金融、互聯(lián)網發(fā)展與產業(yè)結構優(yōu)化
——基于我國省級動態(tài)面板數(shù)據系統(tǒng)GMM模型分析

一、前 言

經濟進入新常態(tài)，增速放緩，以GDP增速為單一發(fā)展目標的時期已經過去，國務院發(fā)布《關于加快發(fā)展生產性服務業(yè)促進產業(yè)結構調整升級的指導意見》之后，①我國經濟逐漸將重心投向產業(yè)結構布局，且更加重視第三產業(yè)的發(fā)展。國家發(fā)改委《產業(yè)結構調整指導目錄》也全面反映了產業(yè)結構調整和優(yōu)化的內容，即注重服務產業(yè)發(fā)展的同時，并注重新興技術產業(yè)的發(fā)展和自主創(chuàng)新。那么，在國內經濟長期以粗放式的增長，環(huán)境壓力日益增大，“三高一低”經濟增長方式導致矛盾突出的狀況下，如何促進產業(yè)結構優(yōu)化，成為當前亟待解決的問題。同時，在互聯(lián)網和金融高速發(fā)展，但經濟增速持續(xù)放緩的時下，國內學者對國家“互聯(lián)網+”計劃和金融體制深化改革必要性一直信心不足，這也是本文需要探索和研究的問題。

二、文獻回顧

在金融發(fā)展與產業(yè)結構關系方面，熊彼特指出銀行將資金配置給創(chuàng)新型的產業(yè)領域，能夠對經濟結構和經濟增長產生良性影響。［1］而這一觀點逐漸被后來學者認同，金融發(fā)展隨之被納入經濟發(fā)展研究體系。Clark又重申了產業(yè)結構升級的本質在于生產要素重新配置，［2］金融發(fā)展中的資本作為生產的核心要素，使得二者關系研究成為學術焦點。著名的金融發(fā)展的命題就是由Patrick提出，標志金融發(fā)展理論確立。［3］而后的一些研究Tadesse［4］、Sasidharan［5］只是在不同層面和指標修正后的論證，也缺乏二者之間作用機制的研究和相對完整的分析框架。國內學者大多是基于國外理論針對中國實際情況和數(shù)據作進一步的探討。楊琳分析了我國金融結構與經濟結構之間存在的互動機理，并較早的對二者關系進行實證探討。［6］曾國平在就業(yè)和產值結構角度，采用時間序列數(shù)據和分析方法實證了金融發(fā)展顯著影響第三產業(yè)，而對第一、二產業(yè)的影響只是名義的。［7］所以，后來學者單一的以二、三產業(yè)比來衡量產業(yè)結構優(yōu)化并不合理。干春暉等［8］、王定祥等［9］在指標上作了改進，采用凸顯差異的泰爾指數(shù)度量產業(yè)結構合理化以及使用第三產業(yè)與高新技術產業(yè)產值之和與第二產業(yè)總產值之比衡量產業(yè)結構高級化。

在互聯(lián)網發(fā)展和產業(yè)結構關系方面，起初，國外學者對互聯(lián)網行業(yè)、互聯(lián)網經濟、信息產業(yè)，或網絡經濟之間概念是等同的。而且在學術研究中互聯(lián)網一直被視作一種通用技術考慮，很少有學者直接將其作為分析對象。Dedrick，Kraemer提出了IT生產率悖論，認為非理性投資者和管理者并沒有因為信息技術影響他們投資，而當巨額投資信息技術時，并未得到相應回報，從而未能影響經濟，他進一步提出在發(fā)展中國家ICT影響經濟增長和產業(yè)結構，但在發(fā)達國家并不然。［10］然而一些學者（Freund、Choi）分別從企業(yè)、產業(yè)、國家層面分析互聯(lián)網對經濟增長的作用機制發(fā)現(xiàn)：互聯(lián)網不僅創(chuàng)造了新的企業(yè)模式、產品流通、企業(yè)管理方式，而且減少了產業(yè)鏈間的中間商，降低交易成本、縮短交易時間，提高生產效率等，并能夠加快商品和資本在國際間流動。［11］國內學者劉文新采用人均網民、網頁、域名數(shù)的幾何平均值構建了區(qū)域互聯(lián)網發(fā)展指數(shù)來測度互聯(lián)網發(fā)展的綜合水平，實證了地區(qū)互聯(lián)網發(fā)展不均衡對經濟的影響。［12］張越在衡量互聯(lián)網發(fā)展水平上進一步探索，他采用我國各省份橫截面數(shù)據，將互聯(lián)網作為技術稟賦納入柯布·道格拉斯生產函數(shù)，分析了互聯(lián)網對經濟的影響，發(fā)現(xiàn)網頁、域名和網站數(shù)量雖然在我國發(fā)展迅速，但是與經濟的相關度較低，而互聯(lián)網普及率和寬帶接入端口數(shù)則對經濟影響顯著，后者可以作為互聯(lián)網發(fā)展的指標納入分析模型。［13］楊堅爭等從電子商務的角度出發(fā)，采用道格拉斯生產函數(shù)，也同樣實證了電子商務發(fā)展水平對經濟發(fā)展有顯著正效應。［14］以上學者對互聯(lián)網的作用都是停留在對經濟增長的作用角度，更沒有談及該影響的階段性差異，其深層次的原因也并未揭露。陳建功、李曉東將互聯(lián)網發(fā)展對我國經濟影響分為三個時期：1980—1994年的引入期，1994—2006年的商業(yè)價值發(fā)展期，2006年至今的社會價值凸顯期，［15］提供了我國互聯(lián)網發(fā)展對我國經濟階段性影響差異的可能性，但是并未對其劃分節(jié)點做進一步檢驗。

現(xiàn)有文獻分別對互聯(lián)網發(fā)展與產業(yè)結構、金融發(fā)展對產業(yè)結構關系進行了探討，但仍存在一些不足：（1）研究數(shù)據和方法問題。在研究互聯(lián)網與產業(yè)結構關系時大多采用時間序列或橫截面數(shù)據，加之互聯(lián)網近幾年才開始應用和數(shù)據統(tǒng)計，樣本量小導致結果有效性存在問題。以往文獻多使用面板固定效應模型，而金融發(fā)展、互聯(lián)網發(fā)展與產業(yè)結構之間可能存在雙向因果的內生性，單純采用一般的參數(shù)估計法在估計時存在有偏和非一致性，所以本文采用動態(tài)面板SYSGMM估計方法能有效解決以上問題。（2）指標選取上問題。以往文獻忽視產業(yè)結構優(yōu)化指標或產業(yè)結構合理化，又或忽視產業(yè)結構高級化。此外，以往文獻金融發(fā)展沒有分規(guī)模、效率、結構，以致未能找出金融發(fā)展影響產業(yè)結構真正原因。（3）關注點問題。大多學者都是研究互聯(lián)網發(fā)展與經濟增長關系，研究前者與產業(yè)結構關系較少。此外對互聯(lián)網、金融發(fā)展與產業(yè)結構上的分析，以往文獻集中在實證數(shù)據上的檢驗，卻忽視了深層次的三者之間的互動機理分析，更未注意互聯(lián)網和金融發(fā)展的溢出效應與產業(yè)結構的關聯(lián)。而且雖有發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網、金融對經濟發(fā)展呈現(xiàn)階段性的差異，但以往研究并未深入對其進行階段性節(jié)點檢驗和斷點前后差異分析。

三、模型的設定和指標選取

（一）模型設定

在20世紀80年代，Chenery等人提出了“發(fā)展形式”理論，并通過強調經濟發(fā)展與經濟結構相適應，從而揭示了各國經濟發(fā)展“標準型式的產業(yè)結構模型，［16］表達式為：

其中，Yi是產業(yè)占經濟的比重，反映經濟結構狀況；GDP是人均國民收入，N是人口總數(shù)。

為了研究金融、互聯(lián)網發(fā)展與產業(yè)結構優(yōu)化的關系，對模型進行了適當?shù)男拚Ｊ紫龋瑢Ρ唤忉屪兞慨a業(yè)結構的指標，本文以產業(yè)結構合理化和高級化來替代；其次，對解釋變量，本文處理方式是除將Chenery的變量加以優(yōu)化處理后將其納入控制變量外，還加入自身研究的新變量金融發(fā)展規(guī)模、效率、結構以及互聯(lián)網發(fā)展，并補充能夠凸顯地域差異的控制變量。最后，實證模型中，加入互聯(lián)網發(fā)展對金融發(fā)展的交互項，以研究互聯(lián)網發(fā)展對金融發(fā)展的溢出效應。因為產業(yè)結構優(yōu)化是一個長期的過程，其當期產業(yè)結構發(fā)展狀況會受到前一期產業(yè)結構狀況的影響，同時為了避免出現(xiàn)內生性等問題，本文建立動態(tài)面板數(shù)據模型：

其中ISRit，ISRit-1是指當期和前一期產業(yè)結構合理化水平，TFPit指產業(yè)結構高級化水平；ITDit指互聯(lián)網發(fā)展水平；FIRit指金融發(fā)展規(guī)模，F(xiàn)DSit指金融發(fā)展結構，F(xiàn)DUit是指金融發(fā)展效率；ITD*FIRit，ITD*FDSit，ITD*FDUit分別指互聯(lián)網發(fā)展與金融規(guī)模、結構和效率的交互項；CONTR是指控制變量；α0表示截距項，β0～β8是各變量的系數(shù)，ui是沒有時間變化的各省市區(qū)個體效應，i指各省市區(qū)，t表示時間，εit是表示隨機擾動項。

（二）指標選取和數(shù)據來源

1.產業(yè)結構合理化水平（ISR）。Petty-Clark指出，產業(yè)結構合理化，是指伴隨經濟的增長，資源和要素都逐漸向更高的產業(yè)轉移，而第三產業(yè)的產值和就業(yè)人數(shù)也相應地增加。［2］但其實并不僅僅表現(xiàn)于此，它更多的是指產業(yè)間愈加的協(xié)調和資源的更有效利用，干春暉等采用的描述地區(qū)收入差距的Theil index衡量產業(yè)結構偏離度，［8］逆向的反映產業(yè)結構合理化。

其計算公式：

其中，TSRit就表示產業(yè)結構合理化水平，屬于逆向指標，其值愈小，合理化程度越高。Yjit各地區(qū)j產業(yè)生產總值，Ljit指各地區(qū)j產業(yè)從業(yè)人數(shù)，j指各產業(yè)，i指各省市區(qū)，t指時間，n指部門數(shù)。

2.產業(yè)結構高級化水平（TFP）。產業(yè)結構高級化，本質上是使產業(yè)結構的效益不斷提高的過程，最重要的表現(xiàn)是技術水平的進步和勞動者的素質的提升，從而資產密集型和技術密集型產業(yè)占比逐漸增長。本文為了衡量產業(yè)結構高級化，采用王立國等提出的通過計算全要素生產增長率衡量，其計算過程是通過梭羅殘差法估測全要素生產率。［17］本文在資本存量算法和公式上對其稍加修正。

首先，構建規(guī)模報酬不變的C-D生產函數(shù)：

其中，Y指總產值，A(t)是綜合技術水平，K指資本，L是從業(yè)人數(shù)，α指資本產出彈性系數(shù)，μ是隨機干擾項。

其次，對方程（1）兩邊取對數(shù)，并加入截面和時間，變換得估計矩陣，如下：

??得全要素生產率為

最后，TFPit是各省市區(qū)全要素生產率，通過數(shù)據采用OLS估計出資本產出彈性系數(shù)；Kit是各省市區(qū)資本存量，數(shù)據是采用張軍［18］永續(xù)盤存法以1997年為基期計算，i是指不同省市區(qū)；t表示時間，ε是隨機擾動項的變換；Yit是各省市區(qū)的生產總值；Lit是各省市區(qū)就業(yè)人數(shù)，數(shù)據來自于《金融統(tǒng)計年鑒》《各省市統(tǒng)計公報》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。

3.金融發(fā)展規(guī)模（FIR）。戈德史以金融資產與國民財富的比值衡量金融發(fā)展，這便是著名的“金融相關比率”。［19］國內學者基于此采用M2/國內生產總值，但本文研究的是省際面板，繼續(xù)沿用，并不合理。因此，金融規(guī)模采用指標：

4.金融發(fā)展效率（FDU）。李健等認為中國是以銀行為主導，銀行的效率直接影響到該地區(qū)的投資狀況。［20］而高效的銀行是能夠有效地將資金向效率高的部門轉移，并能夠充分地將儲蓄向投資轉變。所以金融發(fā)展的效率采用存貸比來表示為：

5.金融發(fā)展結構（FDS）。金融發(fā)展結構，學者多采用間接和直接融資之比。考慮到省級數(shù)據的可獲得性和數(shù)據的說明性，本文采用鄧淇中，張晟嘉使用的各地區(qū)保費收入代表非銀行金融結構規(guī)模，［21］用來度量金融自由化和金融競爭的程度，表達式：

6.互聯(lián)網發(fā)展（ITD）。張越［13］實證結果顯示網頁數(shù)、域名數(shù)、網站數(shù)與經濟關系相關性較低，但是互聯(lián)網用戶數(shù)與經濟增長影響顯著。所以，本文采用互聯(lián)網普及率衡量互聯(lián)網發(fā)展，數(shù)據來源于CNNIC的互聯(lián)網發(fā)展報告，其表示為：

7．控制變量。控制變量選用以往研究中使用過的，并經過多重共線性檢驗，剔除與其他變量兩兩相關性（R＞0．85）較高的指標。最后選取的控制變量包括地區(qū)教育水平（ED），采用教育經費額與地區(qū)GDP之比；地區(qū)投資水平（FI），采用固定資產投資額與地區(qū)GDP之比；地區(qū)人力資本（LHM），采用第二產業(yè)與第三產業(yè)就業(yè)人數(shù)和與三產業(yè)就業(yè)人數(shù)之比；地區(qū)城鎮(zhèn)化率（URBAN）采用的是城鎮(zhèn)人口與常住人口之比；地區(qū)人均國內產值（AGDP），采用的是GDP與總人口之比。所有數(shù)據來自 《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《各省市統(tǒng)計年鑒》《各省市國民經濟發(fā)展和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，及人民日報等網站整理計算。甘肅省的從業(yè)人員數(shù)、教育經費2014年數(shù)據缺失，我們采取二次指數(shù)平滑法，用0．3的平滑系數(shù)預測。四川省、陜西省、甘肅省、云南省金融機構貸款余額缺少2013年數(shù)據，本文采用平均值法，估計2013年上述省份數(shù)據。此外，互聯(lián)網數(shù)據CNNIC從1997年開始統(tǒng)計，并且重慶1997年才成為直轄市，大多指標數(shù)據也只更新至2014年，所以所有的數(shù)據采用的是1997—2014年中國31省市區(qū)數(shù)據。

四、實證分析

（一）單位根檢驗和協(xié)整檢驗

本文首先對面板數(shù)據進行時序圖繪制，可以粗略地判斷趨勢項和截距項的存在與否，再之后進行平穩(wěn)性檢驗，最后采用AIC找出最優(yōu)滯后階數(shù)。面板數(shù)據平穩(wěn)性檢驗的方法很多，R語言（version3．3．1）軟件里面提供了四種方法，分別是LLC檢驗、IPS檢驗、madwu檢驗和hadri檢驗。四種方法各有優(yōu)劣，LLC要求備擇假設是所有樣本數(shù)據經濟屬性上具有同質性，而IPS則放松了這一假設，但是它必須帶有趨勢項或常數(shù)項的一個。而madwu檢驗，則有一個明顯的優(yōu)勢是可以處理非平衡數(shù)據，hadri檢驗則具有檢驗小樣本數(shù)據的性質，但是對于橫截面較短的數(shù)據，檢驗勢較低。針對于此，為保證檢驗結果的穩(wěn)健性，剔除偽回歸的可能，文章分別采用這四種方法分別對變量進行檢驗，并得出如表1結果。

表1 變量單位根檢驗結果

由表1可知，包括控制變量都在5%顯著水平下拒絕原假設，有截距項和趨勢項，且一階單整，因此數(shù)據是平穩(wěn)的，可以進行回歸。為了進一步的研究互聯(lián)網發(fā)展和金融發(fā)展與產業(yè)結構之間長期關系，本文采用面板Johansen檢驗，得表2，表3：

選取的變量是TFP，ISR，ITD，然后對他們進行Johansen檢驗，由表2發(fā)現(xiàn)，在1%顯著性水平下，拒絕原假設，所以互聯(lián)網發(fā)展對產業(yè)結構合理化和高級化有長期穩(wěn)定的關系。

表2 產業(yè)結構優(yōu)化與互聯(lián)網發(fā)展指標的的Johansen檢驗

表3 互聯(lián)網發(fā)展和金融發(fā)展交互項與產業(yè)結構優(yōu)化指標的Johansen檢驗

選取的變量是ITD*FIR，ISR，TFP，然后對其進行Johansen檢驗，由表3，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網發(fā)展與金融發(fā)展規(guī)模的交互項對產業(yè)結構的優(yōu)化都有長期的效應。然后又分別加入金融效率和金融結構與互聯(lián)網發(fā)展的交互項以及金融發(fā)展指標，同樣發(fā)現(xiàn)其對產業(yè)結構的優(yōu)化有長期穩(wěn)定影響。

（二）實證分析

本文選取1997—2014年全國31省市區(qū)所構建的面板數(shù)據作為全樣本進行估計，為了保證建立模型估計的有效性，采用Sargan-test，以檢驗工具變量的有效性；繼而，對模型進行了Waldtest，目的在于檢驗建立的模型聯(lián)合系數(shù)是否有效；最后檢驗殘差項是否存在二階序列相關，針對模型進行AR(1)和AR(2)檢驗，只要在不拒絕不存在二階序列相關的原假設下，則表示通過檢驗。本文建立以ISR和TFP為因變量，研究分析互聯(lián)網發(fā)展、金融發(fā)展以及其交互項分別對ISR和TFP的影響，結果如下表4所示。

1.互聯(lián)網發(fā)展促進產業(yè)結構合理化和高級化。表4中，從動態(tài)面板來看，產業(yè)結構合理化和高級化前一期對當期有顯著正影響，且系數(shù)較大，說明產業(yè)結構優(yōu)化都具有很強的剛性。此外，互聯(lián)網發(fā)展對產業(yè)結構的合理化和高級化都有促進效應。其原因是：一方面，互聯(lián)網的宣傳效應，人們能夠通過網絡平臺消費和接觸以前不能消費的產品和信息，使消費者改變購買力結構和需求結構，繼而引起生產和營銷方式轉變，生產性服務業(yè)及其配套得到迅速發(fā)展，從而促進產業(yè)結構合理化；另一方面，互聯(lián)網的生態(tài)效應，具有擴散和集聚功能，所有的行業(yè)領域都在互聯(lián)網上經營和交易，除了降低“鞋底成本”之外更加提高了效率，也激發(fā)創(chuàng)新，形成新興服務產業(yè)。勞動力、資本和技術等資源在這里集聚，然后又通過互聯(lián)網社群推動技術擴散和技術進步，促進產業(yè)結構高級化。

另外，根據表4，可以看出互聯(lián)網發(fā)展對產業(yè)結構的高級化比對合理化影響更大。1單位互聯(lián)網發(fā)展促進后者上升0.06單位，而使前者提高近0.1單位。原因是目前互聯(lián)網更多的是作為技術工具被使用，它只是作為價值的傳遞者，而不是進行價值創(chuàng)造，所以互聯(lián)網如今更多的是促進產業(yè)向更高技術密集型產業(yè)轉變，即促進產業(yè)結構高級化，而沒有將互聯(lián)網全面應用于企業(yè)管理、組織方式和營銷方法中，使其更大程度的優(yōu)化資源組合、業(yè)務流程和上下游產業(yè)鏈的協(xié)同，從而推動產業(yè)結構合理化。

表4 全樣本實證分析（因變量：ISR、TFP）

2.金融發(fā)展對產業(yè)結構合理化和高級化有差異。金融發(fā)展一般通過兩種方式影響產業(yè)結構：第一，直接影響儲蓄向投資的轉化。通過控制資金的流向，將資金投入不同的行業(yè)將會導致不同的要素分配，從而使行業(yè)出現(xiàn)不同的資本存量結構，繼而影響產業(yè)結構。第二，通過貸款給企業(yè)，控制生產結構，通過貸款給消費者，影響其消費結構，使供給和需求結構上改變，從而引致產業(yè)結構轉變。

如表4所示，從長期而言，金融規(guī)模促進產業(yè)結構合理化，抑制高級化。原因可能是，改革開放以來，隨著對金融行業(yè)的放開，金融機構大批涌現(xiàn)，促進了我國服務業(yè)的發(fā)展。正如孫永強提出，金融發(fā)展并非產業(yè)結構升級所引致，而比較優(yōu)勢的轉換卻實實在在需要外部金融的支持。［22］但是越來越大的金融規(guī)模并未流入高成長、高技術的創(chuàng)新型產業(yè)，政策傾向性的扶持國有僵尸企業(yè)，以致快速增大的金融規(guī)模并未促進產業(yè)結構高級化。

金融效率和金融結構顯著促進產業(yè)結構高級化，而且金融結構每提高1個單位，高級化提高達9.921單位，但是抑制合理化。意味著金融改革深化起到一定的作用，金融效率和結構的提升對產業(yè)結構高級化影響巨大。但金融體制改革仍處于深水區(qū)，長期金融抑制和效率低是導致抑制產業(yè)結構合理化的重要因素。

3.金融發(fā)展和互聯(lián)網交互項與產業(yè)結構優(yōu)化。金融發(fā)展能夠通過資本存量調整和投資傾斜的方式促進互聯(lián)網技術的普及和互聯(lián)網企業(yè)的發(fā)展，產生對產業(yè)結構的“成本推動”和“供需推動”。隨著資本的深化對互聯(lián)網技術普及、引進，部門間的成本和相對價格也會因為部門間互聯(lián)網技術的應用差異和資本深化程度而產生改變，消費者需求轉向低成本的部門，從而在供給側對產業(yè)結構轉變和優(yōu)化產生推動作用。另外，互聯(lián)網能夠憑借自身的宣傳和生態(tài)功能推動金融行業(yè)的發(fā)展，進而產生“要素效應”和“馬太效應”。互聯(lián)網能夠為金融機構提供資源配置信息，從而更優(yōu)化的配置資本資源，提高產業(yè)轉化速度。而其他部門會通過“干中學”和金融機構“知識溢出效應”誘發(fā)其他行業(yè)的技術創(chuàng)新，比如說互聯(lián)網金融、供應鏈金融等新興的行業(yè)產生。

如表4所示，互聯(lián)網發(fā)展與金融規(guī)模的交互項對產業(yè)結構合理化的影響系數(shù)絕對值為2.651，比單一的加入互聯(lián)網發(fā)展、金融發(fā)展變量對產業(yè)結構合理化影響系數(shù)高出幾十倍。這可能是，因近幾年大量出現(xiàn)的互聯(lián)網金融企業(yè)，加大了服務行業(yè)的占比，也促進了金融服務產業(yè)的成長。互聯(lián)網產生的數(shù)字鴻溝將會促進金融發(fā)展規(guī)模的馬太效應，互聯(lián)網發(fā)展情況下，金融規(guī)模越大的地方，產業(yè)結構將更大程度的得到優(yōu)化。但是如實證顯示，互聯(lián)網金融效率和結構并沒有出現(xiàn)明顯對產業(yè)結構優(yōu)化的轉變，其原因是大肆擴張的互聯(lián)網金融行業(yè)因為沒有得到制度的規(guī)整，產生很多結構性弊端。低效、結構不合理導致不僅未能促進產業(yè)結構優(yōu)化，反而對產業(yè)結構高級化有抑制作用。

（三）分時段樣本實證分析

本文以2007年為時間斷點，將樣本分為1997—2006和2007—2014年時間段。之所以這么分，有兩方面的原因：

1.根據文獻。邱娟等通過選取社會經濟的11個指標，得出影響互聯(lián)網普及率的三大主要因子，并實證發(fā)現(xiàn)這三大因子對互聯(lián)網普及率影響系數(shù)在2008年發(fā)生巨大的變化。［23］此外，陳建功等在提出互聯(lián)網發(fā)展階段，認為互聯(lián)網發(fā)展在2006年出現(xiàn)由商業(yè)價值發(fā)展期到社會價值凸顯期的轉折點。［15］加之，2008年金融危機，對我國金融行業(yè)影響意義非凡，包括開始謀變“五龍治水”的金融監(jiān)管格局，建立統(tǒng)一協(xié)調的金融監(jiān)管部門等。所以，本文猜想在2007年可能出現(xiàn)金融和互聯(lián)網發(fā)展對產業(yè)結構優(yōu)化的結構性斷點。

2.鄒至莊結構性斷點檢驗。上述取2006，2007年為結構性斷點都屬于經驗性判斷，為了實證本文取model1-model6的回歸進行chow’s test。結果如下表：

所以，當各模型加入虛擬變量V，在2007年以前取0，2007年以后取1，以表征金融發(fā)展、互聯(lián)網發(fā)展對產業(yè)結構合理化和高級化的前后差異。結果顯示，1%顯著性水平下，各模型都拒絕了在2007年互聯(lián)網發(fā)展和金融發(fā)展對產業(yè)結構影響不存在結構性斷點的原假設。因此，得出以TFP、ISR為解釋變量的模型都在2007年發(fā)生了結構性轉變。所以，本文以2007年為分割點，進行分段分析其前后差異，得出表6和表7。［24］［25］

表5 2007年面板chow's斷點檢驗

由表6、表7可以看出，互聯(lián)網發(fā)展在1997—2006年系數(shù)是0.0714，而在2007—2014年系數(shù)開始轉負，達到-0.145，②表明互聯(lián)網普及早期對經濟作用并不明顯，后期逐漸凸顯出對產業(yè)結構積

極影響。原因可能是互聯(lián)網產生的數(shù)字鴻溝，會拉大貧富差距，并且會使得更有利的信息和資源流向富裕的地區(qū)，從而阻礙了經濟發(fā)展，導致抑制產業(yè)結構合理化。后期隨著貧困地區(qū)經濟發(fā)展，通過互聯(lián)網吸收發(fā)達地區(qū)的技術溢出效應和分享金融資本，產業(yè)結構亦日趨優(yōu)化。也正如陳建功所描述的，互聯(lián)網發(fā)展逐漸凸顯它自身的社會價值，促進了產業(yè)結構合理化和高級化。

表6 分時段樣本實證（因變量：ISR）系統(tǒng)GMM估計

表7 分時段樣本實證（因變量：TFP）系統(tǒng)GMM估計

如表6，表7所示，金融規(guī)模在2007—2014年對產業(yè)結構合理化的影響系數(shù)絕對值是1.174，即1單位的金融規(guī)模擴大，產業(yè)合理化提高1.174單位。這說明，對比以前金融資本使用，后期表現(xiàn)越來越合理，但金融資本的增大并未對產業(yè)結構高級化產生正影響。金融效率和金融結構，在后期并未表現(xiàn)出有提高產業(yè)結構合理化的表征，反而抑制合理化，對產業(yè)結構高級化的影響也逐漸減弱，甚至也產生抑制效果。原因可能是后期金融深化改革，期間對很多效率低下的國有企業(yè)的“輸血”都逐漸停止，而資本流向高技術和高效率的產業(yè)效果并不是立竿見影，金融改革呈現(xiàn)的“新四化”必然會對原有企業(yè)產生一定沖擊，從而金融結構和金融效率對產業(yè)結構的影響還處在“陣痛期”。

互聯(lián)網與金融發(fā)展規(guī)模的交互項，前后兩段時間對比，發(fā)現(xiàn)其對產業(yè)結構高級化有明顯的促進作用，但是對合理化卻不似我們經驗性的判定。其中原因如上文中提出的，互聯(lián)網到后期仍然是作為一種技術工具被應用于金融行業(yè)，而不是讓金融行業(yè)與互聯(lián)網深度融合。雖然說互聯(lián)網金融衍生出很多的金融產品和服務模式，將民間閑散的資金通過P2P模式和眾籌模式注入小微企業(yè)，一定程度上助解小微企業(yè)融資困境。［26］但是，一方面，互聯(lián)網金融的快速發(fā)展與傳統(tǒng)銀行等金融機構相比，其貨幣供應量還是極小占比；另一方面，現(xiàn)在的互聯(lián)網金融過快增長，而大批量快速倒閉，本身就暴露出很多的金融管理和結構上的弊端。而互聯(lián)網與金融結構的交互項在2007-2014年時段對比1997—2006對產業(yè)結構合理化和高級化有明顯的好轉。說明，互聯(lián)網的出現(xiàn)，加快了金融自由化的進程，也擴大了非銀行資本，促進資本流動，從而更有利于資本結構和產業(yè)結構的互配，所以，互聯(lián)網的出現(xiàn)對經濟而言利更大于弊。

五、結論與建議

本文通過采用1997—2014年我國31省市區(qū)的面板數(shù)據，實證考察了金融發(fā)展、互聯(lián)網發(fā)展與產業(yè)結構優(yōu)化的影響，得出以下結論并提出相應政策建議。

（一）結論

1.產業(yè)結構合理化和高級化都有很強的剛性，當期受前一期影響顯著。從長期而言，互聯(lián)網對產業(yè)結構合理化和高級化都有顯著的正向影響，但其對高級化比對合理化影響更大，原因是互聯(lián)網更多的是作為一種技術工具被應用于行業(yè)當中。金融規(guī)模促進產業(yè)結構合理化，抑制了產業(yè)結構高級化。金融效率和金融結構則反之，其顯著促進產業(yè)結構高級化，而金融結構正效應表現(xiàn)尤為明顯。互聯(lián)網與金融規(guī)模的交互項對產業(yè)結構合理化的影響系數(shù)絕對值為2.051。比單純互聯(lián)網和金融發(fā)展對產業(yè)結構合理化影響系數(shù)高出幾十倍。

2.2007年是互聯(lián)網發(fā)展、金融發(fā)展與產業(yè)結構優(yōu)化轉變的結構性斷點。互聯(lián)網產生的數(shù)字鴻溝效應導致互聯(lián)網發(fā)展早期對經濟作用并不明顯，后期逐漸凸顯對產業(yè)結構優(yōu)化的作用。此外，對比以前金融資本使用，后期越來越合理，但金融資本的增大并未對產業(yè)結構高級化產生正影響。對于金融效率和結構，在后期并未表現(xiàn)出對產業(yè)結構合理化的表征，反而有抑制產業(yè)結構合理化。互聯(lián)網與金融發(fā)展規(guī)模的交互項，前后兩段時間對比，發(fā)現(xiàn)其對產業(yè)結構高級化有明顯的促進作用，但是對產業(yè)結構合理化卻不似我們經驗性的判定。［27］

（二）政策建議

1.積極的加大對互聯(lián)網的普及力度。實證表明，互聯(lián)網對產業(yè)結構優(yōu)化轉變尤為明顯，2007年以來，互聯(lián)網極大地促進了我國產業(yè)結構的合理化和高級化。政府應該加大投入，增加網絡接入，更進一步增加網民的數(shù)量，尤其要縮小在農村和欠發(fā)達地區(qū)的數(shù)字鴻溝。

2.政府通過政策引導金融行業(yè)發(fā)展。實證表明近幾年金融規(guī)模的迅速增大，是產業(yè)結構合理化的重要因素，但是并沒有促進產業(yè)結構高級化。政府應該引導金融資本，使其流向技術水平高、效率突出的行業(yè)和部門，由此引致金融結構和產業(yè)結構的轉變。

3.實現(xiàn)金融自由化，促進金融市場自由競爭。實證顯示，我國金融效率低和金融結構不合理的現(xiàn)象導致不僅未能促進產業(yè)結構優(yōu)化，反而產生抑制效果。原因是我國雖然有對金融行業(yè)逐漸放開，但銀行還是掌握著大部分的流動資本，且數(shù)據顯示我國金融自由度還處于較低水平，逐漸開放，有助于金融結構和產業(yè)結構的速配。

4.促進互聯(lián)網與行業(yè)的深度融合。實證顯示，二者的溢出效應對產業(yè)結構作用顯著。互聯(lián)網本身所具有的要素性、技術性、共享性和滲透性等多元的特點，充分表明其不單單只是作為技術工具使用，而應該更深入地與生產、管理和營銷融合，以達到優(yōu)化行業(yè)上下游的協(xié)同，和部門間的信息共享，以促進產業(yè)向更加合理轉變。

5.規(guī)范互聯(lián)網金融的發(fā)展。互聯(lián)網金融規(guī)模的擴大，對產業(yè)結構合理化作用突出，一方面是互聯(lián)網金融自身的迅速成長的結果，助解了一些小微企業(yè)的發(fā)展。但是另一方面，低門檻的互聯(lián)網金融行業(yè)未得到合理的監(jiān)管和有效的管理，導致存在資金流動性、信用等一系列風險。

6.規(guī)范金融風險控制。互聯(lián)網金融等新興的金融機構，應該依靠風險管理，但是不能單一以撇開自身風險為目標進行盈利。對借方信用資質予以認證審查，對貸方權益仍需予以保證，以降低交易風險和信用風險。達到支持小微企業(yè)的同時，保證金融市場穩(wěn)定和產業(yè)結構健康發(fā)展。

注釋：

①《意見》2014年7月28日印發(fā)。發(fā)展導向是：以產業(yè)轉型升級需求為導向，進一步加快生產性服務業(yè)發(fā)展。

②產業(yè)結構合理化是逆向指標，故為負。

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