銀行主導型的金融結構仍然是與中國產業結構相匹配的金融制度安排。

(3) 基于面板門限分位數模型的檢驗結果發現，金融結構在每個分位點的影響具有異質性，隨著產業結構合理化和高級化水平的提高，金融結構與產業結構的協調匹配程度亦不斷提高。金融結構在低、中分位點處對產業結構合理化具有積極促進作用，但是受資源稟賦的限制，在高分位點處，兩者的關系并不顯著；只有當金融結構市場化水平達到一定的門限值時，金融結構對產業結構高級化的促進作用才能得到有效發揮。

(4) 當金融發展規模達到一定的臨界值水平時，銀行主導型的金融結構對產業結構合理化的促進作用才會顯現。在不同的分位數水平上，隨著產業結構合理化水平提高和高級化程度加深，銀行主導型的金融結構與產業結構的匹配程度也不斷提高。

總體而言，金融結構對產業結構變遷具有非線性影響，具體呈現出門限、分層和時變多重特征。提升金融服務實體經濟的效率不僅需要關注金融發展規模，同時還要注重提升金融發展質量，跟蹤生產要素相對成本的變化，協調和促進產業格局的優化，更大程度地提高各要素的產出效率，實現更高質量的經濟發展。

(二)政策啟示

在實證研究結論的基礎上，基于我國經濟發展現狀，可以得到如下政策啟示：

第一，穩步推進金融結構的市場化，消除傳統金融體系的體制壁壘，使之與產業結構協調匹配，相互促進。在當前金融發展規模水平下，銀行主導型的金融結構是最優金融制度安排，但是市場主導型的金融體系是經濟發展的最終目標。金融結構的市場化能夠有效整合利用分散資金、緩解信息不對稱問題和降低監督成本，為人工智能等高新技術產業提供很好的融資環境，為產業結構的高級化發展提供契機。金融結構的市場化是一個循序漸進、不斷完善的過程，“揠苗助長”最終會產生金融抑制現象，不利于經濟的健康可持續發展。因此，當前階段應不斷完善金融體系建設，建立健全監督反饋機制，逐步推進我國金融體系的市場化，提高其服務于實體經濟的能力。

第二，降低金融資本準入門檻，進一步開放金融市場，擴大金融發展規模。金融市場的發展導致競爭壓力加大，倒逼企業進行技術創新和產業升級，從而使不同企業間產品的相對價格產生差異，促使金融結構從供給端影響產業結構轉型升級。完善的金融體系以及規模化的金融市場，為企業轉型發展提供充足資金的同時形成的規模效應以及集聚效應，有利于經濟的繁榮發展以及產業結構的轉型升級。

第三，積極引導資金流向高附加值、高加工度、高集約化部門，推動技術進步和產業轉型升級。金融結構與產業結構間協調匹配關系是一個動態調整的過程，產業結構的優化轉型在激發經濟活力的同時也會帶動金融體系的進一步完善發展，提高資金使用效率，實現資源優化配置。