金融集聚对产业结构升级的非线性影响研究

（东北师范大学经济与管理学院，长春 130024）

引 言

改革开放使中国经济得到了飞速的发展，成为了世界第二大经济体。然而，在高速发展的背后，受限于经济发展方式和经济改革滞后影响，中国产业发展存在严重的结构问题，资源环境约束加大、生产要素成本上升等现实状况仍然困扰着中国经济发展。在新常态下，中国经济要行稳致远，实现高质量发展，必然对产业结构升级提出新的要求。然而，产业结构升级需要一定的外部环境和客观条件，离不开金融产业的支持与协调发展 （孙晶和李涵硕，2012）［1］。 作为现代经济的核心，金融承载着经济发展的资金投入，是新常态下推动经济转型升级和持续增长的重要动力①。与此同时，随着金融市场化改革的深入，金融资源非均衡化配置明显，金融集聚已成为现代金融发展的重要趋势 （谭朵朵，2015）［2］。因此，本文探究金融集聚对产业结构升级的影响，不仅遵从金融服务实体经济的发展理念，而且满足新常态下产业结构升级的客观需要，对促进我国经济高质量发展具有重要的理论意义和实践意义。

1 文献综述

长期以来，学术界对金融发展与经济增长的关系进行了大量讨论，大多数研究支持金融发展能够促进经济增长的观点 （Shaw和Gurley，1955；Patrick， 1966； Goldsmith， 1969； Aghion 和 Howitt，2009）［3-6］，金融集聚作为金融发展的重要趋势，对经济增长的促进作用也得到了学者们的一致认可 （李林等，2011；赵晓霞，2014；张同功和孙一君，2018）［7-9］。但需要指出的是，金融集聚对经济增长的影响主要是通过产业结构升级来实现的 （杨义武和方大春， 2013）［10］。

金融集聚在产业结构升级过程中发挥了特殊的作用：金融集聚使金融机构在业务合作、信息传播、劳动力专业化以及设施共享等方面获得规模经济优势 （Park和 Essayyad， 1989）［11］， 降低了交易成本，提高了资金的流通能力和配置效率，缓解了产业结构升级的资金约束 （Kindleberger，1974； 刘军等， 2007）［12，13］； 另外， 金融集聚通过知识溢出效应提高了区域内的知识技术总量和平均认知水平，有力地促进了地区技术创新水平的提升 （王丹和叶蜀君，2015）［14］， 为产业结构升级奠定了技术基础。金融集聚对产业结构升级的促进作用得到了学者们实证研究的结论支持：黎平海和王雪 （2009）基于金融集聚视角考察了广东省的产业结构升级，发现金融集聚通过拓宽融资渠道、提高资金供给与配置效率等方式支持了产业结构升级［15］。孙晶和李涵硕 （2012） 从行业异质性的角度考察了金融细分行业集聚对产业结构升级的影响，发现金融集聚对产业结构升级具有比较明显的促进作用，但主要体现在银行业的辐射作用，而证券业和保险业的促进作用有限［1］。 从地区差异的角度分析， 于斌斌 （2017）发现东、中部地区金融集聚对产业结构升级存在比较明显的促进作用，中部和西部地区成效较小［16］。但是，朱玉杰和倪骁然 （2014）的研究指出，东部和中部地区金融集聚的直接效应和间接效应均未促进产业升级，反而在西部地区对产业升级具有显著的促进作用［17］。借鉴新经济地理学的研究框架，于斌斌 （2017）、刘沛和黎齐 （2014） 考察了金融集聚影响产业结构升级的空间溢出效应，发现金融集聚不仅能够促进本地产业结构升级，还可以在更远距离、更大范围内服务于周边或其他地区产业结构升级［16，18］。

以上有关金融集聚与产业结构升级的研究大都基于二者线性关系的假设，而未能考虑到二者之间可能存在的非线性关系，而如果所研究的对象具有非线性特征，那么线性模型的估计将是有偏的。事实上，金融集聚的确具有存在非线性特征的可能性。产业集聚是金融集聚的基本状态，会在不同的集聚阶段交替产生规模效应或拥挤效应，产业集聚有利于降低企业的信息和人才搜集成本，产品和服务在市场上流通更加容易，降低不确定性、提高效率 （周圣强和朱卫平，2013；沈能等， 2014； 吴石磊， 2016）［19-21］， 过低的产业集聚水平不利于产生最佳的规模效应，而过高的产业集聚水平会因拥挤效应的影响导致集聚整体的效用下降 （Hoover， 1948）［22］。 结合金融集聚自身特质而言，产业集聚的形式决定了金融集聚水平不可能无限制的提高，因为这会造成区域内金融机构的过度竞争、金融资源的浪费以及金融资本使用率的降低 （施本植等，2018）［23］， 从而造成金融集聚效应的降低甚至不经济的现象；另外，较低的金融集聚水平预示了地区金融资源的匮乏，这将抑制集聚的规模效应并削弱金融与其他行业的良性交互 （张鹏和于伟，2018）［24］。 因此，本文认为金融集聚存在一个理论上的最优状态，会在两种外部性相互作用下对产业结构升级产生不同影响，即与自身集聚水平的高低有着密切联系。

基于上述分析，本文提出以下待验证命题：金融集聚能够显著促进我国产业结构升级，但二者关系具有一定的非线性特征；同时考虑到我国经济发展存在东、中、西梯度差异的基本空间格局，金融集聚影响产业结构升级的非线性特征同样具有明显的地区差异。

2 模型、变量与数据

2.1 模型设定

为研究产业结构的影响因素，钱纳里 （Chenery）等曾构建了适用于不同经济发展水平的 “标准结构”模型：

其中，X为产业结构，Y为人均生产总值，N表示人口数 （百万），T表示时间，F表示生产要素与资源的流动。本文在钱纳里 “标准结构”模型的基础上进行修改，用于检验金融集聚水平对产业结构升级的影响：

其中，i代表地区，t是年度，α为常数项，为残差项；ISU表示产业结构水平，Fin是金融集聚水平，Fin2为金融集聚的二次项，用于检验Fin与ISU是否存在非线性关系；xj为控制变量，其中j表示控制变量类别，参考已有研究，本文选取人力资本水平Labor、政府干预程度Gov、对外开放水平Open和市场化程度Mar作为模型的控制变量。

进一步地， 本文使用 Hansen （1999）［25］提出的非动态面板门限回归模型，在模型 （2）的基础上，剔除Fin2，构建以Fin为门限变量的面板门限回归模型，旨在揭示金融集聚对产业结构升级的影响规律及其门限特征。由于具体门限数量未知，本文首先建立单门限模型，如果检验发现门限多于一个，则在此模型上进行调整，模型设定如下：

在模型 （3） 中，I（·）为指示函数，γ为门限值，为保证模型 （2）与模型 （3）的回归结果具有可比性，二者的控制变量保持一致。

2.2 变量选取

2.2.1 核心解释变量：金融集聚 （Fin）

现有金融集聚的测度一般用区位熵、赫希曼指数或产业集中度做指标，部分学者用金融产出密度或金融产值占比，这些都是非经济综合指标，很难完全反映出金融集聚的真实水平。因此本文使用综合评价法，构建基于金融资源理论的金融集聚评价指标体系。金融资源理论指出，金融的本质是一种社会性稀缺资源，按其属性可以分为3个层次，第一层是基础性核心金融资源，即广义的货币资金 （资本）；第二层是实体性中间金融资源，包括各类金融组织体系；第三层是功能性高层金融资源， 即各类金融功能 （白钦先，1998）［26］。考虑到第三层金融资源在现实中无具体实体，与前两层不处于完全平等的位置 （卢颖等，2014）［27］，本文在评价体系中将其剔除，仅用前两层金融资源进行评价。测度方法上，为保证不同年份之间金融集聚水平的可比性，本文参照杨丽和孙之淳（2015）［28］使用含有时间变量的熵值法确定评价体系中各指标的权重，具体如表1所示。

表1 金融集聚水平评价指标体系

2.2.2 被解释变量：产业结构升级 （ISU）

现有研究通常使用产业间相对规模的变化来描述产业结构升级，如：二、三产产值占GDP的比重、三产与二产的产值之比或构造产业结构层次系数等。但这些指标忽略了产业结构升级过程中劳动生产率的变化，事实上，产业结构升级不仅表现为三次产业相对规模的变化，还意味着各个产业素质和效率的提高。因此，本文借鉴刘伟等 （2008）［29］和于斌斌 （2017）［19］的做法， 构造含有各产业产值占比与劳动生产率的产业结构升级指数：

其中，m表示三次产业，νm、LPm分别表示第m产业产值占总产值的比重与劳动生产率②。考虑到LPm含有量纲而νm没有，本文对LPm做标准化处理，处理公式为：

是产业m标准化后的劳动生产率，LPms与LPmf源于钱纳里的研究 （Chenery， 1986）［30］，分别代表工业化开始时和工业化完成时第m产业的劳动生产率，本文根据美国CPI数据转换成2018年水平 （表2）。

表2 工业化进程中劳动生产率标准

2.2.3 控制变量

参考相关研究的做法，本文将以下4个控制变量纳入模型检验，分别是人力资本水平 （Labor）、 政府干预程度 （Gov）、 市场化水平 （Mar）和对外开放水平 （Open）。其中，人力资本水平采用地区劳动力平均受教育年限④进行衡量 （杜伟，2014）［31］，产业在由劳动密集型向资本、技术密集型转变的过程中，会对劳动力素质提出较高的要求。 政府干预程度参照李青原等 （2013）［32］使用除去科、教、文、卫后地方财政支出占GDP的比重表示。此外，考虑到市场化水平越高，就越能为产业结构升级提供必要的制度、金融等要素支持，本文采用市场化指数描述市场化水平。对外开放水平是产业结构升级中颇具争议的影响因素，学者们持有不同的学术观点，本文参考殷功利（2018）［33］构建对外开放指数描述对外开放水平⑤。

2.3 数据来源与描述性统计

本文使用中国31个省级行政单位 （考虑到数据的可获得性，港、澳、台地区除外）2009～2018年的面板数据。其中，衡量金融集聚水平的相关数据来源于 《中国金融年鉴》和 《区域金融运行报告》；产业结构升级、政府干预程度、对外开放水平的相关数据来源于国家统计局数据库和 《中国统计年鉴》；人力资本水平数据来源于《中国劳动统计年鉴》和各 《地区统计年鉴》；市场化指数来源于 《中国分省份市场化指数报告》。

表3报告了各个变量的描述性统计结果，其中产业结构升级和金融集聚是本文关注的核心变量。产业结构升级全国均值为1.0661，东部地区均值为1.4877，显著大于中部的0.7471和西部的0.8923；金融集聚全国均值为0.1697，东部地区均值为0.2905，分别是中部地区均值的2.12倍和西部地区均值的3.60倍。我国金融集聚和产业结构的地区差异明显，其他控制变量也都具有一定程度上的区域差异。

表3 各变量描述性统计

3 回归结果及分析

3.1 数据平稳性和门限效应检验

3.1.1 数据平稳性检验

为避免出现伪回归，保证实证结果的有效性，本文同时采用检验同质单位根的LLC和异质单位根的Fisher-ADF来判断所用指标的平稳性。所有变量在两种方法下均通过了显著性检验 （结果表略），拒绝存在单位根的原假设，即各指标数据是平稳的，可用于实证研究。

3.1.2 门限效应检验

本文采用Hansen提出的 “自举法”确定全国门限回归中的门限值，通过逐一对模型进行估计并获得残差平方和，选择使模型残差平方和最小时对应的门限估计值＾γ，并利用Bootstrap方法模拟F统计量的渐进分布及其临界值，判断门限效应是否存在。由检验结果 （表略）可知，全国样本下金融集聚水平门限变量在5%的显著性水平下通过单门限检验，在1%显著性水平下通过了双门限检验。在三门限检验时，F值为-6.702，没有通过显著性检验。因此金融集聚对产业结构升级具有双重门限效应，门限值分别为0.066和0.122。

3.2 实证结果分析

3.2.1 全国范围的实证结果分析

利用面板数据模型的OLS法初步判断金融集聚与产业结构升级的非线性关系，回归结果见表4中Ⅰ与Ⅱ。依据Hausman的检验结果，采用固定效应模型进行回归。比较Ⅰ与Ⅱ的拟合结果发现，加入Fin二次项后，整体显著性有所提高，其中金融集聚一次项系数均显著为正，而二次项的系数显著为负，说明金融集聚与产业结构升级之间不是简单的线性关系，而是存在着倒 “U”型曲线关系，即金融集聚对产业结构升级的影响存在一个临界值，当集聚水平小于临界值时，产业结构水平会随金融集聚水平的增加而提高，当集聚水平超过临界值后，继续提高金融集聚水平会对产业结构升级产生负面影响。从表3可知，Fin的最大值为0.8241，小于临界值的1.0354⑥，即所有样本数据处于临界值左侧，因而金融集聚对产业结构升级的实际影响为正，但作用强度会随集聚水平的提升而减弱，具有边际递减规律。

表4 面板模型与门限模型的估计结果

门限模型的回归结果表明，金融集聚对产业结构升级有着正向非线性影响效应，且这种正向作用呈现出边际递减的特征。具体表现在，当金融集聚水平小于0.066时，其对产业结构升级的促进作用最大，回归系数为5.1888且通过了1%的显著性水平检验；当金融集聚水平大于0.066而小于0.122时，其对产业结构升级的促进作用减弱至2.0642；随后，当金融集聚水平大于0.122后，其对产业结构升级的促进作用进一步降低，仅达到1.0514水平，同样在1%水平下显著。出现这种现象的原因在于金融集聚的拥挤效应逐渐增强：由于基础性核心金融资源 （货币资金）的过度集中干扰了地区货币资金的供需平衡，过度供给致使金融资源利用效率降低和金融资源的浪费；另外，实体性中间金融资源 （金融机构）的高度集中也会增加地区金融机构竞争强度，过度竞争降低了金融整体效率和利润水平，削弱了金融服务实体经济的能力。虽然金融集聚的产业结构升级效应存在递减趋势，但在3个区间内金融集聚的回归系数仍保持为正，说明现阶段金融集聚的规模效应仍发挥主要作用，在不同集聚水平下，金融集聚对产业结构升级始终具有显著的促进作用，也尚未出现理论上因拥挤效应造成的金融集聚不经济现象，并佐证了固定效应模型的分析结果。

考察控制变量对产业结构升级的影响。从表4的拟合结果来看：（1）人力资本 （Labor）对产业结构升级的影响系数在1%水平显著为正，表明高素质的劳动力有助于提升产业层次水平，符合学者们对人力资本作用的认知；（2）政府干预（Gov）也促进了产业结构水平的提高，表明政府可以通过灵活产业政策的实施，释放微观经济体活力，促进产业发展及产业结构调整；（3）市场化水平 （Mar）的提升同样显著促进了地区产业结构升级，较高的市场化水平意味着地区拥有更为规范的市场秩序和完善的法律服务体系 （孙早和席建成，2015）［34］，有助于产业的良性竞争与发展，促进产业结构升级；（4）对外开放 （Open）的回归系数显著为负，表明我国现阶段对外开放水平不利于产业结构升级，一些学者发现对外开放阻碍了劳动密集型产业发展 （马颖等，2012）［35］，也有学者指出对外开放抑制了国内制造业企业升级 （张少军， 2014）［36］。

3.2.2 东、中、西部地区的实证结果分析

考虑到我国不同地区金融集聚、产业结构水平存在较大差异，为了获得较有针对性的研究结论，本文利用门限回归模型进一步考察东、中、西部地区⑦金融集聚对产业结构升级非线性影响的区域差异。与全国样本下一致，首先对各地区金融集聚的门限效应进行检验。由检验结果 （表略）可知，东部地区通过了双重门限效应检验，门限值分别为0.224和0.683；中部地区通过了单一门限效应检验，门限值为0.090；西部地区同样通过了双重门限效应检验，门限值分别为0.101和0.130。

表5报告了分地区门限模型的回归结果，各地区金融集聚的门限效应存在一定的差异。东部地区具有最高的门限值，当金融集聚水平低于0.224时，其对产业结构升级的作用为正，且为最大值4.3280；但当金融集聚水平处于0.224与0.683之间时，其对产业结构升级的促进作用减弱至3.2412；随着东部金融集聚水平的进一步提升，超过0.683后其对产业结构升级的促进作用进一步降低到了2.3276。与东部地区类似，在中部地区，当金融集聚水平小于0.090时，对产业结构升级的促进作用最大，其值为3.3486；而当集聚水平超过0.090后，其对产业结构升级的促进作用减弱至1.8145。这表明，在东、中部地区，金融集聚对产业结构升级的影响具有边际递减的规律。西部地区情况较为特殊，当金融集聚水平低于0.101时，其对产业结构升级的促进效应并不明显；当金融集聚水平介于0.101与0.130之间时，金融集聚水平对产业结构升级开始产生明显的促进作用，回归系数为4.6683；当金融集聚水平大于0.130时，促进作用进一步增强，达到了6.6132。这说明，西部地区金融集聚水平只有超过一定门限值后才能促进产业结构升级，且呈现边际递增规律。

表5 分地区门限模型估计结果

从各地区金融集聚的门限效应差异来看，东、中部地区基本和全国情况一致，均表现出正向且边际递减的非线性规律，西部地区则表现出了正向且边际递增的非线性规律，但在金融集聚水平过低 （小于0.101）时，对产业结构升级的促进作用并不明显。结合西部地区现状不难发现，在我国优化生产力空间布局，中、西部地区承接产业转移的大趋势下⑧，西部地区产业结构水平与中部地区基本相当，但金融集聚水平仅有中部的59%，金融资源匮乏，致使西部地区实体产业部门的发展长期受资本稀缺的困扰，产业结构变动极易受到金融集聚水平的影响 （邓向荣和刘文强，2013）［16］。西部地区的回归结果同时表明，金融集聚对产业结构升级的影响存在瓶颈，过低的集聚水平限制了金融集聚效应的发挥，无法满足产业结构升级的各项金融需求，对产业结构升级的支持作用并不显著，只有当金融集聚达到一定的阈值后，金融集聚对产业结构升级的促进作用才得以展现。西部地区金融集聚发展处于初级阶段，尚未出现金融过度集聚造成的拥挤效应，规模效应仍发挥主要促进作用，因此表现出了边际递增的发展特征，东、中部地区金融集聚已达一定规模，金融集聚的拥挤效应逐渐显现，因此出现了边际递减的发展特征。总之，各地区金融集聚对产业结构升级的促进作用明显，在金融集聚水平门限条件下，二者呈现出复杂的非线性关系，且金融集聚的门限效应表现出显著的区域异质性特征，也没有出现金融过度集聚造成的不经济现象，与表4的回归结果相呼应。

此外，控制变量对产业结构升级的影响也存在区域差异。 （1） 人力资本 （Labor） 显著促进了各地区产业结构升级，对西部地区的促进作用最强，之后依次为中部、东部地区；（2）政府干预 （Gov）对各地区产业结构升级同样具有显著的促进作用，促进作用由东至西依次减弱； （3）市场化水平 （Mar）的提高对各地区产业结构升级具有显著的推动作用，作用大小依次为中部、东部和西部；（4）对外开放水平 （Open）对各地区产业结构升级均具有不同程度的负面影响，但在统计上只有西部地区显著。

4 结论与政策含义

本文选取了全国31个省级行政单位，利用这些省市2009～2018年的数据考察了金融集聚在自身规模影响下对产业结构升级的影响。研究主要得出以下结论：

（1）提高金融集聚水平能够有效促进产业结构升级，但二者之间存在较为复杂的非线性特征。通过面板回归发现，金融集聚与产业结构升级之间具有倒 “U”型关系，结合我国金融集聚现状，金融集聚对产业结构升级的实际影响表现出正向且边际递减的非线性规律；（2）门限模型的结果进一步验证了金融集聚非线性特征的存在。从金融集聚的双重门限效应看到，当金融集聚依次跨越门限值时，金融集聚对产业结构升级的促进作用依次降低；（3）金融集聚的门限效应在我国存在明显的地区差异。在东部和中部地区，金融集聚对产业结构升级都存在显著的促进作用，并且边际效用递减特征明显；而在西部地区，金融集聚与产业结构升级之间则表现出了边际递增现象。总的来说，无论是面板回归模型还是门限回归模型，均表明当下我国金融集聚尚未达到最优状态，提升金融集聚水平仍然能够促进产业结构升级。

本文的政策含义也非常明确。金融集聚会促进产业结构升级毋庸置疑，但不应简单的将提高金融集聚水平作为促进产业结构升级的长期有效方法。政府在为金融集聚创造良好条件的同时，还要深刻认识到金融过度集聚的负面影响，通过实施金融跟随战略，将金融集聚的规模控制在合理范围内，尽可能减少金融过度集聚对产业结构升级的消极影响。此外，针对地区间的发展差异，应采取不同的思路来促进产业结构升级。东、中部地区要继续提升自身金融集聚水平，发挥对产业结构的促进作用；也要通过政策鼓励金融资源向西部地区流动，实现金融资源的合理化分配，避免出现两极分化现象；西部经济发展落后地区则应加强政策的扶持与引导，降低金融准入门槛，吸引其他地区金融机构在本地设立分支部门，增强地区金融实力，减少因金融集聚过低对产业结构升级产生的不利影响。

注释：

①2013年7月5日，国务院办公厅发布文件 《国务院办公厅关于金融支持经济结构调整和转型升级的指导意见》，指出，金融与实体经济密不可分，对稳增长、调结构、促转型具有重要作用，要持续加强对重点领域和行业的金融支持，同时要大力支持化解产能过剩矛盾。

②产值与就业人数之比。

③2018年美元对人民币平均汇率为：1美元＝6.62元人民币，数据来源于国家统计局网站。

④计算公式为：Labor＝2×H1+6×H2+9×H3+12×H4+16×H5， 其中，H1～H5分别代表地区6岁以上文盲、小学、初中、高中和高中学历以上从业人员占比。

⑤计算公式为：Open＝（进出品总额+FDI+对外直接投资额）／GDP。

⑥临界值计算公式： -［4.9937／（-2.4115*2）］≈1.0354。

⑦东部包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省（市）；中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8个省（市）；西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古共12个省（市）。

⑧2010年国务院发布文件 《关于中西部地区承接产业转移的指导意见》，提出加快将东部沿海地区产业向中、西部转移。