產融結合能否促進產業結構轉型升級？

王翌秋 謝萌

摘?要：產業結構轉型升級是經濟持續發展的基礎，基于我國2008—2020年的省級面板數據，運用動態GMM模型，實證分析產融結合對產業結構轉型升級的影響及作用機制。研究發現，產融結合能顯著促進產業結構轉型升級；機制檢驗發現，產融結合對產業結構轉型升級的影響主要通過優化企業間資源配置和促進技術創新兩條路徑。進一步分析發現，地區市場化程度和政府教育支出能強化產融結合對產業結構轉型升級的促進作用。

關鍵詞：產融結合；產業結構轉型升級；機制檢驗；市場化程度；政府干預

中圖分類號：F832??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）01-0020-09

收稿日期：2022-06-26

作者簡介：王翌秋（1980-），女，貴州赤水人，教授，博士生導師，研究方向：公司金融；謝萌（1996-），本文通訊作者，女，河南商丘人，博士研究生，研究方向：公司金融。

一、引?言

當前，我國經濟正由高速增長向高質量發展方向轉變，產業結構轉型升級是經濟可持續發展和增長質量提升的基礎。在高質量發展大背景下，產業結構轉型升級的關鍵是轉變經濟發展方式和轉換增長動力，不能只依賴資本、勞動力等要素資源的粗放式投入，而要通過優化資源配置特別是減少資源的錯配，增強自主創新能力。金融是資源有效配置的樞紐，是創新能力提升的重要保證。十四五規劃綱要提出“構建金融有效支持實體經濟的體制機制”。產融結合作為提高金融支持實業發展效率的重要切入點，是我國重要的發展方向。近年來，產融結合已成為企業應對經營壓力、滿足產業協同所需金融服務及產業發展所需資金支持的重要戰略選擇。

現有學者主要從微觀層面對產融結合的動因、經濟效果和風險進行研究。基于緩解融資約束和資本逐利性動機，產融結合的實施使企業的外部融資渠道內部化，縮短了實業與金融之間的信息距離，有效降低信息不對稱，減少交易費用，最終獲得超額利潤和協同效應等［1-6］。李維安和馬超（2014）［7］研究發現實施產融結合能增強企業的營利、運營能力，拓展企業成長空間。但同時，產融結合也可能給企業帶來風險，如資本整合風險、內部交易風險、道德風險以及泡沫經濟等。現有文獻關于產融結合對微觀企業層面的經濟后果做了深入探討，但仍然缺乏對產業結構轉型升級這一政策目標的細致評估。雖然從微觀層面看，產融結合有助于緩解融資約束，為企業投資創新提供資金，提高企業競爭力，促進企業轉型升級，但是，產融結合是否進一步帶動了中觀產業的轉型升級？作用路徑是什么？基于此，本文運用2008—2020年30個省份的平衡面板數據，運用動態GMM模型，實證分析實施產融結合對我國產業結構轉型升級的影響與傳導路徑，并進一步考察不同市場化程度和政府行為在產融結合與產業結構轉型升級關系中的作用。

本文邊際貢獻如下：（1）從合理化和高度化兩個維度的三個指標對產業結構轉型升級進行多維度衡量，從企業持股金融機構和參與金融機構人事關系兩個方面衡量產融結合，實證檢驗產融結合對產業結構轉型升級的多維度影響；（2）理論分析產融結合影響產業結構轉型升級的作用機制，選取地區技術創新和資源配置為中介變量，實證檢驗產融結合推動產業結構轉型升級的傳導機制；（3）進一步考慮外部環境對產融結合實施效果的影響，采用門檻模型，以市場化程度和政府教育支出為門檻變量，檢驗外部環境在產融結合與產業結構轉型升級關系中的作用。

二、理論分析與研究假設

（一）產融結合對產業結構轉型升級的影響

產業結構轉型升級主要包括合理化和高度化兩個維度。其中，產業結構合理化關注的是各生產要素在產業間的配置和利用效率，強調資源配置合理有效和產業之間協調均衡；產業結構高度化關注的是產業結構整體生產效率的提升和產業比例關系的演進。金融是產業結構轉型升級的“助推器”已被多數學者驗證。良好的金融環境是合理有效配置資源，為產業發展提供充足的資金支持，促進研發創新，進而推動產業結構轉型升級的基礎。但由于信息不對稱問題，金融機構難以有效地配置資源，降低金融支持實體經濟效率。產融結合作為金融支持實業發展的一種重要方式，其主要從兩個方面影響產業結構轉型升級：

一方面是產融結合對產業結構合理化的作用機制。產業結構轉型升級的本質是生產要素和經濟資源的優化再配置［8］。產融結合通過股權持有、人事參與的方式降低了企業與金融機構之間的信息不對稱，能更加充分的發揮金融的中介功能，推動產業結構轉型升級。具體來講，產融結合通過將企業內部資本和金融資本結合在一起，縮短了企業與金融機構之間的信息距離，一定程度上彌補了市場的外部性缺陷，有效降低信息不對稱，使金融體系在資源配置上更加有效和透明化，提高資源配置效率，推動產業結構更加合理［9］。此外，從微觀層面上看，產業結構轉型升級表現為企業的優勝劣汰。在完全競爭市場中，資本的逐利性會驅使資源流向盈利能力強、具有發展前景的企業，而劣勢企業由于缺乏資金支持逐漸退出市場。對于有能力實施產融結合行為的企業而言，多為具有發展潛力的企業，更易通過實施產融結合戰略成長為產業結構轉型升級中的中堅力量。

另一方面是產融結合對產業結構高度化的作用機制。實施產融結合有助于促進企業技術創新，進而帶動產業向高級化方向演進。首先，實施產融結合能在一定程度上緩解融資約束，給以創新型產業為代表的高新技術產業解決內在資金需求，在短期內促進新興產業快速發展，從而在數量層面上促進產業向高水平狀態演變，提升地區產業結構高度化的數量。其次，實體企業與金融機構所處行業具有異質性。產融結合可以將金融資本中專業的技術和人才帶入到實體經濟領域，改善實體企業的生產和管理方式，為企業創新提供基礎。同時，產融結合為企業創新提供了充足的資金支持，從而在一定程度上降低了企業從事創新的風險和成本，增強企業創新偏好，提高研發人員的工作積極性，進而提高企業創新效率和勞動生產率，帶動產業結構向高水平狀態演進［10］。但是，高新技術產業的發展還受到人力資源的影響。人力資源質量會影響產業轉型的方向和進程。若優質人力資源不足，則不利于創新效率和勞動生產率的提升，致使產業結構轉型升級的配套能力不足，阻礙產業結構高度化質量的提升。基于此，本文提出如下假設：

H1：產融結合能推動產業結構合理化，提高產業結構高度化數量，但并未顯著提高產業結構高度化質量。

（二）市場化程度、產融結合與產業結構轉型升級

產業結構的轉型升級的關鍵在于資源優化配置和技術創新，但同時還受到市場和政策環境的影響［11］。因此，市場化程度和政府行為是本文討論產融結合影響產業結構轉型升級問題時不可忽視的因素。

已有研究表明，市場化程度的提高可以促進產業結構轉型升級［12］。不同的市場化程度對產業結構轉型升級的促進效果不同。較高的市場化程度有利于企業之間公平競爭，金融機構可以基于市場原則給予具有可行性的投資項目更多的資金支持，促進資金合理配置。同時，較高的市場化程度也為企業提供了良好的營商環境，投資審批合理有效，提高了金融資本流向產業的資金配置效率。此外，市場化水平越高，經濟自由和開放度越高，市場競爭機制越完善，激烈的競爭機制會激勵企業加強技術創新，提高企業競爭力，促進企業轉型升級，進而在中觀層面上帶動產業結構轉型升級。因此，市場化水平較高的地區，資源配置效率和技術創新水平也越高，越能強化產融結合對產業結構轉型升級的促進作用［13］。基于此，本文提出如下假設：

H2：地區市場化程度提高會強化產融結合對產業結構轉型升級的促進作用。

（三）政府干預、產融結合與產業結構轉型升級

地方政府可以通過投資公共基礎設施、成立專項創新投資基金、提供信息服務等，降低產業結構轉型升級過程中的風險和不確定性。政府通過政策調控和轉移支付，引導各生產要素流向生產率高、具有發展前景的企業，提高資源配置效率，在一定程度上促進新興產業的快速發展，突破制約產業結構轉型升級的約束條件，加快產業轉型升級的步伐。

已有研究表明，人才缺失是創新效率低、產業結構轉型升級緩慢的主要原因。地方政府加大教育支出可以在一定程度上緩解個人或家庭層面對教育投資不足的問題［14］，有利于地區人力資本的積累［15］。同時，隨著勞動力受教育水平的提高，更多勞動者選擇從事知識、技術型崗位，促進了勞動要素向中高端產業流動，有助于實現提高社會資源配置效率和創新效率的目標，推動產業向高級化方向演進。因此，教育性財政支出較高的地區，人力資本水平較高，能夠提高創新效率和勞動生產率，強化產融結合對產業結構轉型升級的促進作用。基于此，本文提出如下假設：

H3：提高政府教育支出會強化產融結合對產業結構轉型升級的促進作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文基于2008—2020年的省級平衡面板數據，構建模型實證檢驗產融結合對產業結構轉型升級的影響。數據來源于國泰安數據庫、歷年《中國統計年鑒》《中國環境年鑒》和地方統計年鑒。由于西藏自治區的數據缺失嚴重，故本文將其剔除。針對個別年份的數據缺失，運用線性插值法補齊。

（二）變量定義

1.?被解釋變量

本文的被解釋變量為產業結構轉型升級。現有學者關于產業結構轉型升級的衡量尚未形成統一的測度方法。本文借鑒袁航和朱承亮（2019）［16］的研究選擇產業結構合理化和高度化兩個維度的三個指標進行衡量。

（1）產業結構合理化。產業結構合理化關注的是資源配置的合理有效和產業之間協調均衡發展。多數學者采用產業結構偏離度指標進行衡量，但該指標并未考慮各產業在經濟中的重要程度。因此，干春暉等（2011）［17］引入泰爾指數重新構造產業結構合理化指數。本文為了簡化研究，借鑒于斌斌（2015）［18］的做法，倒數化處理了干春暉構造的產業結構合理化指數。具體計算公式如下：

ERi，t=1/TLit=

1/［∑3m=1（Yi，m，tYi，t）?In（Yi，m，t/Yi，tLi，m，t/Li，t）］m=1，2，3（1）

其中，Y表示產值，L表示就業人數，i表示地區，m表示三大產業，t表示時間。Yi，m，t/Yi，t代表產出結構，Li，m，t/Li，t代表就業結構。當TL值為0時，表明產值結構與就業結構不存在偏差，產業結構整體處于均衡狀態，否則產業結構處于非均衡狀態。對TL值進行倒數化處理后，TL值越小，ER值越大，則表明產業結構合理化水平越高。

（2）產業結構高度化。產業結構高度化主要關注的是產業結構整體生產效率的提升和產業比例關系的演進。本文從數量和質量兩個維度衡量產業結構高度化。其中，產業結構高度化的數量采用產業結構層次系數表示，即運用三大產業份額比例的相對變化量化三大產業在數量層面的演進過程，具體計算公式如下：

ais1i，t=∑3m=1yi，m，t×m，m=1，2，3（2）

產業結構高度化的質量采用三大產業產值結構與各產業勞動生產率的加權平均值測度。具體計算公式如下：

ais2i，t=∑3m=1Yi，m，tYi，t×Yi，m，tLi，m，t，m=1，2，3（3）

其中，Yi，m，t、Li，m，t、Yi，m，tYi，t和Yi，m，tLi，m，t分別表示i地t時期m產業的增加值，就業人數、占GDP的比重和勞動生產率。

2.?解釋變量

本文解釋變量為各省產融結合程度。由于政策的限制，銀行業不能對產業資本進行投資，所以目前我國的產融結合方式主要按照“由產而融”的路徑發展。基于此，本文從產業投資金融的角度衡量各省產融結合程度，以非金融機構上市公司持股金融機構或參與金融機構人事關系的企業占其注冊地所在省份上市公司的比例衡量省級層面的產融結合程度。

3.?控制變量

借鑒已有文獻相關研究，本文選擇以下可能影響產業結構轉型升級的控制變量：對外開放程度、政府干預程度、科技發展水平、經濟發展水平、城市化率和人力資本水平。同時控制了時間和省份固定效應。變量定義見表1。

（三）模型構建

考慮到產業結構轉型升級是一個長期動態的過程，當期產業結構發展狀況會受到前一期的影響。同時為避免內生性問題，本文采用系統廣義矩估計（GMM）法構架動態面板模型，具體模型如下所示：

Instrui，t=α0+α1Instrui，t－1+α2Shri，t+∑α3Xi，t+εi，t（4）

其中，i表示地區，t表示時間。instrui，t表示i地區t時期產業結構合理化水平、產業結構高度化數量和質量。Shri，t表示i地區t時期各省實施產融結合企業的比例，Xi，t表示一系列控制變量，εi，t為誤差項。

（四）描述性統計結果

表2是變量的描述性統計結果。被解釋變量產業結構合理化和高度化的均值分別為0.?061、2.?34，標準差為0.?075、0.?130，產業結構高度化質量的均值為102.?105，標準差為36.?216，標準差較大，說明不同地區產業結構高度化的質量差異較大。各省份產融結合程度的均值為70.?887%，其標準差為9.?531，標準差較大，表明各省實施產融結合企業的比例差異較大。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文采用動態面板模型檢驗產融結合與產業結構轉型升級的關系。為保證模型的工具變量有效和不存在二階序列相關，首先對模型進行Sargan-test和AR（1）、AR（2）檢驗。由表3可知，檢驗結果表明本文的系統GMM模型設定合理有效。

1.?產融結合的實施對產業結構合理化的影響分析。由列（1）可知，產融結合的回歸系數為0.?213，在5%的水平上顯著，表明產融結合的實施有助于推動產業結構合理化。這主要是因為，產融結合的實施使企業的外部融資渠道內部化，降低了企業與金融機構之間的信息不對稱程度，能優化企業間的資源配置，促使金融資源流向具有發展潛力、高生產率的企業，從而推動產業結構更加合理，實現產業結構轉型升級。

2.?產融結合的實施對產業結構高度化數量的影響分析。由列（2）可知，產融結合的回歸系數為0.?019，在1%的水平上顯著，說明產融結合的實施顯著提高了產業結構高度化的數量。這主要是因為產融結合的實施提高了企業資金的可獲性和成長創新性，短期內從數量層面上促進了新興產業的成長，推動產業向中高端化演變。

3.?產融結合的實施對產業結構高度化質量的影響。由列（3）可知，解釋變量未通過顯著性檢驗，表明產融結合未能顯著提高產業結構高度化質量。產生這一現象的原因可能是，目前我國高質量人力資本缺乏，導致的創新能力不足和勞動生產率低下的問題仍然突出。在這種情況下，即使產融結合的實施優化了資源配置，為企業創新提供充足的資金，但由于高端人才的缺失，創新能力不足和勞動生產率低的問題依然突出，導致技術創新效率和創新成果轉化率低，短時期內難以推動產業結構高度化質量的提高。

實證結果表明產融結合能推動產業結構合理化，提高產業結構高度化數量，但對產業結構高度化質量沒有明顯的促進作用。檢驗結果驗證了假設H1。

（二）機制檢驗

基于上文的理論分析，為進一步探析產融結合是否通過技術創新效應和資源配置效應這兩個機制推動產業結構轉型升級。本文運用中介效應模型進行驗證，具體回歸模型如下：

Instrui，t=β0+β1Shri，t+β3Xi，t+ωi，t（5）

Mediatori，t=γ0+γ1Shri，t+γ3Xi，t+φi，t（6）

Instrui，t=θ0+θ1Shri，t+θ2Mediatori，t+θ3Xi，t+δi，t（7）

其中，Mediatori，t為中介變量，包含技術創新和資源配置。其他變量含義與公式（4）一致。

1.?產融結合、技術創新與產業結構轉型升級

表4報告了技術創新的中介效應檢驗結果。結合表3的基準回歸結果可知，產融結合通過技術創新效應提高了產業結構高度化數量，但并未顯著影響產業結構合理化和高度化數量。產生這一現象的原因主要是：產融結合的實施在一定程度上緩解了企業的融資約束，為企業成長和創新提供了充足的現金流保證，有利于新興產業在短期內快速發展，從而在數量層面上促進產業結構向中高端化演進，提升產業結構高度化數量。但是，新興產業的發展離不開高質量人才的支持。若優質人才資源不足，則不利于創新效率和勞動生產率的提高，制約產業結構高度化質量的提升。當前，我國大部分地區人才資源不足，制約了產融結合對產業結構高度化質量促進作用。

2.?產融結合、資本配置與產業結構轉型升級

關于資源配置的衡量，本文借鑒劉斌斌等（2019）［19］的做法，構建信貸資源錯配指數。具體計算公式如下：

FM=∑ki=1YiYIn（Di/YiD/Y）=∑ki=1YiYln（DiYDYi）（8）

其中，k表示企業所有制類別數量；Yi為不同所有制企業的年末主營業務收入，Y為所有企業主營業務收入加總；Di代表不同所有制企業年末所獲銀行信貸，D為所有企業銀行信貸加總。定義DiY/DYi為不同所有制企業獲取銀行貸款的相對效率公平指數。當DiY/DYi=1時，FM=0，說明銀行按照效率均等的原則在國有與民營企業間配置信貸資金，信貸錯配程度低。當FM≠0時，說明銀行信貸并未按照效率均等的原則在不同所有制企業間配置，出現了信貸錯配的現象。FM越小，錯配程度越低；反之，錯配程度越高。

表5報告了資本配置的中介效應檢驗結果。結果顯示，產融結合通過改善資本配置推動產業結構合理化，提高產業結構高度化數量，對產業結構高度化質量影響不顯著。產融結合緩解了企業與金融機構之間的信息不對稱問題，引導資源流向具有發展潛力的產業，減少對衰退產業、低附加值產業的資本配置，使資本在產業間合理配置，產業間的發展更加協調，推動產業結構轉型升級。

（三）穩健性檢驗

為保證檢驗結果的穩健，本文采用如下兩種方法進行穩健性檢驗：（1）替換核心解釋變量。考慮到我國企業持股金融機構的類型多為商業銀行。因此采用上市公司持股商業銀行以及參與金融機構人事關系的企業占其注冊所在省份上市公司的比例衡量省級層面產融結合程度，重新對原模型進行回歸。檢驗結果與前文一致。（2）更換回歸方法。將產融結合指標滯后兩期代入固定效應模型進行實證分析，檢驗結果與前文一致。

五、進一步分析

前述研究結論表明產融結合能夠促進產業結構轉型升級，但是這種促進效應也可能受到市場發育程度、政府行為的影響而存在差異。為更好的驗證產融結合對產業結構轉型升級的影響，本文借鑒Hansen（2000）［20］提出的面板門檻模型，將市場化程度、政府教育支出設定為門限變量，構建以下門檻模型：

Instruit=β+β1Shrit+β2Xit+β3Marketit（Marketitλ）+β4Marketit（Marketit>λ）+ξit（9）

Instruit=β+β1Shrit+β2Xit+β3Goveduit（Goveduitλ）+β4Goveduit（Goveduit>λ）+ξit（10）

在模型（9）和（10）中，λ表示未知的門檻值，Marketit表示i地區t時期的市場化水平，Goveduit表示i地區t時期的政府教育支出，其他變量含義與前文一致。

（一）市場化程度為門檻變量

1.?門檻效應檢驗

本部分考察區域市場化程度在產融結合與產業結構轉型升級關系中的作用。首先運用Bootstrap法對不同被解釋變量下市場化程度的門檻效應進行依次檢驗。結果如表6所示，產業結構高度化質量為被解釋變量時，市場化程度不存在門檻值。被解釋變量為產業結構高度化數量和合理化時，市場化程度存在一個門檻（由于篇幅原因，雙重和三重門檻檢驗結果未列示）。進一步對門檻值進行估計，結果如表7所示，單門檻估計值分別為6.?5800、8.?2400，95%的置信區間為［6.?5450，6.?5900］、［8.?1600，8.?3100］。

2.?門限效應估計結果

表8是面板門檻回歸結果。產業結構高度化數量為被解釋變量時，市場化程度低于6.?58時，產融結合未能顯著提高產業結構高度化數量；當市場化程度高于6.?58時，產融結合顯著提高了產業結構高度化數量，回歸系數為0.?0171，在5%的水平上顯著。當產業結構合理化為被解釋變量時，產融結合對產業結構合理化的推動作用不顯著；當市場化程度高于8.?24時，產融結合顯著推動了產業結構合理化，回歸系數為0.?0176，在5%的水平上顯著。這表明，隨著市場化程度的提高，產融結合對產業結構轉型升級的促進效應增強。檢驗結果驗證了假設H2。

（二）政府教育支出為門檻變量

1.?門檻效應檢驗

本部分考察政府教育支出在產融結合與產業結構轉型升級關系中的作用。首先運用Bootstrap法對不同被解釋變量下政府教育支出的門檻效應進行依次檢驗。結果如表9所示。產業結構高度化質量和產業結構高度化數量為被解釋變量時，分別在1%和5%的水平上通過了以政府教育支出為門檻變量的單一門檻檢驗。雙重和三重門檻效應未通過顯著性檢驗（篇幅原因，此處未列示）。表明模型的最優門檻數為1。被解釋變量為產業結構合理化時，政府教育支出不存在門檻效應。進一步對門檻值進行估計，結果如表10所示，單門檻估計值分別為0.?1417和0.?1872，95%的置信區間為［0.?1407，0.?1419］、［0.?1857，0.?1876］。

2.?門限效應估計結果

由表11可知，被解釋變量為產業結構高度化質量時，政府教育支出比例低于0.?1417時，產融結合的回歸系數為-0.?0118，但不顯著；當政府教育支出比例高于0.?1417時，產融結合的回歸系數為0.?0019，不顯著但相較于低政府教育支出比例，產融結合正向影響了產業結構高度化質量。以產業結構高度化數量為被解釋變量時，當政府教育支出低于0.?1872時，產融結合的回歸系數為0.?0118，在5%的水平上顯著；當政府教育支出高于0.?1872時，產融結合的回歸系數為0.?0132，在1%的水平上顯著。這表明，隨著政府教育支出的增加，將會強化產融結合對產業結構轉型升級的促進作用。檢驗結果驗證了假設H3。

六、結論與啟示

近年來，在提高金融服務實體經濟的大背景下，產融結合成為金融支持實業發展的一種重要方式，探究產融結合與產業結構轉型升級的關系對于提高金融服務實體經濟效率和加快產業結構轉型升級具有重要意義。基于此，本文基于2008-2020年中國30個省份的平衡面板數據，運用動態GMM模型對此進行研究，研究發現：（1）產融結合推動了產業結構合理化，提高了產業結構高度化數量，但并未促進產業結構高度化質量的提高；（2）產融結合通過資源配置效應和創新效應兩條路徑影響產業結構轉型升級；（3）市場化程度和政府教育支出會強化產融結合對產業結構轉型升級的促進效應。

根據研究結論，本文得到如下啟示：新時期，改變原有粗放式發展模式，優化資源配置和提高創新能力是推動產業結構轉型升級和實現經濟高質量增長的重要途徑。但由于信息不對稱問題，金融機構無法充分了解企業、行業的發展潛力，導致資源錯配。產融結合的實施在一定程度上改善了信息不對稱問題，促使生產要素流向生產率高、發展前景更好的企業，通過優化企業間的資源配置，激發市場內各主體的活力，進而促進產業結構轉型升級。實體企業與金融機構所處行業的異質性，為產業發展帶來了資本、技術和人才上的支持，有利于增強企業的自主創新能力，進而推動產業結構轉型升級。因此，國家應逐步審慎開放對金融市場的限制，促使產業與金融深度有效融合，降低企業與金融機構的信息不對稱，通過提高資源配置效率，帶動產業結構轉型升級，實現經濟提質增效。同時，要充分發揮和協調好有效市場和有為政府“兩只手”的作用，一方面，使市場在資源配置中占主導地位，運用市場的競爭和資源配置機制引導資源的市場化運作，保證企業間的公平競爭；另一方面，增加政府對教育的投入力度，培養高質量人才，提高自主創新能力。

參考文獻：

［1］?Lo?S?F，?Lu?W?M.?An?Integrated?Performance?Evaluation?of?Financial?Holding?Companies?in?Taiwan［J］．?European?Journal?of?Operational?Research，?2009，198（1）：341-350.

［2］?賀靈，陳治亞.“兩業”融合對制造業價值鏈攀升的影響及對策探討［J］．理論探討，2021，223（6）：125-131.

［3］?萬良勇，廖明情，胡璟.產融結合與企業融資約束——基于上市公司參股銀行的實證研究［J］．南開管理評論，2015，18（2）：64-72，91.

［4］?馬紅，侯貴生，王元月.產融結合與我國企業投融資期限錯配——基于上市公司經驗數據的實證研究［J］．南開管理評論，2018，21（3）：46-53.

［5］?熊家財，桂荷發.產融結合能促進企業技術創新嗎——來自上市公司參股非上市銀行的證據［J］．當代財經，2019（3）：48-57.

［6］?任偉，張姣姣.資本市場對產業結構優化升級的影響分析［J］．哈爾濱商業大學學報（社會科學版），2021，178（3）：52-61.

［7］?李維安，馬超.“實業+金融”的產融結合模式與企業投資效率——基于中國上市公司控股金融機構的研究［J］．金融研究，2014（11）：109-126.

［8］?肖琬君，冼國明，楊蕓.外資進入與產業結構升級：來自中國城市層面的經驗證據［J］．世界經濟研究，2020（3）：33-45，135-136.

［9］?Aghion?P.，B.?Nick，B.?Richard，G.?et?al.?Competition?and?Innovation：?An?Inverted?U?Relationship［J］．?Quarterly?Journal?of?Economics，?2005，120（2）：701-728．

［10］莊仲喬.產融結合對傳統工業轉型升級的影響研究——以2000—2017年紡織業A股上市公司為例［J］．當代經濟科學，2019，41（2）：122-128.

［11］林毅夫.新結構經濟學——重構發展經濟學的框架［J］．經濟學（季刊），2011，10（1）：1-32.

［12］Bailey?E?E，?Panzar?J?C.?The?Contestability?of?Airline?Markets?During?the?Transition?to?Deregulation［J］．?Law?and?Contemporary?Problems，?1981，44（1）：125-145.

［13］王立國，趙琳.產融結合與民營企業投資效率——基于A股上市公司的經驗研究［J］．宏觀經濟研究，2021（7）：38-53.

［14］姚耀軍，施丹燕.互聯網金融區域差異化發展的邏輯與檢驗——路徑依賴與政府干預視角［J］．金融研究，2017（5）：127-142.

［15］董曉林，張曄.自然資源依賴、政府干預與數字普惠金融發展——基于中國273個地市級面板數據的實證分析［J］．農業技術經濟，2021（1）：117-128.

［16］袁航，朱承亮.政府研發補貼對中國產業結構轉型升級的影響：推手還是拖累？［J］．財經研究，2020，46（9）：63-77.

［17］干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響［J］．經濟研究，2011，46（5）：4-16，31.

［18］于斌斌.產業結構調整與生產率提升的經濟增長效應——基于中國城市動態空間面板模型的分析［J］．中國工業經濟，2015（12）：83-98.

［19］劉斌斌，嚴武，黃小勇.信貸錯配對我國綠色技術創新的影響分析——基于地區環境規制差異的視角［J］．當代財經，2019（9）：60-71.

［20］Hansen?B?E.Sample?Splitting?and?Threshold?Estimation［J］．Econometrica，?2000，68（3）：575-603.

Can?the?Combination?of?Industry?and?Finance?Promote?the?Transformation?and

Upgrading?of??Industrial?Structure？——A?Study?Based?on?Innovation?Effect

and?Resource?Allocation?Effect

WANG?Yi-qiu，?XIE?Meng

（School?of?Finance，?Nanjing?Agricultural?University，?Nanjing?210095，China）

Abstract：The?transformation?and?upgrading?of?industrial?structure?is?the?basis?of?sustainable?economic?development.?Based?on?the?provincial?panel?data?of?China?from?2008?to?2020，?this?paper?uses?the?dynamic?GMM?model?to?empirically?analyze?the?impact?and?mechanism?of?the?combination?of?industry?and?finance?on?the?transformation?and?upgrading?of?industrial?structure.?The?study?found?that?the?combination?of?industry?and?finance?can?significantly?promote?the?transformation?and?upgrading?of?industrial?structure.?The?mechanism?test?found?that?the?impact?of?the?combination?of?industry?and?finance?on?the?transformation?and?upgrading?of?industrial?structure?is?mainly?through?optimizing?the?allocation?of?resources?among?enterprises?and?promoting?technological?innovation.?Further?analysis?found?that?the?degree?of?regional?marketization?and?government?education?expenditure?can?strengthen?the?promotion?of?the?combination?of?industry?and?finance?on?the?transformation?and?upgrading?of?industrial?structure.

Key?words：combination?of?industry?and?finance；transformation?and?upgrading?of?industrial?structure；mechanism?test；degree?of?marketization；government?intervention

（責任編輯：趙春江）