金融发展、技术进步与产业结构升级

周国富，柴宏蕊，方云龙

(1.天津财经大学 a.统计学院; b.金融学院，天津 300222;2.对外经济贸易大学 金融学院，北京 100029;3.中国滨海金融协同创新中心，天津 300222)

一、引言

经过改革开放40多年的高速发展，中国制造业在量上已经实现了重大突破，中国已经成为了“世界工厂”。然而，当前国际局势波诡云谲，以英国脱欧提前和特朗普当选美国总统以来推行的贸易保护主义为代表的“逆全球化”思潮愈演愈烈，世界经济环境整体下行；从国内来看，人口红利渐行渐远，国内经济“三期叠加”“干中学”技术进步效应递减，资源、环境约束日趋凸显。在上述多重冲击的背景下，传统依靠大量初级要素投入的经济增长方式已难以为继。中国要想真正成为世界级高端制造中心并推动经济的高质量发展，就不能仅靠“量”上的突破，加快推进产业结构的优化升级，实现“质”上的增长，已势在必行。

产业结构升级在本质上是一种要素禀赋重新转移聚集的动态过程(朱卫平、陈林，2011)[1]。因为限于资源的可再生能力和生产力水平的提升，人力、土地等初级要素的价格在经济发展过程中会不断被提高，其资源禀赋优势会逐渐被资本、技术等高级要素取代。在这一过程中，原来依靠大量初级要素的产业必须不断提高研发投入，依靠技术创新来实现产业的转型升级，才有可能持续生存下去。可见，技术进步对于一个国家或地区的产业结构升级至关重要，技术与产业深度融合发展已成为一个国家或地区产业结构升级的关键要素。但创新能力的提升是一项复杂的系统性工程，其投资周期长、风险高，很容易受到融资约束。金融是现代经济的核心，是市场各类主体的主要投融资平台。运行良好、制度完善的金融市场是市场经济健康运行的润滑剂，能够为市场主体提供各类资金支持，有效缓解市场主体在生产经营或技术创新过程中面临的融资约束问题；同时，金融对一个国家或地区的资源配置发挥着重要的引导作用，而资源的流动聚集必然会牵动产业结构的调整变迁。因此，深入考察金融发展、技术进步与产业结构升级之间复杂的内在联系和具体作用机制，对我国经济高质量发展具有重要意义。

二、文献综述及研究思路

基于本文的研究目的，下面从三个方面对现有文献进行综述，然后引出本文的研究思路。

(一)金融发展与产业结构升级的关系

20世纪60年代就有学者研究金融发展与产业结构升级之间的相互关系。Goldsmith(1969)[2]认为，金融发展对产业结构的优化调整有显著的驱动作用，完善的金融制度、运转良好的金融市场可以吸收更多的社会闲置资金，资金的积累效应提高了资金的使用率，有力地支持了产业结构升级。Wurgler(2000)[3]的研究表明不同产业的资本配置效率具有差异性，高增长率的行业一般资本配置效率相对较高，高效的资本配置又进一步促进了该产业的快速发展，而资本配置效率低下的行业会加速其产业衰退的速度。Fishman和Love(2003)[4]研究发现产业结构的优化调整较大程度上依赖于良好的金融市场来缓解产业结构调整过程中面临的融资约束问题。

沿袭上述研究逻辑，国内学者也开始研究金融发展与产业发展之间的关系。刘世锦(1996)[5]认为金融发展应该为实体经济发展、产业结构调整提供资金支持，同时提出将产业结构优化程度作为金融发展水平的重要尺度。范方志、张立军(2003)[6]研究了金融结构与产业结构之间的变动关系，并得出结论：中国各省份之间的经济差距主要是由于产业结构不同而引起的，而金融发展水平的差距是导致产业结构不同的重要原因。还有一些学者从传导渠道出发，研究金融发展是通过哪些渠道来推动产业结构的优化升级的，以此探寻两者之间的深层作用力。比如，傅进、吴小平(2005)[7]认为，金融发展会通过信贷资金形成机制、信贷导向机制和信用催化机制促进产业结构的优化升级；郑南源等(2007)[8]认为资本形成及导向、产业的融合、信用的积累以及风险管控和预警都是金融促进产业结构升级的重要渠道，银行信贷的加速增长与产业结构升级之间存在显著的正向关系。

另外，对于产业结构优化升级和金融发展两者的因果关系而言，也有学者进行了实证检验。马智利等(2008)[9]研究发现以金融相关率、金融市场化率衡量的金融发展与产业结构升级之间存在长期均衡关系，具体而言金融相关率与产业结构升级是单向促进的，而金融市场化率与产业结构升级存在双向因果关系。罗超平等(2016)[10]通过构造金融发展与产业结构升级的VAR模型，发现金融经营效率和金融结构对产业结构升级的促进作用见效较快但不持久，而金融产出率与产业结构升级有着长期的均衡关系，其作用效果保持时间较长。吴爱东、刘东阁(2017)[11]研究了产业结构升级和金融发展之间的耦合协调程度，发现两者的耦合协调度呈现波动下降趋势。唐文进等(2019)[12]则从数字普惠金融角度出发，从其覆盖广度、使用深度以及数字化程度三个维度来探索金融发展对产业结构升级的影响，认为金融覆盖广度对产业结构升级产生了积极正向促进作用，而后两者则与产业结构升级存在非线性关系，且这种非线性关系存在区域异质性。

(二)技术进步与产业结构升级的关系

现有研究认为，技术进步是产业结构实现优化升级的重要条件。丁云龙、李玉刚(2001)[13]认为，创新能力的提升是调整产业结构的必要手段，通过提升创新能力可以实现资源的重新集聚，从而达到产业跨越和高端产业集群的目的。黄茂兴、李军军(2009)[14]通过构建规模报酬不变的C-D生产函数，对创新能力与产业结构升级之间的关系进行了分析，发现对技术创新的资金扶持力度越大，其促进产业结构升级的效果就越明显。

部分学者对产业结构升级与技术进步的因果关系进行了验证。赵新华、李晓欢(2009)[15]通过因子分析法以及面板回归等方法检验了技术进步与产业结构升级之间的关系，发现技术进步对产业结构升级具有显著的正向促进作用，且其作用方向是单向的。李健、徐海成(2011)[16]基于VAR模型的研究结果表明，技术进步和生产效率的提高会有效提升第二、三产业在国民经济中的比重，创新能力的提升是实现产业结构优化升级的根本途径。

随着研究的逐渐深入，学者们开始将研究重点放在技术进步促进产业结构升级的机制渠道上。刘冰、周绍东(2014)[17]研究发现企业通过加大研发投入提升自主创新能力，有利于实现企业与市场的良性互动，提升品牌效应，最终实现产业结构的优化升级。陶长琪、彭永樟(2017)[18]的研究表明，经济集聚将产生知识溢出效应，且能将技术进步对产业合理化的空间效应放大近4倍。谢婷婷等(2018)[19]引入空间计量模型考察外商直接投资如何内生性地通过技术进步作用于产业结构升级，实证结果表明FDI对产业结构升级具有显著正向的直接效应和以技术进步为中介变量的间接效应。王伟龙、纪建悦(2019)[20]把研发投入、风险投资与产业结构升级放到一个框架中研究，发现研发投入可以通过风险投资这一中间渠道促进产业结构升级，但这种渠道效应所发挥的作用比较有限。

(三)金融发展与技术进步的关系

早在20世纪初，熊彼特在其著作《经济发展理论》[21]中指出，创新就是将那些从未出现过的经济要素和条件通过重新组合聚集的方式纳入到生产过程，从而使得国民经济各类产业的权重发生变革，而经济发展就是创新活动的一种外化表现。同时，熊彼特认为这一过程需要大量资金的支持，金融发展应该为缓解技术进步的外部约束提供保障。King和Levine(1993)[22]通过引入金融因素和代理成本对熊彼特的理论进行了扩展，他们认为金融发展为企业家从事风险高、回报期长的创新活动提供了重要的资金保障；另外，他们的研究也表明，金融市场具有分散风险的功能，将单个企业风险性创新活动的风险分散到社会层面。沿袭上述研究思路，一些学者单就金融中介对技术创新的作用做了讨论，Fuente和Marin(1996)[23]的一项研究把金融中介作为一种监督者，因为其代理成本的存在会迫使企业家谨慎投资那些创新活动，而使其付出更多的劳动来决定投资行为。Beck等(2000)[24]使用全要素生产率作为技术进步的代理变量，并运用跨国面板数据研究了以商业银行为金融中介的快速发展对社会全要素生产率的影响，结果表明：前者对后者有显著的正向驱动作用，但前者对私人部门储蓄和社会的资本积累影响微弱。Rioja和Valev(2004)[25]的研究则表明：发达国家的金融中介通过提升全要素生产率来促进经济的发展，而发展中国家的金融中介则通过资本累积途径来促进经济的进步。

随着金融市场的发展和成熟，国内学者也从不同角度对金融发展与技术进步的关系展开了研究。李松涛等(2002)[26]将金融发展划分为基于“关系”的发展和基于“法律”的发展两个维度，而将技术创新划分为“技术领先”和“技术追赶”两个体系，其研究结论为，金融发展与技术进步存在长期均衡关系，且基于“法律”的直接金融体系往往会促进技术领先者继续进行创新活动，而基于“关系”的金融体系往往为技术追赶者提供资金支持。孙伍琴、朱顺林(2008)[27]运用我国23个省的面板数据测算了金融体系促进技术创新的Malmquist生产率，结果表明金融发展促进技术创新的效率平均来看是逐渐提高的，但在各省区间存在一定的差异。解维敏、方红星(2011)[28]从微观视角探索了金融发展与企业创新的关系，发现以银行业改革为代表的金融业发展推动了企业的技术创新，且这一影响对中小企业更为显著。余利丰等(2011)[29]采用Kumbhakar等的方法将全要素生产率分解为技术效率、技术进步和规模经济效应三部分，基于随机前沿模型的分析结果表明，金融发展对全要素生产率有着显著的推动作用；金融深化不利于技术效率的提高，主要是通过推动技术进步进而促进全要素生产率的增长；而金融中介垄断则既不利于技术效率的提高，也不利于技术进步。孙伍琴、王培(2013)[30]研究发现，东、中部金融发展提升技术进步的效率远高于西部地区，且东、中部地区差距并不明显。钟腾、汪昌云(2017)[31]认为长期以来，由于信息不对称问题的存在，以银行为代表的间接融资机构对高风险性企业创新活动采取保守的信贷政策，这在一定程度上抑制了创新活动，而以股票市场为代表的资本市场能更好地缓解外部融资约束，相比于银行业更有利于高科技企业的专利创新。而贾俊生等(2017)[32]以沪深A股上市公司为研究样本的一项实证研究表明，良好健全的信贷市场能为企业创新活动提供强有力的资金支持，促进企业创新能力的提升，而由于中国资本市场的不完善，其作用并不明显。冉芳(2019)[33]的一项研究则表明，金融结构往往通过技术进步渠道提升社会全要素生产率，而金融发展大多通过技术效率来提升社会全要素生产率。

综上可见，迄今为止国内外学者已从作用机制、互动关系等角度，对金融发展、技术进步和产业结构升级三者之间的两两关系进行了深入的研究并已取得丰硕的成果，理论模型的假设也更加贴近现实，但对于三者之间的机制探索还非常少见，还存在一些有待挖掘的空间。钱水土、周永涛(2011)[34]68曾将金融发展、技术进步和产业结构升级三项指标统一到一个框架中进行分析，研究三者的协同关系，但他们是通过引入交叉项的方式来验证技术进步在金融发展促进产业结构升级过程中发挥的协同作用。为更深入地探索技术进步的中介作用，和上述文献不同，本文将起源于心理学领域的中介效应模型引入分析当中，以检验金融发展对产业结构升级的直接效应，以及技术进步在金融发展和产业结构升级之间是否发挥了显著的中介效应，从而为产业结构升级提出政策参考。

本文接下来的结构安排如下：首先利用我国除西藏和港澳台之外的30个省份的面板数据实证分析金融发展对产业结构升级的总效应；其次，以全要素生产率指标作为技术进步的代理变量，将其引入到中介效应模型中，检验技术进步在金融发展促进产业结构升级过程中是否发挥了显著的中介渠道作用；最后，基于文章的分析结论，就如何优化金融资源配置，充分发挥技术进步在金融发展促进产业结构升级过程中的中介作用，提出政策建议。

三、模型设定与变量选取

(一)模型设定

一般来讲，产业结构升级可能面临着一定的外部融资约束，而金融发展水平的提升可以为实体经济发展提供更多的融资支持，缓解产业结构升级所面临的资金约束，这无疑是金融发展对产业结构升级最直接的影响。除此之外，金融体系也可以为研发创新活动提供资金支持，进而促进技术进步，而技术进步又会对产业结构升级产生积极的影响。因此，下面将在上述传导机制分析的基础上，考察金融发展是否通过技术进步这一中介变量对产业结构升级产生了显著的积极影响。具体地，我们将金融发展作为解释变量，产业结构升级作为被解释变量，技术进步作为中介变量，构建如下中介效应模型：

(1)

(2)

(3)

其中，i表示各省市，t表示年份；ISit表示某省市i在t时期的产业结构水平；FDit表示某省市i在t时期的金融发展水平；TFPit代表某省市i在t时期的技术进步，也就是中介变量；controlijt代表控制变量组；γ、θ、ø、ω分别为对应变量的系数；βi、τi、αi表示省市i的个体效应；εit、eit、μit为随机扰动项。特别地，如果方程(1)、(2)、(3)中的核心解释变量和中介变量前的回归系数分别通过了相应的显著性检验(陈东、刘金东，2013)[35]，那么系数ø1为金融发展(FD)对产业结构升级(IS)的直接效应，θ1×ω为金融发展(FD)对产业结构升级(IS)的间接效应，而γ1=ø1+θ1×ω则为金融发展(FD)对产业结构升级(IS)的总效应。

(二)变量选取

1.被解释变量。本文的被解释变量为产业结构水平。产业结构的优化升级实际上是社会资源的重新分配和聚集。配第-克拉克定理指出，随着技术的进步和国民经济的发展，劳动力在三次产业的就业结构呈现出从“一、二、三”向“三、二、一”格局转变的趋势；相应地，第一产业的产值比重持续下降，第三产业的产值比重持续上升，而第二产业的产值比重则表现为先升后降。鉴于新一轮科技革命方兴未艾，以大数据、云计算、区块链为代表的物联网、人工智能正加速发展，我国经济结构的“服务化”程度进一步加深，因此，借鉴干春晖等(2011)[36]、黎绍凯等(2019)[37]的做法，采用各省市第三产业增加值与第二产业增加值的比值来衡量该省市的产业结构水平，其值越高表明该省市的产业结构水平越高。

2.核心解释变量。本文的核心解释变量为金融发展水平。国内早期的实证研究一般采用表示经济货币化程度的M2/GDP作为衡量一国金融发展水平的指标(易纲，1996；孙刚、范南，2001)[38～39]，但王毅(2002)[40]的一项研究发现中国的经济货币化比率不仅高于北美、南美以及亚洲地区的一些发展中国家，甚至远远高于欧洲的一些发达国家，一直表现出一种异常的超高水平。究其原因，他认为根源在于中国的资本市场发育不完善，金融体系不甚健全，造成投资渠道单一、货币流动性较差，这一指标并不能真实反映中国的金融发展水平。因此，部分学者改用金融系统信贷规模与GDP的比值或金融系统存贷款之和与GDP的比值来衡量金融发展水平(卢峰、姚洋，2004)[41]。但是，上述基于信贷规模构造的指标虽然在一定程度上反映了金融发展的水平，但其测度方法也不是很准确。首先是金融系统的信贷并非总是流向高效率的生产部门，而是部分流向了相对于私人企业而言生产效率较低的国有企业，这就使得无效率的投资项目得以增长，偏离了实体经济对金融发展的本质需求；其次是由于政策导向，一些信贷政策和产业政策旨在平衡地区经济发展水平，往往会给经济发展落后的地区更多信贷支持。因此，我们认为贷款总额与名义GDP之比只能作为衡量潜在金融发展规模的指标，并不能准确地体现我国的金融发展水平。

考虑到我国的金融体系是以银行为主体，证券市场处于起步阶段，市场尚且不规范，而且分省区的证券市场数据获得性有限，因此，本文借鉴张军等(2005)[42]、钱水土等(2011)[34]70的方法，暂时不考虑资本市场指标，采用私人部门的信贷比率衡量金融发展水平，即“非国有企业的信贷总额/GDP”。具体地，由于银行信用贷款只有国有和非国有两个使用途径，而国有企业得到的信贷总额可大体上用国有企业固定资产投资占全社会固定资产投资总额的比重来推算(李梅，2014)[43]，因此，我们采用下式来推算非国有企业的信贷比重：

3.中介变量。本文的中心任务是检验金融发展是否通过技术进步这一中介传导机制对产业结构升级产生了显著的积极影响，因此本文的中介变量为技术进步。现有测度技术进步的方法主要有以下几种：一是从入口端测度技术进步，如对研发创新活动的资金投入、人员投入以及政策偏向等；二是从出口端测度技术进步，如专利申请量和授权量等；三是通过分离要素，测算区域全要素生产率(TFP)衡量技术进步。无论是从入口端还是出口端衡量技术进步，都未能考虑其市场转化能力，也不能很好地测算出技术进步，因而全要素生产率(TFP)法成为主流方法。具体来说，全要素生产率的衡量方法又分为以下几类：一是增长核算法，如通过计算索罗余值来衡量TFP。索罗余值意指扣除资本和劳动力因素后其他因素对经济增长的影响程度，其余因素中主要是技术进步，因此国内诸多学者都曾采用这种方法测算过TFP(包群、赖明勇，2002；赵伟等，2006)[44～45]。但这一做法较为粗糙，测度结果距离真实值偏差也较大。二是时间参数法，即通过时序生产函数大体估算TFP。三是前沿生产函数法，主要包括随机前沿和确定性前沿，确定性前沿又可以分为参数型和非参数型。非参数型的确定性前沿生产函数法，也被称为基于数据包络法(DEA)的Malmquist指数法，这一方法为国内大多数学者采用(林毅夫、刘培林，2003；赵伟等，2005；郑京海、胡鞍钢，2005；王兵、颜鹏飞，2007；焦翠红、陈钰芬，2018)[46～50]。鉴于非参数型的确定性前沿生产函数法(DEA-Malmquist)不需要对参数进行估计，也不需要对生产函数进行先验假定，因此本文采用这一方法测度技术进步。

DEA-Malmquist指数法需要利用产出变量和投入变量。其中，产出变量本文采用以2000年为基期通过平减得到的各省市各年的不变价格GDP。投入变量使用了资本存量指标和劳动力指标。其中，劳动力变量采用各省市各年的年均就业人数衡量，资本存量指标用各省市各年的固定资本存量来衡量。固定资本存量一般采用永续盘存法进行测算，测算公式如下：Kit=kit-1(1-σit)+Iit。式中，K表示固定资本存量；σ表示固定资本存量的折旧率，借鉴以往研究经验(单豪杰，2008)[51]，将其取值为10.96%；I表示新增投资，本文采用不含存货的固定资本形成总额来衡量，同时以2000年为基期，采用固定资产投资价格指数对其进行平减。此外，还需要确定初始资本存量。选择的初始年份越早，递推计算若干年后的偏差也就越小，但要考虑数据的可得性。参照以往学者的做法，本文将1952年作为初始年份。1952年的固定资本存量为各个省份1953年的实际固定资本形成总额/(1953—1957年间固定资本形成总额的年平均增长率+平均折旧率)。最后，利用上述数据对各省市样本期内的固定资本存量进行递推计算。以上所涉及的基础数据均来自《中国统计年鉴》和各省市统计年鉴。

4.控制变量。综合考虑可能影响产业结构升级的各个因素，本文将开放程度(OPEN)、人力资本水平(HC)、固定资产投资率(INV)、政府干预程度(FE)、城镇化率(URB)、货运水平(FRE)作为控制变量引入到模型中。

(1)开放程度(OPEN)。目前，已有学者从理论和实证两方面对贸易开放与产业结构升级的关系展开研究。其中一部分研究显示，贸易开放促进了产业结构升级(贾妮莎等，2014；周茂等，2016)[52～53]；但也有学者认为中国的对外贸易存在急剧增长的假象，全球价值链显著地抑制了中国内资企业的产业结构升级(张少军、刘志彪，2013)[54]75-77。因此，我们用各省市的“进出口贸易总额占GDP比重”来衡量其开放程度，但在这里对其正负影响效应暂不做预判。

(2)人力资本水平(HC)。人力资本在技术进步中扮演着重要的载体角色，它使“干中学”和知识外溢成为可能并进而诱发技术革新(张国强等，2011)[55]139，故一个国家或地区的产业结构升级在某种程度上受限于其人力资本水平。我们用各省市的“高等学校在校学生数与人口总数之比”来衡量其人力资本水平。

(3)固定资产投资率(INV)。实物投资可为产业发展提供基本生产要素，在经济发展的各个阶段，国家对实物投资的侧重领域不同，产业结构也会发生相应的变化。我们以各省市的“固定资产投资占GDP比重”来衡量其实物投资水平。

(4)政府干预程度(FE)。政府往往通过财政政策对宏观经济进行干预，对重点鼓励的产业给予政策扶持。国内学者已就产业结构升级中政府的作用进行了大量的研究，结果表明我国的政府干预确实对产业结构升级发挥了一定的作用，但学者的结论不尽一致(刘兰娟等，2013；储德银等，2014)[56～57]。因此，我们用各省市的“财政支出占GDP比重”来衡量其政府干预程度，但对政府干预的正负影响效应暂不做预判。

(5)城镇化率(URB)。一般来说，城镇化水平的提高可以推动第三产业的发展，进而提高该地区的产业结构水平。但是，我国一些地方的城镇化也出现过一定的偏差，最突出的体现就是生活服务设施、与市民生活密切相关的服务业没有跟上城市规模的快速扩张，城镇化对产业结构升级的促进作用可能不明显。借鉴一般的做法，本文以各省市的“年均城镇常住人口占总人口的比重”作为衡量城镇化水平的指标。

(6)货运水平(FRE)。一般而言，第一、二产业以生产货物为主，对货运的需求更大，货运水平的提高在一定程度上会推动第一、二产业的发展，但货运水平的提高对第三产业的影响则未必是正向的。因此，本文以各省市的“铁路货运总量/年均总人口”来衡量其货运水平，但鉴于我国已处于工业化的中后期，我们预期货运水平的提高与产业结构升级为负向关系。

四、金融发展对产业结构升级的中介效应检验

考虑到数据的可得性和实证分析的时效性，本文选取2000—2017年我国除西藏和港澳台之外的30个省份为研究对象，进行模型估计和实证检验。数据来源主要为《中国统计年鉴》以及各省市统计年鉴。

(一)模型估计与检验

按照中介效应检验的一般步骤对模型进行估计和检验：首先，对方程(1)进行回归，检验金融发展对产业结构升级的总效应。若系数γ1>0并通过显著性检验，则表明金融发展正向促进了产业结构升级。其次，对方程(2)进行回归，检验金融发展对中介变量“技术进步”的影响。再次，估计方程(3)，该方程在基准回归(1)的基础上引入了中介变量，综合反映金融发展及其通过中介变量“技术进步”对产业结构升级的影响、以及其他控制变量对产业结构升级的影响程度。最后，检验中介效应的存在性，并对中介效应进行测算与分析。如果方程(1)～(3)都通过了相应的显著性检验，且γ1>0、θ1>0与0<ø1<γ1同时得到满足，则意味着存在正向中介效应，且金融发展通过中介变量“技术进步”对产业结构升级的中介效应为θ1×ω，据此可以计算其对总效应γ1的贡献份额。

首先对方程(1)、(2)、(3)分别进行异方差稳健的Hausman检验(陈强，2015)[58]，结果显示三个方程都是高度拒绝原假设“模型形式是随机效应模型”，故三个方程都应选择固定效应模型。由于各省市的发展基础和个体环境不同，客观上存在一定的个体差异，因此，这里估计同时包含个体和时间效应的双向固定效应模型。具体结果如表1的模型(1)、(2)和(3)。

表1 金融发展对产业结构升级的中介效应检验

(二)金融发展对产业结构升级的总效应和中介效应

下面对表1的回归结果进行分析。首先来看模型(1)的估计结果，金融发展水平的回归系数为0.8707，且在1%的显著水平下显著，表明金融发展对产业结构升级有较显著的促进作用，与理论预期一致。该回归系数同时也就是金融发展影响产业结构升级的“总效应”。再来看模型(2)，金融发展水平的回归系数为2.9543，且在1%的显著性水平下显著，这表明金融发展对技术进步存在显著的促进作用，与前文的理论分析同样保持一致。模型(3)中金融发展水平的回归系数为0.7268，且在1%的显著性水平下显著，说明金融发展影响产业结构升级的“直接效应”同样显著；中介变量技术进步的回归系数0.0487，在10%的显著性水平下显著。

通过对模型(1)、(2)、(3)的观察可知：回归系数γ1=0.8707，θ1=2.9543，满足γ1>0,θ1>0；且ø1=0.7268，满足0<ø1<γ1；且系数γ1、θ1和ø1均在1%的显著性水平下高度显著。综上，表明中介效应确实存在，且中介效应为0.1439(即θ1×ω=2.9543×0.0487=0.1439)；相应地，中介效应的贡献度为0.1439/0.8707=16.53%。可见，“金融发展→技术进步→产业结构升级”这一传导路径确实存在，即在产业结构升级的过程中，金融发展确实通过促进技术进步进而间接作用于产业结构升级，技术进步发挥了中介变量的作用。

(三)各控制变量对产业结构升级的影响

接下来，对控制变量做一个简要的分析。从表1的模型(1)和(3)可以看出，各控制变量在两个模型中的回归系数的符号和统计显著性基本一致；即使个别变量(URB)的系数符号不同，但在统计上不显著，也就是与0没有显著差异。这说明，各控制变量的回归结果是稳健的。其中，开放程度的回归系数为负，表明以“进出口贸易总额占GDP的比重”衡量的开放程度对产业结构升级存在一定的抑制作用，这与张少军等(2013)[54]75-77的结论一致。可能的原因在于，改革开放以来我国的对外贸易虽然有很大的发展，但就其构成而言以货物贸易为主，尤其是加工贸易占了较大比重，这直接推动了我国成为“世界加工厂”。但是在样本期间，受国际金融危机的影响，我国的进出口增速下滑明显。而且整体而言，我国已处于工业化的中后期，制造业在国民经济中的占比呈下降趋势，服务业已占GDP的一半以上。所以，以“进出口贸易总额占GDP的比重”衡量的对外开放度与产业结构升级指标在样本期间的多数省市表现为相反的走势。人力资本水平的回归系数显著为负，对产业结构升级有显著的抑制作用，与张国强等(2011)[55]140-144的结论一致。造成这种现象的原因可能是，在样本期间的多数年份，多数省市的第二产业吸纳了较多的新增人力资本，而分配到服务业的份额仅为少数，服务业所需要的高素质人才并没有得到充分的供应，因此人力资本水平的提高并没有促进产业结构升级。固定资产投资率的回归系数为负，但在统计上不显著。这是因为，样本期间多数省市的固定资产投资较多地投向了第二产业，甚至在一段时期导致了我国某些制造业产品产能的严重过剩。政府干预程度的回归系数为正，但在统计上不显著，说明在样本期间各地方政府促进产业结构升级的相关政策既产生了积极的影响，也存在不适应产业转型升级的情况，导致政府财政支出对产业结构升级的整体效果不明显。城镇化率的回归系数在统计上不显著，表明其对产业结构升级没有产生积极的影响，与前文的预期一致。这是因为我国一些地方的城镇化蜕变成了单纯的“造城运动”，没有体现以人为本，自然也就不能带动产业结构的相应升级。另外，货运水平的回归系数显著为负，同样验证了前文的预期，即在工业化的中后期，货运水平的提升对产业结构升级未必产生正向的促进作用，反而可能有明显的抑制作用。这启示我们，随着服务业占比的提升，为促进产业结构升级，在基础设施的建设方面，我们更应该围绕人员流动和信息共享做文章，大力发展旅客运输，同时大力发展互联网等通信基础设施(如5G、物联网、工业互联网、卫星互联网)、人工智能等新技术基础设施(如AI、云计算)、算力基础设施(如数据中心、智能计算中心)。

(四)稳健性检验

若模型存在内生性问题，则OLS估计结果会有偏或非一致。就本文而言，核心解释变量金融发展与产业结构升级之间可能存在双向因果关系，即一方面金融发展促进了产业结构升级，而另一方面产业结构的升级又会增加对资本、技术要素的投入，进一步刺激企业对资金的需求，从而反向拉动金融发展水平，由此产生内生性问题。为保证估计结果的一致性，下面采用工具变量法估计回归方程，并选择滞后2期的金融发展(L2_FD)及滞后2期的技术进步(L2_TFP)作为工具变量。表2给出了估计结果。

表2 稳健性检验：两阶段最小二乘法的估计结果

从表2的回归结果可知，在借助工具变量解决内生性缺陷后，无论是体现总效应还是中介效应的回归系数的符号均与前文估计结果完全一致，而且在统计上显著；γ1和θ1均大于0，且0<ø1<γ1。这说明，技术进步的中介效应确实存在且在统计上显著，本文的研究结论具有稳健性。

五、结论及政策建议

金融发展不仅可以为产业结构升级提供直接的融资支持，也可能通过缓解技术进步的融资约束进而为产业结构升级提供技术支撑。本文以全要素生产率指标作为技术进步的代理变量，将其引入到中介效应模型中，对此进行了实证检验。实证结果表明，技术进步在产业结构升级的过程中确实发挥了中介变量的作用，技术进步的中介效应在总效应中所占比重约为16.53%；采用工具变量法克服模型的内生性后，技术进步的中介效应仍显著存在。这表明技术进步在金融发展促进产业结构升级的过程中发挥重要的中介效应。

上述分析结论，无疑给我们以下政策启示：为促进产业结构转型升级，不能只看到金融发展对产业结构升级的直接融资支持，还应该重视金融发展通过缓解技术进步的融资约束进而为产业结构升级提供技术支撑这一中介传导路径。这与国家实施创新驱动战略的出发点高度一致。为此，提出以下建议：

优化金融资源配置，促进技术进步与自主创新。虽然本文的实证分析表明，技术进步在产业结构升级的过程中确实发挥了中介变量的作用，但是我们也看到，技术进步所发挥的中介作用还较小，在金融发展促进产业结构升级的总效应中仅占16.53%。这表明，“金融发展→技术进步→产业结构升级”这一传导路径还不是很顺畅。其原因可能在于，虽然我国已经初步形成了多层次资本市场，但我国目前的金融体系仍以银行业的间接融资为主，资本市场规模较小，且存在监管不到位，内幕交易、信披违规和操纵市场现象层出不穷等问题，既损害了投资者的合法权益，也导致了我国资本市场的资源配置效率低下。此外，国有大银行一般倾向于向国有大型企业提供信贷支持，而为民营企业这类创新主体提供融资服务的中小银行却发展不足，也是导致资金配给失衡严重的一个重要原因。因此，如何优化金融体系的资金配置功能，缓解创新主体的融资约束，进而为产业结构升级提供技术支撑，是当前我国深化金融体制改革应着重考虑的问题。

加速科技成果转化，提高科技成果产业化水平。要使“金融发展→技术进步→产业结构升级”这一传导路径更为顺畅，除了需要优化金融资源配置，缓解技术进步的融资约束之外，还需要加速科技成果转化，提高科技成果的转化率和产业化水平。为此，一方面政府应发挥对创新主体的引导、鼓励等作用，做好产业政策与科技政策的深度融合，健全科技成果转化激励机制。另一方面，企业应与高校、科研院所等创新主体建立密切的合作关系，紧密围绕市场需求开展科技研发活动，确立以市场需求为靶向的科技成果转化方式；同时强化企业自身的科技成果吸收能力，加强研发成果在企业间的流动，通过利益分享、风险分担，有效避免科技成果的闲置和浪费，充分助力科技成果落地实体产业。