金融創新對產業結構升級的影響機制與效應分析
——基于中介效應和空間效應的解析

（四川大學經濟學院，成都 610065）

引 言

產業結構優化升級與金融支持密不可分。產業結構的調整離不開金融調控方式的轉變，而金融發展進程中的每一次高潮、每一次突破性升級都是在金融創新的推動下實現的。以發展實體經濟為依托，深化金融創新，依靠金融新動能助力供給側結構性改革、助推經濟高質量發展，就必須深刻認識金融創新助推產業結構升級的路徑機制和影響效應。金融創新不同于金融發展，金融發展是一個靜態存量水平，而金融創新更多的是一個長期持續過程[1]。與研究金融發展對實體經濟影響的研究相比，關注金融創新與實體經濟的文獻較少，且主要集中于3個方面：

（1）嘗試解答金融創新的宏觀經濟總效應，但結論不一。金融創新與實體經濟發展密不可分，金融創新是 “經濟增長的發動機”[2]。金融創新與經濟增長之間存在長期協整關系，金融創新通過刺激金融服務擴張、金融效率、資本積累和有效的金融中介來促進實體經濟發展[3]。張曉晶[4]、施建淮[5]通過宏觀經濟模型推導得出，金融創新通過影響資本邊際生產率、儲蓄率和提高金融中介的效率來促進經濟增長，但短期內作用不明確。李媛媛和金浩[6]研究表明，金融工具創新和金融市場創新可促進產業結構優化升級。但部分文獻認為金融創新與實體經濟發展之間并不存在必然的因果關系。與金融發展不同，金融創新單獨對經濟增長的作用是不確定的，甚至可能存在顯著的抑制作用[7]。 李叢文[8]實證表明，單獨的金融創新對經濟增長起抑制作用，與技術創新的交互項則正向促進經濟增長。Chiu等[9]發現，在低通脹國家和高通脹國家，金融創新對實體經濟發展的作用十分有限。

（2）從 “耦合協調”角度研究金融創新和實體經濟的關系。中國金融體系的根本問題不在于總量不足和水平不高，而在于跟不上高質量發展的需求的結構性矛盾[10]。不能通過 “促進”、 “抑制”、“無影響”等字眼簡單描述金融創新與宏觀經濟之間的關系。王仁祥和楊曼[11]研究表明，金融創新與科技創新的耦合協調度對經濟效率的提升具有顯著正向作用。閆光芹[12]基于系統耦合模型研究科技創新、金融創新和經濟增長之間的耦合協調度。喻平和常悅[13]利用系統動力學建立包含金融創新系統與經濟增長系統的復合模型來研究二者之間的作用機制。

（3）金融創新推動經濟發展的路徑機理。一些學者基于金融功能視角探析金融創新支持宏觀經濟的傳導機理。以金融的資金融通和資源配置功能為切入點，認為金融通過資金形成機制、資金導向機制和信用催化機制改變資金供給水平和配置結構，進而推動產業結構升級[14]。顧海峰[15]將產業結構調整劃分為3個階段，據此得出金融支持產業結構調整過程是金融資源3次優化配置的過程。雖謂之傳導機制與路徑，實則局限于政府干預和市場選擇下的金融資源分配過程。其他大部分文獻聚焦于金融創新的技術創新效應。王仁祥和楊曼[16]在 “技術-金融”范式下建立金融創新模型，認為金融創新對實體經濟發展促進作用的發揮得益于技術創新的推動。一些學者從微觀層面[17，18]和宏觀層面[7，8]實證得出金融創新通過促進技術創新作用于經濟增長的結論。劉超等[19]通過生產函數揭示技術創新內生化條件下金融創新對實體經濟發展的作用機制，并實證探析金融創新、技術創新與實體經濟發展之間的關系。此外，偶有文獻[20]嘗試考察金融創新通過消費需求和資本配置作用于產業結構調整升級，但研究結論不一致，且金融創新的測度指標過于單一。

綜上，有關金融創新影響產業結構升級的文獻研究存在以下特點：（1）關注金融創新與產業結構升級的文獻較少，且大多僅考慮產業結構升級的某個單一維度；（2）對金融創新與產業結構升級之間的聯動機制缺乏系統性的探析和歸納；基于金融功能視角的文獻名義上在分析金融創新作用于產業結構升級的理論機制，實則局限于金融本身具有的功能，并未得出金融創新影響產業結構升級的作用渠道，而其余文獻大多局限于技術創新的間接效應；（3）缺乏定量分析的文獻，尚無研究運用中介效應模型揭示金融創新影響產業結構升級的作用渠道，且鮮有文獻考察金融創新影響產業結構升級的空間效應。

基于此，本文從 “中介效應”視角系統探析金融創新影響產業結構升級的機制和作用路徑，在有效測度金融創新和構建多維產業結構升級指標的基礎上，實證考察金融創新對產業結構升級的影響效應，然后利用中介效應模型檢驗技術創新、消費需求和資本配置3個路徑渠道，進而深入揭示金融創新對產業結構升級影響的具體作用機制；此外，本文進一步利用空間杜賓模型考察金融創新影響產業結構升級的空間效應。以上構成了本文在現有文獻基礎上的創新和貢獻。

1 金融創新對產業結構升級的影響機制

1.1 技術創新效應

產業革命源于科技進步，成于金融創新。產業結構的調整與變革離不開技術創新的推動和支撐，而技術創新的復雜性、長期性和不確定性注定其需要大量持續且穩定的金融資源作為支持。（1）技術創新本身具有很強的專業性，投資者一般難以對其深入了解，而金融中介的創新發展有效減少了資金需求方（企業）與投資者之間的信息不對稱，進而有效引導資金不斷流入投資回報率高的技術創新項目；（2）技術創新涉及復雜的監管和代理問題，金融中介通過減少信息不對稱，使技術創新活動中的監管成本和代理成本得到有效縮減。此外，技術創新存在高風險，金融市場通過創新金融產品，把不同種類、不同期限的金融產品進行組合，從而達到分散流動風險和跨期風險的目的，進而滿足技術創新的資金需求。總之，一國技術水平與該國金融創新的概率和金融篩選效率有關[7]。金融創新水平越高，金融篩選效率越高，企業家創新成功概率越大，技術水平越高，人均GDP水平越高[21]。

1.2 消費需求效應

消費需求是社會總需求中份額最大的部分，是引導產業結構變動的主要力量。隨著金融創新步伐的不斷加快和金融市場的不斷完善，金融業務、金融消費產品種類日益豐富多元化；消費金融通過平滑機制、保障機制和收入機制三大機制以及支付平滑、預算平滑、自我保障、金融保障、收入效應、財富效應6種渠道影響居民消費行為[22]。特別是互聯網技術在消費金融領域融合催生的新型消費金融模式，如互聯網消費金融、場景類消費金融等，通過弱化居民當期消費的流動性約束來促進居民的消費水平。而居民消費需求的變化和消費觀念的轉變將從需求側引領產業結構調整，帶動經濟轉型升級，推動高質量發展。

1.3 資本配置效應

資本的有效配置依賴于金融系統的有機運作。資本配置效率的提高意味著資本將從邊際收益率低的行業流向邊際收益率高的行業，最終，各行業間的資本收益率相同并實現帕累托最優，現實中雖無法達到該理想狀態，但金融市場的創新發展水平在很大程度上決定了資本配置效率的高低。金融市場通過創新發展，不斷增強自身匯聚儲蓄、減少信息不對稱、風險分散和降低成本的優勢，從而加速資本積累及優化資本配置結構，有效引導資金流入發展潛力大、預期收益高的行業，最終促進產業結構調整升級。

2 金融創新對產業結構升級影響機制的實證分析

2.1 變量定義及數據來源

被解釋變量。為有效測度產業結構升級，本文構建了產業結構升級指數（TL_Index1）[23]、 夾角余弦法測度的產業結構高級化指數（TL_Index2）[24]以及考慮產業重要程度的產業結構合理化指數（TL_Index3）[25]。其中前二者為正向指標，后者為逆向指標。

核心解釋變量金融創新（Fin）。金融創新有狹義與廣義之分，狹義的金融創新主要指金融產品創新，廣義的金融創新不僅包括金融工具創新，還包括整個金融領域的新發展與新創造、金融技術創新與制度創新等，且當前并無統一的度量標準；本文采用張虎和韓愛華[26]的方法，基于廣義金融效率視角測試金融創新，從微觀市場、行業因素和宏觀因素3個方面選取6個指標作為投入指標，再從金融中介、股標市場、行業因素和宏觀因素4個方面選擇8個指標作為產出指標，然后借助非參數Malmquist指數法計算得到金融創新①。

中介變量：（1）居民消費需求（Consum），采用居民消費水平占GDP的比重作為居民消費需求指標；（2）技術創新（Tech），利用專利授權量的自然對數測算技術創新；（3）資本配置（Capi），國內外學者大多沿用Wurgler[27]的方法測度資本配置，但該方法測算出的資本配置效率為全國或某區域的均值，無法與同時包含省際截面和時間序列二維信息的其他經濟指標相匹配。為此，本文采用邊際產出資本比率（Incremental Output-Capital Ratio，IOCR）[28，29]測度資本配置。IOCR等于產出增量（ΔY）與資本投入增量（ΔK）的比值，其值越大則代表單位資本投入帶來的產出越多，也就意味著資本的配置效率越高，同時，該指標也可表示為經濟增長率與資本產出比的比值，計算方式如下：

其中，ΔY為GDP的增量變化，ΔK為投資流量（I），本文采用資本形成總額來衡量。

控制變量。借鑒相關文獻，選取6個控制變量：（1）人力資本（Human）：普通高等學校在校生人數／地區總人口；（2）貿易開放水平（Open）：貨物進出口總額／GDP；（3） 外商直接投資（FDI）：FDI實際利用額／名義GDP；（4）基礎設施（Infrastruc）：公路里程／區域面積；（5） 城市化率（Urban）：城鎮人口／總人口；（6）財政分權（Gover_fin）：人均財政支出／全國人均財政支出。

本文所用數據對象為30個省、自治區和直轄市（考慮到數據的可獲得性，不包括西藏及港、澳、臺地區）的調查數據，時間跨度為2003～2018年。相關數據來源于《中國統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》、國泰安（CSMAR）數據庫和Wind數據庫，個別缺失數據通過插值法進行處理。

2.2 理論模型設定

金融創新除直接影響產業結構升級外，還可能通過技術創新、消費需求和資本配置間接作用于產業結構升級，即該3個變量在金融創新影響產業結構升級過程中可能發揮著中介效應作用。為檢驗中介效應是否存在，本文借助Hayes[30]提出的中介效應檢驗方法構建面板中介效應模型：

其中i為截面個體，t為年份，TL_indexit為產業結構升級，Finit為金融創新，Mit為中介變量，b為截距項，μit、εit、υit為隨機誤差項。檢驗過程分4步：第一步，估計式（2），若Finit的參數c顯著，則金融創新影響產業結構升級的總效應存在，可進行下一步檢驗，否則終止中介效應檢驗；第二步，估計式（3）；第三步，估計式（4）；第四步，中介效應判斷，若α、β均顯著，則中介變量Mit的中介效應顯著，若α、β至少有1個不顯著，則進行sobel檢驗，若sobel統計量顯著，則中介效應存在，否則，中介效應不存在。實證過程借助Stata15.0完成。

2.3 回歸結果與討論

2.3.1 金融創新對產業結構升級的直接影響

為考察金融創新對產業結構升級的直接影響，分別將產業結構升級、產業結構高級化和產業結構合理化指數作為被解釋變量來估計基準模型（式（2））。Hausman檢驗表明應選用固定效應模型，估計結果見表1。

表1 金融創新對產業結構升級影響的基本回歸結果

由表1的估計結果可得，金融創新對3種形式表征的產業結構升級有著顯著的正向促進效應。模型1和2考察金融創新對產業結構升級指數的影響，結果顯示，無論加入控制變量與否，金融創新都能正向促進產業結構升級，且均在1%的水平下顯著，這與李媛媛等[20]的研究結論相一致。模型3和4的回歸結果表明金融創新可顯著促進產業結構的高級化發展，加入控制變量后，影響效應仍保持顯著。模型5和6中，進一步將被解釋變量替換為產業結構合理化，金融創新的回歸系數仍保持顯著，表明金融創新有助于產業結構的合理化發展。對比模型2、4和6可發現，在控制其他變量的情況下，金融創新對不同形式的產業結構升級的影響存在差異，具體而言，金融創新促進產業結構合理化的強度最大，其次是產業結構高級化，對產業結構升級指數的影響強度最弱。

相較模型1、3和5，加入控制變量后的模型2、4和6的擬合優度均出現不同幅度的增大，表明控制變量的選取較為合理，能客觀體現經濟事實。總體而言，人力資本、城市化率和基礎設施水平均會顯著促進產業結構升級。與產業發展相適應的人力資本結構和水平決定著產業結構升級的程度。城市化進程帶來的人口聚集、適宜的創新平臺以及知識外溢效應等將帶來產業結構的高級化和合理化演變。基礎設施的空間溢出效應以及蒂伯特的 “用腳投票”機制通過促使某地區專業化分工的形成促進產業結構調整升級。相反，外商直接投資、對外開放和政府干預則不利于產業結構升級，這可能與經濟開放、外商投資以及全球價值鏈參與過程中 “低端鎖定”帶來的負面效應有關；以及財政分權下地方政府迫于財政壓力和政績競爭，通過行政手段干預產業結構的優化升級。

2.3.2 金融創新影響產業結構升級的中介效應檢驗

為檢驗金融創新影響產業結構升級的路徑機制，分別以技術創新、消費需求和資本配置作為式（3）的因變量，產業結構升級指數作為式（2）和（4）的被解釋變量，然后逐一檢驗技術創新效應、消費需求效應和資本配置效應3種中介效應。Hausman檢驗表明應采用固定效應模型，估計結果見表2。

表2 金融創新對產業結構升級影響的中介效應檢驗結果

模型8中金融創新的回歸系數為0.780，且在1%的水平上顯著，表明金融創新對技術創新具有顯著的正向影響效應，這與陸菁和陳飛[18]的研究結論相一致；同時，模型9中技術創新對產業結構升級的促進作用在1%的水平下顯著；而金融創新的主效應（模型7）正向顯著，可得技術創新效應是金融創新影響產業結構升級的中介效應之一。金融市場的創新發展通過減少信息不對稱、降低代理成本和監管成本、分散投資風險來有效支持技術創新，進而推動產業結構調整升級。

消費需求效應對應模型10和11。由模型10可知，金融創新正向影響消費需求，并在5%的水平下顯著，因為模型11中消費需求對應的參數估計值也為正向顯著，所以消費需求在金融創新影響產業結構升級的過程中發揮正向中介效應的作用，且為部分中介效應。隨著金融市場的不斷創新和發展，金融消費產品的種類日趨多樣化，特別是近年來依托于互聯網和大數據技術的互聯網消費金融和場景類消費金融等為居民提供了精準高效的便捷消費，這些金融服務和產品在影響人們消費信貸觀念的同時也改變著居民的消費需求和結構，進而作用于產業結構升級。

資本配置效應。模型12中，當資本配置為被解釋變量時，金融創新的回歸系數在5%的水平上顯著，同時，模型13中資本配置的回歸系數也顯著為正，這印證了資本配置效率的提高確實是金融創新影響產業結構升級的一個重要渠道，即金融創新程度越高，資本配置效率越高，其對產業結構升級的促進作用越明顯。

3 金融創新對產業結構升級影響的空間效應

3.1 模型設定

任何地區的經濟事物都不是孤立存在的，或多或少都與鄰近區域存在關聯關系，所以，有必要進一步考察金融創新的空間效應。為此，本文構建了同時包含被解釋變量和解釋變量空間滯后項的空間杜賓模型（SDM），見式（5）：

其中TL_indexit為產業結構升級，Finit為金融創新，Controljit為第j個控制變量，W為空間權重矩陣，本文分別采用0～1鄰接矩陣和空間地理距離矩陣。

主要變量的Moran's I檢驗在1%的水平上顯著；Wald檢驗和LR檢驗均拒絕原假設，表明空間杜賓模型不能退化為空間自相關模型和空間誤差模型；Hausman檢驗拒絕了隨機效應模型的原假設。所以，最終選擇固定效應空間杜賓模型進行估計。

3.2 回歸結果分析

表3報告了不同權重矩陣下金融創新對3種形式表征的產業結構升級影響的SDM回歸結果。對比發現，同一模型在兩種不同的權重矩陣下，其參數估計值的大小、方向及顯著性均較為一致，表明模型估計結果較為穩健。在模型14～19中，金融創新的空間交互效應均為負，且在1%或5%水平下顯著，表明區域內產業結構升級受地理鄰近地區金融創新程度的負向影響。此外，與表1相比，表3中核心解釋變量金融創新的參數估計值并未發生明顯變化，進一步表明表1中各模型的估計結果是穩健的，即金融創新能夠顯著且穩健地促進產業結構優化升級。

表3 空間杜賓模型回歸結果

續 表

由于空間杜賓模型同時包含自變量和因變量的空間滯后項，而自變量的空間滯后項會對反饋效應產生影響，所以模型中各空間滯后項的參數估計值并不能準確地反映出自變量對因變量的影響，需借助偏微分方法測算因空間依賴性而產生的直接效應和間接效應，相應結果見表4。

表4 不同權重矩陣下金融創新對產業結構升級影響的直接效應和間接效應分解

表4同時列出了當被解釋變量分別為產業結構升級指數、產業結構高級化指數和產業結構合理化指數時，金融創新對其影響效應的分解結果，其中直接效應也叫本地效應，表示金融創新對本地區產業結構升級的影響，間接效應則表示本地區金融創新對相鄰地區產業結構升級的影響。總體來看，無論在W1權重矩陣還是W2權重矩陣下，金融創新對3種產業結構升級影響的直接效應和間接效應分解結果均較為一致，說明模型估計結果較為穩健。具體而言，當權重矩陣為W1時，金融創新對產業結構升級、產業結構高級化和產業結構合理化的直接影響效應分別為0.056、0.130和-0.158，三者均在5%的水平上顯著，表明金融創新能夠有效促進本地區的產業結構優化升級，而對應的間接影響效應則分別為-0.138、-0.318和0.246，且前二者均在1%的水平上顯著，表明本地區的金融創新會對鄰近地區的產業結構升級帶來負向影響效應，并且由系數絕對值的大小可知間接效應大于直接效應；此外，W2權重矩陣下的空間效應分解結果同樣支持上述結論。綜上可得，金融創新的產業結構升級效應具有顯著的空間溢出效應，區域內的溢出具有正向效應，區域間的溢出具有負向效應，且區域間的溢出大于區域內的溢出；這也進一步印證了蔣天穎等[31]學者在相關研究中提及的金融創新在一定程度上具有虹吸效應的現象。

金融創新對產業結構升級的影響存在空間上的負向溢出效應，可能的原因為：任何創新和積累過程都會出現外部性和外溢效應[32]。區域金融創新在空間上的外部效應會刺激與其他地區的進一步競爭。金融資源作為一種生產要素，本身具有稀缺性，一個地區金融資源的增加會導致鄰近地區金融資源的減少，雖然金融創新可以加速金融資源的自由流動，但流動速度的加快同時意味著金融基礎條件差的地區，其金融資源可以更快地流向金融基礎條件好的地區。而我國金融資源的空間分布存在區域二元性和供給結構不平衡的特點，地區間為爭取金融資源產生大量金融模仿行為，模仿的低成本特點導致周邊欠發達地區創新能力下降。金融創新能力強的地區憑借優勢加強自主創新領跑周邊地區，加速金融資源流向要素回報率高的地區，更加抑制周邊地區金融創新的源動力，進而對鄰近區域的產業結構升級帶來負向的影響效應。

4 結論及建議

本文得出的研究結論有：（1）金融創新不僅能顯著促進產業結構升級，還能有效推動產業結構的高級化和合理化發展；（2）金融創新通過技術創新效應、消費需求效應和資本配置效應間接作用于產業結構升級，三者的中介效應均較為顯著；（3）金融創新對產業結構升級的影響存在空間上的負向溢出效應，且區域間的溢出大于區域內的溢出，即金融創新在促進本區域產業結構升級的同時會抑制鄰近區域的產業結構升級。

上述研究結論對地方政府培育和利用金融新動能促進產業結構升級具有重要的指導意義：（1）促進科技金融產品和服務創新，激發技術創新活力。建立全過程、多元化和差異性的科技創新融資模式，加強金融部門和技術創新企業的深度融合，鼓勵金融機構參與 “產學研”合作創新；支持符合創新特點的結構性、復合性金融產品開發，為企業技術創新活動提供更大的金融支持力度；（2）引導消費金融創新發展，推動服務升級。鼓勵互聯網消費金融和場景類消費金融創新發展，構建多維度、寬領域、全渠道的金融支付與服務，提高金融支持消費者支出活動的信貸供給質量和效率；（3）構建多元化資本市場，提高直接融資比例和資本配置效率，擴大資本市場服務在實體行業的覆蓋面，通過資本市場的創新發展助推產業結構優化升級；（4）加強省域層面金融創新戰略合作。各省應發揮自身優勢，建立健全跨區域和跨界合作機制，充分利用鄰近區域金融創新 “高地”優勢，與其展開密切聯系的金融創新戰略合作；同時，國家層面應推動實施差異化的區域金融創新戰略，打破 “強者恒強，弱者恒弱”的金融固化格局，避免金融創新的負向溢出效應，把握金融創新帶來的經濟發展機會，實現省域經濟一體化發展。

注釋：

①6個投入指標：金融市場固定資本、金融市場人力資本、金融市場規模、金融市場集中度、金融深化程度、金融相關化；8個產出指標：金融中介產值結構、金融中介配置效率、股票市場規模、股票市場效率、債券市場規模、債券市場流動性、保險深度、保險密度。