金融发展、产业结构和地区资本配置效率

一、问题的提出

我国的“十二五”规划大纲中明确指出，加快产业结构的转型升级以促进资源配置的深度市场优化，是我国下一个五年经济发展方式战略调整的重要方向之一。一国 (地区)资本配置效率高低的决定因素主要取决于资本在实体经济中的配置效率，不同产业间以及同一产业内资源的再配置应朝向有利于提高一国 (地区)资本配置效率的方向调整，这样，产业结构的转型升级才能最终推动经济朝着可持续的方向发展。然而，一国 (地区)中产业结构的转型升级能否顺利实现，与该国 (地区)的金融发展存在密切的联系。大量的理论和实践证明，一个运行良好的金融体系具有降低交易成本，动员储蓄，把稀缺的金融资源高效率地配置到效率和回报较高的产业部门之中，从而通过对产业结构转型升级的推动来促进一国 (地区)经济的可持续增长。从一国金融发展对其产业结构转型升级的支持功能角度来看，金融发展对产业结构升级的作用机理主要是通过各种生产要素在产业部门之间的转移和流动来加速经济增长，其实质就是有效促进资源在各产业间的最优再配置。

然而，中国当前的经济发展进程中，一个比较突出的现象就是金融发展滞后或者说金融压制特征的存在 (林毅夫等，2008，2009;黄益平，2010;Guariglia，Liu ＆ Song，2010)［1］［2］［3］［4］。 根 据 黄 益 平(2010)的测算，中国的金融发展与自由化进程迄今刚刚走了大概40%的路程，远远滞后于多数新兴市场化的经济体。对于许多发展中国家而言，金融发展滞后或者说是金融压抑是经济发展过程中经常会发生的现象 (King＆ Levine，1993;Levine，2002)，这种情形下，发展中国家的决策者如果仅仅通过强调采取例如税收或补贴这样的政策措施来激励产业结构的转型升级，而忽略了通过进一步的金融发展和金融深化改革来解决产业结构转型升级中资源再配置和流转的核心问题，这一方面可能会造成对产业结构调整的促进政策无效，另一方面这也有可能迫使发展中国家“不自觉”地滑入到“中等收入陷阱”的困境［5］［6］。

本文拟从金融发展和产业结构及其二者之间的交互作用对我国各地区资本配置效率的影响机理出发，来剖析地区金融发展的滞后是如何通过对其产业结构转型升级所造成的障碍性效应，试图揭示我国地区资本配置效率可能造成影响的内在机理和作用效应，为深入理解如何制定有效的政策措施来促进我国产业结构的顺利转型升级，进而通过资源配置的再优化来促进我国经济可持续增长的实现途径，提供可靠的理论和实践依据。

二、影响机理分析:基于文献的视角

金融发展理论认为金融市场的发展可以促进经济的增长 (Goldsmith，1969)，随后McKinnon(1973)以及Shaw(1973)的研究证实一国的金融体系可通过该国产业结构这一传导途径提高资本配置效率，实现经济增长［7］［8］［9］。但是相关研究的实证文献却不多见。Wurgler(2000)给出了一种直接有效的测度方法［10］，其基本逻辑是:资本对于行业 (长期)盈利能力具有较强敏感性，当一国资本适时地从资本回报率低的行业中撤出，并进入资本回报率高的行业，意味着一国的资本配置效率的提高。Wurgler(2000)对65个非社会主义国家的样本进行了实证研究，其结果表明较之发展中国家而言，发达国家的资本配置效率明显优于发展中国家。且一国国有经济比重越高，其资本配置效率越低，股票市场的信息完善程度和中小股东权益法律保护程度越高，则资本配置效率越高，而对中小股东权益的法律保护可以抑制一国在衰退产业的“过度投资”。

Wurgler(2000)直接度量了每个国家的金融体系在多大程度上将信贷资源重新配置，因而其对金融体系资本配置效率的开创性研究在文献中得到了广泛的认同。Beck和Levine(2002)在此基础上，采用跨国数据从金融结构角度切入，证实一国金融发展和其实体经济中资本配置效率呈正相关关系［11］。Almeida和 Wolfenzon(2005)也采用了Wurgler(2000)的方法，其研究结果发现，即使在管理层对现金流正当使用“有限承诺”情形下，外部融资需求依然可以通过资本在不同投资项目之间的重新配置而提高社会整体的资本配置效率［12］。Pang和Wu(2009)沿着这一研究思路，从另一个侧面揭示了金融促进经济增长的路径，也拓展了Wurgler(2000)的研究［13］。其研究发现金融市场发达的国家在成长型行业中增加投资，而在衰退行业中减少投资，有趣的是那些更依赖外部融资的行业中这种现象更明显。因此，金融市场的发展不仅会改善一国整体的资本配置效率，且那些依赖于外部融资的行业会显著受益于一国金融市场的发展。

韩立岩和赵红艳 (2002)以我国1991—1999年39个工业行业数据为样本，借鉴Wurgler(2000)的资本配置效率模型证实了我国股票市场规模与资本配置效率弱负相关［14］。方军雄 (2007)以1997—2003年间37个工业行业为样本的研究，同样证实国有企业的资本配置效率明显低于非国有企业［15］。张国富(2010)通过构建门限回归模型，得出行业的产出水平、技术特质、对外开放程度均能显著地提高资本配置效率［16］。与此同时，地区金融发展、政府质量等宏观因素对于资本配置效率的重要作用也得到经验证据的支持 (李青原，2010;陈德球等，2012)［17］［18］。

上述文献拓展了理论界关于金融发展理论的认识。然而，国内学者对金融发展与产业结构之间关系的研究归纳起来:一是偏重于金融发展的某一方面对产业结构调整的影响。二是在方法上运用格兰杰因果关系检验、VAR模型等的前沿计量方法对金融发展与产业结构调整的关系进行测算。国内文献研究忽略了地区产业结构本身的调整对其资本配置效率的影响，且对内生性问题的处理缺乏信服性。有鉴于此，本文试图运用动态面板模型，控制可能出现的内生性问题，从地区金融发展和产业结构及其交互作用对我国地区资源配置效率的影响机制入手，来探讨加快金融发展对我国产业结构转型升级所具有的调整作用，是促进我国地区资源配置效率以及促进经济可持续增长的重要途径。

三、数据说明和变量设计

(一)数据说明

本文的数据资料的时间跨度为1993—2007年，涵盖30个省、市、自治区39个工业行业。其中广东、重庆、海南的固定资产价格指数缺失，为了不减少地区实体经济资本配置效率样本，重庆采用相应年份四川省的固定资产价格指数替代，其他地区采用相应年份全国的固定资产价格指数替代。重庆1993—1996年、广西2007年工业品出厂价格指数缺失，本文亦采用相关年份全国工业品出厂价格指数替代。同时，由于缺少相关数据，故剔除西藏、台湾地区的样本。且《中国工业经济普查年鉴》(2004)未能提供地区工业行业的工业增加值数据，故本文计算出2004年前后2年的年平均几何增长率，再按年平均几何增长率计算出缺省年份 (2004年)的工业增加值。最终获得计算地区资本配置效率的13 331组地区工业行业观测值和382组地区资本配置效率样本①本文的地区数据主要来自于《中国工业经济统计年鉴》、《中国经济普查年鉴》(2004)、《中国金融年鉴》和《中国统计年鉴》以及《新中国55年统计资料汇编》、《新中国60年统计资料汇编》等。其中固定资产原值和工业增加值 (生产法)分别运用地区固定资产投资价格指数和地区工业品出厂价格指数换算为实际价格 (以1993年为基准年)。。为避免研究结果受极端值的影响，和Wurlger(2000)的研究保持一致，本文剔除了样本中的异常值。

(二)变量定义和计量模型设计

为了检验本文的相关研究主题，在充分吸收已有研究的理论和经验基础上，同时，也兼顾到中国转型背景下的特殊因素，考虑构建如下的基本计量模型:

上述模型中，i为不同省份 (i=1，2，…，29)，t为不同年份。其中ηi，t为因变量，即地区实体经济的资本配置效率。各解释变量包括:tsi，t为产业结构高级化的度量变量、tli，t为产业结构合理化的度量变量、credi，t为地区金融机构信贷额占地区 GDP 比重、stki，t为地区股票筹资额占其GDP比重。Zi，t为一组控制变量，包括:人均 GDP 变量 pgdpi，t、总人口变量 popi，t、国有经济比重变量iovi，t、对外开放程度变量 fdii，t、地方政府对经济的干预程度变量govi，t、地区基础设施水平变量 infrai，t，以及地区城市化水平变量 urbani，t。此外，我们还控制了年份因素 (year)。εi，t为误差项。以下为各变量定义和计算方法的具体说明:

1.地区资本配置效率指标的测算。

资本配置效率是指资本从低回报率的区域 (或行业)流向高回报率的区域 (或行业)，因此，资本的区域间 (或产业间)流动，也应表现为从低成长性的区域 (或行业)流入高成长性的区域 (或行业)。本文认为，资本的区域间 (或行业间)流动是有时滞性的。Wurgler(2000)估算不同国家或地区的投资反应弹性，用33年跨度时间序列的数据来估算地区的资本配置效率，因而本文认为Wurgler(2000)的研究充分考虑到资本流动的时滞性。但由于诸多原因，国内学者的研究均采用相邻年份的工业行业数据来估算资本配置效率。本文首先在Wurgler(2000)资本配置效率估算模型的基础上，运用1993—2007年我国地区工业行业的面板数据分地区相隔2年来估算我国各地区的实体经济资本配置效率。下式为相隔2年的资本配置效率的估算公式。

其中，Iic，t为地区i内行业c第t年固定资产原值;Vic，t为地区 i内行业 c第 t年工业增加值;ηi，t为投资弹性系数，即地区实体经济资本配置效率。

本文按照以上研究思路，对13 331组地区工业行业观测值进行回归，估算出1993—2007年间中国地区的资本配置效率的平均值为0.265。同一时间段的中国整体资本配置效率的平均值为0.215。当按照混合年度来估算各地区的资本配置效率时，其投资反应系数为0.157 3。与Wurgler(2000)研究中平均为0.429的资本配置效率相比，即便与一些发展中国家相比，中国实体经济资本配置效率也处于较低水平。但之前国内学者的研究得出的资本配置效率的结果差距较大，韩立岩和蔡红艳 (2002)测度的资本配置效率平均值为0.03。潘文卿和张伟 (2003)估算的1979—2001年中国各地区的资本配置效率平均为1.014。方军雄 (2006)的资本配置效率各年分布差异较大，最大的为4.45，最小的为-0.735。李青原等 (2010)估算的1999—2006年中国28个地区资本配置效率的平均值为0.204，而同一时间段的中国整体资本配置效率为0.126。而上述学者的研究均采用相邻年度来估算投资反应系数，本文认为这种以较短时间来衡量资本的区际流动未能考虑资本流动的迟滞性，可能会导致资本配置效率测度的失真。而本文采用相隔2年的估算方法则较为合理，能够较为准确地衡量地区 (或行业)的资本配置效率。

2.产业结构升级指标的测算。

从动态角度来看，一个经济体的产业结构转型升级可以产业结构合理化和产业结构高级化来测度。产业结构合理化是产业间有效耦合程度的度量，反映产业间协调发展程度。之前一些文献多采用结构偏离度来对这一指标进行测度，但相关研究表明结构偏离度测度指标忽视了产业间的异质性，因此，本文引用由Theil和Henri(1967)在文献中首次提出的泰尔熵(Theil Index，又称泰尔指数)，其优势在于可测度组内差距和组间差距对总差距的贡献。本文沿用干春晖等 (2011)的研究，将泰尔指数作为产业结构合理性的测度指标［19］。其计算公式如下:

其中，Y表示产值，L表示就业，i表示产业，n表示产业数目。如果经济处于均衡状态，则泰尔熵TL的值为零，泰尔熵不仅保留了不同产业的相对重要性，也同时兼顾结构偏离度的理论基础和经济含义。TL不为0，则表明产业结构偏离了均衡状态。在本文中产业结构合理化的度量变量为tl。

产业结构高级化的本质就是产业结构升级，本文中各地区产业结构高级化指标 (记为ts)的衡量采用地区第三产业产值与地区第二产业产值之比，这一测度方法符合产业演进的基本规律。如果ts值递增，则意味着一国产业结构在向服务化的方向转型升级。

3.地区金融发展指数的测算。

对于既定投资项目的所有资本成本，是地区金融发展水平的较为理想的衡量工具。但是鉴于数据的不可得性，多数学者采用数量指标来衡量地区金融发展水平。这里隐含的假设是频繁的金融活动意味着较低的资金成本，以及健全的法律制度环境和更富竞争性的金融市场。Goldsmith(1969)、King和 Levine(1993)、La Porta et al.(1997)、Rajan和Zingales(1998)采用一国证券市场和信贷市场的规模与GDP的比值来作为一国金融发展水平的度量指标［20］［21］①La Porta et al.(1997)衡量的是股票市场中通过内部控制人股权结构的调整，而产生的外部融资的数额。。Morck et al.(2000)认为在一国的股票市场中，单只股票的价格中包含着具体企业专有的信息越多，也就是股票价格的同步性 (Synchronocity)现象越不显著，则表明一国的资本配置越有效率［22］。本文选取衡量金融市场发展规模的指标作为地区金融发展指标，主要包括金融机构信贷额占地区GDP比重，地区股票筹资额占其GDP比重这两类指标。这两个指标可以衡量金融体系最重要的职能 (特别是银行系统)，也就是为最有效率的企业或行业提供金融支持。各地区1993—2007年相关贷款的数据来源于各年度《中国金融年鉴》，股票分地区筹资额主要来自于《新中国60年统计年鉴》。

4.其他控制变量。

人均GDP变量 (pgdp)采用经价格指数 (1978=100)平减的实际人均GDP来表示，反映地区经济发展水平②人均GDP数据来源于历年的《中国统计年鉴》。。人口变量 (pop)，本文用各地区总人口数(万人)来表示人口变化。地区国有经济比重(iov)，是本文研究的重要控制变量，在转型的意义上，不同省份的经济特征主要表现为国有企业比重、市场化程度和对外开放度。从本文采用数据的统计口径上看，1998年国家统计局的国有工业总产值和工业总产值这两组数据的统计口径发生了变化，导致前后数据可比性较差。借鉴已有文献的度量方法，再兼顾数据的连续性和可得性，本文拟采用地区国有经济的工业总产值占全部国有及规模以上非国有经济的工业总产值来反映地区的国有经济比重。地方政府对经济的参与程度变量 (gov)，中国的地方政府在经济生活中始终扮演着重要的角色，本文采用支出法GDP中扣除科教文卫后地方财政支出占地区生产总值的比重来衡量地方政府对经济的参与程度。对外开放程度 (fdi)，为当年的按美元与人民币中间价折算的对外直接投资在GDP中所占的比重③其中折算时所用的各年汇率取自相应年份的《中国统计年鉴》，各地区当年价GDP数据出自《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》。。城市化水平 (urban)，本文采用非农人口在总人口中的比重，来度量各地区的城市化水平。1995—2004年数据出自《中国人口统计年鉴》各年，2005—2007年数据出自《中国统计年鉴》。

四、实证结果与解释

(一)描述性统计

本文首先按照Wurgler(2000)的研究思路，运用1993—2007年中国30个省份39个工业行业的13 331组地区工业行业观测值进行相隔2年的资本配置效率的估算。在估算资本配置效率之后，本文的完全样本数量为377个。表1为样本观测值的描述性统计。

从表1中可以看出地区资本配置效率的均值为0.267，其标准差为0.221。金融机构信贷比重cred的标准差为0.74，相比其他变量，标准差较高，表明不同地区金融机构的信贷额的差异较大。而地区人均GDP变量pgdp和地区人口变量pop的标准差分别为0.663和0.813，这表明我国不同地区之间的人口和人均GDP均存在较大的差异，波动幅度较大，这也从统计指标上表明我国地区间经济社会发展程度差异较大。

表1 主要变量的描述性统计

(二)实证结果和稳健型检验

本文采用panel data的标准估计法，即固定效应和随机效应模型来估计静态模型。在确定采取何种模型之前，分别采用 Wald TEST、Breusch-Pagan LM TEST和Hausman TEST来检验模型的选择，各种检验均支持采用固定效应 (FE)模型。表2为静态面板模型的估计结果，模型整体F检验显示所有模型的系数整体上都是统计上高度显著。

从表2可以看出，产业结构高级化变量ts、产业结构合理化变量tl均和地区资本配置效率呈显著的负相关，这表明地区产业结构的调整并没有促进地区资本配置效率的提高。模型中地区金融发展指标，金融机构信贷额占地区GDP比重cred以及地区股票市场筹资额占其GDP比重stk均会促进地区资本配置效率的提高，但相比较信贷市场，股票市场更有效率。但值得注意的是，信贷市场占比和产业结构合理化变量的交互项和地区资本市场配置效率呈显著的负相关关系，而地区股票市场筹资额占其GDP比重stk与产业结构两个测度变量的交叉项均显著正相关。

基本回归结果表明，相比信贷市场，我国股票市场不仅能够直接促进地区资本配置效率的提高，还能够通过促进产业间的调整和转型，进而促进地区资本配置效率的提高。与之相反，我国信贷市场的资本配置效率是低效的，信贷市场并没有通过促进产业结构的调整，并进而促进地区资本配置效率的提高。模型的实证结果还证实了人均GDP高的地区，其资本配置效率较高。

表2 全样本的固定效应模型估计结果

考虑到计量方程中因变量与解释变量间可能存在的同期性偏见问题，以及因变量和解释变量之间的反向因果性，同时避免一些解释变量以及控制变量可能所具有的内生性问题，本文将构建解释变量采用滞后一期数值的计量检验模型。为保证模型参数估计的无偏性和一致性，本文采用系统广义矩估计法 (SYSGMM)，此方法有效解决了参数估计的有偏性和非一致性问题。SYS-GMM估计增加了一组滞后的差分变量作为水平方程相应变量的工具，具有更好的有限样本性质，因此，本文采用SYS-GMM方法来估计计量模型①由于SYS-GMM方法在变量的运动方面表现出随机游走的特征时更可取，本文也进行了DIF-GMM估计，基本的结论保持一致，限于篇幅，本文仅报告了SYS-GMM估计。。动态面板GMM模型中的另一个无法回避的问题是横截面相依性。横截面相依性在时间跨度较短的动态面板模型中所带来的影响会更严重，为了克服本文动态面板模型中可能存在横截面相依性，本文的模型中引入了年度虚拟变量。

表3列出了检验残差自相关的统计量AR(1)、AR(2)，以及Hansen检验和Sargan检验数值。AR(2)统计量表明，本文各模型中均无法拒绝残差无二阶序列自相关的原假设。同时，各个动态面板模型的Hansen检验以及Sargan检验也均表明不能拒绝工具联合有效的原假设。由此可推出本文模型中所选取的工具及其滞后阶数是合适的。

在表3中，产业结构高级化变量ts、产业结构合理化变量tl均和地区资本配置效率呈显著的负相关，这表明我国的产业结构转型升级并未提高地区的资本配置效率，由此得出由政府主导推动的产业结构调整实际上产生了资源的扭曲效应，表现为资本配置效率的扭曲。中国的产业政策在制定和实施过程中表现出强烈的政府直接干预市场、具有以政府选择来替代市场机制与限制竞争的管制性特征 (江飞涛、李晓萍，2010)［23］。我国产业政策最为重要的工具便是直接干预微观市场，近年来，产业政策的重心偏向于抑制部分行业的盲目投资、产能过剩。不仅如此，我国产业政策的政府色彩还体现在政府试图以其判断、选择来代替市场机制，且在产业政策中保护和扶持在位的大型企业 (尤其是央企)。本文实证结果证实在政府的直接干预微观经济的转轨背景下，市场竞争受到扭曲，阻碍了产业结构内生的动态演化和升级。我们的结果同时验证了Wurgler(2000)以及Beck和Levine(2002)的研究结论，地区的金融发展程度越高，则资本配置效率相应越高。②在金融压抑和信贷所有制歧视条件下，地区的信贷额占比和其实体经济资本配置效率呈显著正相关关系，可能是由于另一些扭曲的制度对这些效率损失进行了修正，也就是卢峰和姚洋 (2004)所说的中国金融部门存在的金融漏损效应，随着银行信贷总规模的不断扩大，更多的信贷资金从国有部门通过各种渠道向非国有部门漏损，使得效率得到部分修正，并提高了全社会的资本配置效率。

在上述动态面板模型中，产业结构合理化变量和金融机构信贷额比重的交叉项tlcred的相关系数为负数，且统计性显著;产业结构合理化变量和地区股票筹资额比重的交叉项tlstk和地区资本配置效率呈显著的正相关关系，但前者的相关系数较小。这表明我国信贷市场在促进地区的产业结构调整进而推动其资本配置效率提高方面是低效的，相反，股票市场却通过促进产业结构调整而推动了地区资本配置效率的提高，且股票市场对资本配置效率的提升作用远大于信贷市场。与经济增长形成鲜明对比的是，中国的金融发展程度远远滞后，且具有较为显著的金融压抑特征，不仅官方利率长期远低于市场利率，同时也体现在国有银行的垄断地位和门槛准入方面。另一方面，作为经济增长推动力的民营经济在金融信贷方面却面临着所有制歧视，卢峰和姚洋 (2004)的研究证实了以上的观点［24］。而张敏等 (2010)来自上市公司的微观证据也表明，我国的银行信贷市场是低效的，更多的信贷资源流向了过度投资的企业［25］。在金融压抑政策背景下，政府可通过征收隐性税收的方式获得收益，从而控制金融市场和对国有企业进行补贴(Giovannini＆ de Melo，1993)。Cull＆ Xu(2003)的研究证实了上世纪90年代中国政府采用银行信贷而非直接补贴以救助国有企业［26］［27］。Brandt ＆ Li(2003)以及Ge＆Qiu(2007)对于中国私营企业的研究结论从另一个侧面支持了以上观点［28］［29］。

表3 全样本的系统广义矩估计结果

本文的实证结论表明股票市场的完善能够促进产业结构升级，并最终提高地区的资本配置效率，这也是金融发展水平在地区资源配置功能方面的重要体现。本文的这一结论和Atje＆Jovanovic(1993)，以及Fisman＆Love(2003)研究得出的观点是一致的，即在面临全球性增长机会时，一国发达的金融发展水平将有助于其产业升级，并进而在全球市场中实现经济增长［30］［31］。杨海燕 (2006)的研究表明产业技术层次变迁的过程中金融中介机构的发展次序是动态变化的，当产业技术层次升级时，产业融资要求的模式更趋于市场型［32］。产业结构高级化变量和金融机构信贷额比重的交叉项tscred以及地区股票筹资额比重的交叉项tstk均和地区资本配置效率呈显著的正相关关系，但股票市场的作用要远大于信贷市场对产业结构调整的作用。此外，国有经济比重高的地区，其地区实体经济的资本配置效率较低，Wurgler(2000)的研究也得出了同样的结论。

按照我国经济发展水平和地理位置结合长期演变所形成的特征，本文分别对不同地区的产业结构、金融发展和资本配置效率之间的关系进行验证，鉴于篇幅所限，无法一一列出实证结果①其中北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省份归为东部地区;而中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省份;西部地区则包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆12个省份。。实证结果表明，各地区的产业结构调整同样并未促进地区资本配置效率的提高，但东部地区的金融发展程度对地区资本配置效率提升的作用最大，而西部地区的股票市场对其地区资本配置效率提升的作用不显著。各地区的金融机构信贷额比重和产业结构两个测度指标的交叉项均为显著负相关。和之前的全样本模型的结果一致，表明本文的实证结果具有稳健性。相比较股票市场，我国的信贷市场在实体经济的产业结构转型升级，并进而提升地区资本配置效率方面是低效的。值得注意的是，相比较中东部地区，西部地区的股票筹资额占其GDP比重stk和产业结构两个测度指标的交叉项对地区资本配置效率的提升作用最小。

本文的实证结果还得出以下结论:人均GDP高的地区，其资本配置效率较高。而地方政府对经济的参与程度变量gov则和地区资本配置效率呈显著的正相关关系。一个可能的解释是财政分权和“政绩最大化”的地方官员晋升激励机制造成地方政府有较强的动机为了经济增长绩效而相互竞争 (周黎安，2004)［33］。因而，地方政府基于 GDP竞争的目的，从政策上支持地区产业转型升级以及对地区国有企业进行改革，而这往往会提高地区实体经济的资本配置效率。地区基础设施完善促进了地区资本配置效率的提高，而城市化水平和地区资本配置效率的关系不显著。鉴于篇幅所限，控制变量的回归结果未能一一列明。

尽管运用SYS-GMM估计能在一定程度上控制因变量地区资本配置效率和模型主要解释变量产业结构间的反向因果关系，但为保证实证结果的稳健性，本文采用面板格兰杰因果检验来考察是否存在反向因果关系。格兰杰因果检验的结果支持模型中地区实体经济资本配置效率并非影响地区产业结构的格兰杰原因。

五、主要结论与政策含义

一国 (地区)产业结构的转型升级应推动该地区实体经济资本配置效率的提高，而这一过程能否顺利实现，金融体系在其中扮演重要的角色。本文运用1993—2007年中国30个省份27个工业行业的数据，基于Wurgler(2000)的资本配置效率的思路，检验地区产业结构转型升级和金融发展地区实体经济资本配置的影响。研究支持以下结论:我国的产业结构转型升级并未提高地区的资本配置效率，地区的金融发展程度越高，则资本配置效率相应越高。至于二者之间的交互效应，金融机构信贷市场并没有通过促进地区的产业结构调整进而推动其资本配置效率的提高，而股票市场却通过促进产业结构调整而推动了地区资本配置效率的提高，且股票市场对产业结构调整的作用远大于信贷市场。这表明由政府主导推动的产业结构调整实际上产生了资源的扭曲效应，阻碍了产业结构内生的动态演化和升级，表现为资本配置效率的扭曲。由于金融压抑和所有制歧视，中国的信贷市场是低效的，资源配置被扭曲，相比较股票市场，中国的信贷市场并未起到促进产业结构转型升级，提高实体经济资本配置效率的作用。不同地区的金融市场在促进产业结构调整，并提升资本配置效率方面具有一定的差异，其中西部地区的股票市场对产业结构调整和资本配置效率提升方面的作用最小，因而大力发展中西部地区的股票市场应为题中之义。本文主要的政策含义是:应摒弃那种造成资源配置扭曲的，以政府选择代替市场机制和限制竞争的管制性产业政策。而当金融压抑和所有制歧视依然严重的情况下，金融信贷市场无法在行业间进行合理有效的资本配置，除了国有企业效率损失，作为中国经济增长中最活跃一极的民营经济的内生性金融制度成长的外部环境也缺乏生存的空间。当金融体系逐渐成为产业调整和地区经济增长的掣肘时，进一步放松金融管制、实行国企改革对经济社会发展是必要的。