縣域產業結構升級PSTR模型效應的研究
——基于金融中介和財政支出協同視角

劉 洛，張鐵剛

一、引言

區域發展是經濟地理學和區域科學的核心研究領域，而縣域經濟作為國民經濟的基本單元，隨著新興經濟地理學和區域科學領域迅速興起，縣域經濟成為中國特色的區域發展理論重要的研究領域?！叭r”問題集中于縣域，縣域經濟的作用舉足輕重。近年來，中國的縣域經濟取得了較快的發展。根據新古典經濟增長理論，產業結構升級對經濟增長有著重要的影響，并且產業結構升級是未來縣域經濟可持續發展的必由之路?？h域經濟增長包含三個重要源泉：投入要素積累、生產效率提高和產業結構升級。其中產業結構升級是不需要投入要素而實現的經濟增長，而產業結構升級及結構紅利具有空間的溢出效應。產業結構升級是通過調整產業結構，使生產效率提高和生產水平提升，從而完成從低級形態向高級形態轉變的過程或趨勢。產業結構紅利主要由產業間的要素產出差異決定。投入要素在不同產業間的產出差異越大，其流動的動力越大，產業結構升級的空間越大，獲得產業結構紅利相應增大。

縣域經濟具有空間結構特點，其由點、軸、面和網絡等要素組成。在縣域經濟中，鄉村經濟由第一產業構成，其空間分布為域面狀。集鎮經濟主要由第三產業構成，呈現為點狀。城鎮經濟由第二、三產業構成，它是縣域產業的增長極。縣域的重要交通干道將城鎮和主要集、鎮聯結起來，使交通沿線經濟表現為軸狀，分布于鄉村的公路、機耕道聯結集鎮，形成鄉鎮經濟的網絡?？h域產業經濟中具有不同特點和經濟意義的點、軸、面和網絡，依據其內在的經濟技術聯系和地域位置關系相互連接在一起。根據縣域經濟的區域特點，選擇縣域空間結構模式是縣域產業結構升級的重要條件，不斷調整優化產業結構，使三次產業的比重更加合理，從而促進縣域經濟達到更高的發展水平。

在縣域產業結構升級過程中，市場調節和政府引導是兩個重要的因素，市場調節為產業升級提供動力，政府引導為產業優化提供方向，金融中介是市場資源配置的重要手段，而財政支出是政府引導的重要工具。產業結構優化升級效應受到資本、科學技術和勞動力等多因素的影響，在要素集聚下，縣域三次產業所需資本一部分來自實體經濟自有資金，另外，大部分來源金融中介和財政支出的資金。金融中介作為中國實現產業升級的核心引擎，其資源配置和制度創新等因素將主導產業結構優化。財政支出通過提供公共物品和降低產業發展的成本直接影響產業結構。依據制定發展規劃，政府對縣域重點發展的產業給予財政補貼，對產業結構升級發揮間接引導。因此，縣域金融中介、財政支出在產業結構升級過程中具有不可替代的作用，是影響產業結構升級的兩個核心因素。

本文在三個方面有別于其他文獻：第一，本文在縣域金融、財政協同的視角下，對中國縣域產業結構升級的影響效應進行了研究。選擇縣域金融中介與縣域財政支出協同視角，著眼于宏觀政策在微觀領域具體反應效應，更加具體表現出傳導機制的本源。第二，本文采用面板平滑轉換回歸模型進行實證分析，該模型設定具有明顯的優勢。在縣域金融中介和財政支出的變化，導致縣域產業結構升級在轉移機制中的動態變化規律。第三，本研究引入縣域金融中介與財政支出交互項，檢驗兩者協同影響縣域產業結構升級的效應，更加準確把握中國縣域產業結構升級的邊際效應。本文對縣域產業結構升級的非線性效應進行了實證分析，揭示縣域金融中介、財政支出協同促進縣域產業結構升級的內在規律。這不僅增進對縣域金融中介、財政支出與縣域產業結構升級關系的理解，也為縣域金融、財政協同促進產業結構升級提供重要的理論基礎和參考依據。

二、相關文獻綜述

產業結構的演變是沿著以第一產業為主導到第二產業為主導，再到第三產業為主導的方向發展。近年來，已有不少國內外學者對金融、財政與產業結構升級優化的關系進行了理論或實證研究，歸納起來主要體現在以下三個方面。

一是關于金融中介與產業結構優化關系的研究。國外對于金融發展與產業結構升級關系的研究，最早源于Bagehot（1873）[1](p145-159)的思想，他提出金融中介在英國工業革命進程中發揮了重要作用。早期相關研究認為，金融機構運作能夠提高資本配置效率，使資本流向價值創造高的產業（Schumpeter，1935）。[2](p167-168)直到20世紀90年代，金融發展與產業結構升級的關系得到了經濟學界的廣泛關注。國外學者基于金融引導、信用創造和信息不對稱等功能進行研究，認為金融發展會引導資金從效率較低的產業流向效率較高的產業，進而帶動科技創新，促進產 業結構升級（Amore，2013; Chava，2013）。[3](p835-855)[4](p759-774)近年來，一些學者使用面板數據，針對兩者關系進行了實證研究，結果表明金融深化對產業發展具有明顯的正相關關系（Sasidharan，2014;Leaven et al.，2015）。[5](p127-139)[6](p1-24)還有一些研究強調，隨著金融發展水平通過提高資本配置效率，進而促進產業結構升級（Fisman et al.，2003;Bruhn and Love，2014;Malamud and Zucchi，2019;Comin et al.，2019）。[7](p353-374)[8](p1347-1376)[9](p519-541)[10](p395-419)國內學者最早相關研究是從理論層面上展開的，論述了在國民經濟運行中，金融發展對產業結構調整發揮了重要作用（陳峰，1996）。[11](p23-26)緊接著，很多學者從中國金融規模、結構入手研究，認為金融發展推動實體經濟發展與產業結構升級（陳時興，2011；易信等，2015；王昱等，2017；莊毓敏等，2020）。[12](p72-78)[13](p24-39)[14](p110-124)15]金融資源配置提高了產業集聚程度，進而推動產業結構升級（盛丹等，2013）。[16](p85-98)但也有一些學者認為由于金融體系發展滯后以及長期存在金融抑制，更無法為實體經濟發展提供高質量的金融服務，金融發展對產業結構的升級存在一定的滯后影響（曾國平等，2007；王勛等，2013）。[17](p12-19)[18](p54-67)隨著金融科技的日益成熟，國內學者將空間相關性納入分析范式，開始研究金融中介對產業結構優化升級的影響（唐松等，2019；唐松等，2020）。[19](p134-144)[20](p52-66)

二是關于財政支出與產業結構優化關系的研究。早期國外涉及這方面的研究很少，因為學界普遍認為產業發展應由市場決定。近年來，國外學者逐漸開始關注，他們的研究并沒有得出一致結論。Pack（1999）、[21](p52-66)Sasaki et al.（2009）[22](p134-144)認為擴張型財政政策可以促進產業結構的優化升級，呈現出顯著的正向關系。而Feldstein（2008）、[23]Drucker et al.（2015）[24](p1-14)的研究卻得到相反結論，他們認為擴張型的財政支出和緊縮型的稅收政策會對產業結構優化升級產生反向作用。Baqaee and Farhi（2019）、[25](p1155-1203)Liu（2019），[26](p1675-1745)認為財政支出的部門配置對產業結構的影響取決于總量效應，并不具有結構效應。國內對于財政支出與產業結構升級關系的文獻較多，多數學者研究表明財政支出對于產業結構升級有促進作用，政策建議政府干預，通過財政支出方式，加大財政支出規模、調整財政支出結構和稅收優惠等手段，進一步改進了三次產業內部的資源配置（石奇等，2012；張同斌等，2012；齊鷹飛等，2020；車德欣等，2020）。[27](p92-104)[28](p58-70)[29](p86-100)[30](p171-182)另外有些學者認為，財政支出不利于產業發展，扭曲或阻礙產業結構升級（儲德銀等，2014；郭長林，2016）。[31](p80-91)[32](p13-33)

三是金融、財政與產業結構升級協同效應方面。目前國內外研究還相當有限。在較近的一項研究中，部分學者實證研究了財政與金融相互作用的產業結構升級效應。宏觀經濟政策與產業結構協調、配合時，充分發揮各自政策優勢，構建財政誘導撬動金融資源合理配置的良性互動機制，促進產業結構的調整升級（陳志楣等，2007；郭曄等，

2011）。[33](p261-275)[34](p74-83)應該指出，關于縣域金融中介和財政支出對縣域產業結構升級的協同效應方面研究，目前還相當有限。關于縣域金融中介、財政支出和縣域產業結構升級之間關系的研究尚無現有的文獻，類似相關研究也沒有考慮其中的非線性效應和協同機制。多數往往研究金融發展或財政政策與縣域產業結構升級單一因素的關系，考察兩者之間相互影響縣域產業結構升級的理論分析較少。

三、金融、財政與產業結構優化升級的理論分析

產業結構升級是一國經濟增長的重要驅動力（Brandt et al.，2008）。[35]根據新結構經濟學，經濟體的產業結構內生于要素稟賦結構，而資本要素作為第一要素，是要素稟賦結構升級的最重要的變量。同時，產業結構升級需要技術創新作為保障，而資本投入是技術升級的重要指標，資本深化速度意味著科學技術的創新速度，因而會影響產業結構的升級?？h域金融中介可以改善資金供給水平和配置結構，促進縣域經濟要素的投入與要素生產率的提高。而財政支出作為縣域政府行政干預的主要手段，在很大程度上影響著縣域產業結構調整的速度、質量和效率。

（一）縣域金融中介對產業結構升級的影響效應

在一個不確定的環境中，金融中介能夠便利資源在不同時間、空間的配置（Merton et al.，1995），金融中介具備五個基本功能，即便利風險的交易、規避、分散和聚集，配置資源，監督管理者、促進公司治理，動員儲蓄及便利商品和服務的交換（Levine，1997）。通過資本積累和技術進步兩個渠道，縣域金融中介能夠促進縣域的產業結構升級。首先，金融中介通過產業資本形成推動產業升級。金融中介將社會儲蓄轉化為投資，閑置資金流向需要的實體經濟。同時，企業將通過金融中介獲得的融資，用于企業的創新研發活動，使企業可以轉變發展方式，從產業鏈的低端走向產業鏈的高端，實現縣域產業的優化升級。其次，金融行業具有一定的信息甄別機制，會選擇資金對產業資本的流向。縣域金融中介具有追逐高額收益的天性，資金會主動流向那些生產效率高、資本回報率高的產業，使這些產業得到迅速擴大與發展，而對于生產效率低、資本回報率低的行業，資本會選擇退出，通過這樣一個資本的調配機制，高附加值、效率高的縣域產業獲得了進一步發展，低附加值、低回報率的縣域產業被逐步淘汰。再次，金融的信用催化機制主要是通過金融的信用乘數功能，使得資金可以數倍地快速流向需要的產業，使得產業內部不能流動的資本轉化為貨幣資本和流動資本，進入到企業的再生產環節之中，促進產業的更快速發展升級，盤活資本市場的流動性。最后，金融中介具備著風險中介的職能，通過風險分散、轉移等手段，使縣域產業風險在全社會范圍內重新配置，這一功能就使得一些由于高風險而被擱置的縣域優勢項目獲得了啟動資金，從而實現縣域產業優化。

（二）縣域財政支出對產業結構升級的影響效應

財政支出是國家進行宏觀調控的有效手段，可以彌補市場機制在調整產業升級方面的不足。在市場經濟條件下，政府利用財政支出引導資源在不同產業及行業間流動，相應地影響其他投資主體的投資方向和存量資產的重新組合，促進產業結構的優化升級。首先，財政支出能夠通過改變縣域需求結構影響供給，最終實現產業結構的調整和優化。財政支出通過差別化的稅制結構和傾斜政策，改變微觀個體的投資收益率，優化投入產出行為，從而改變中間需求和最終需求的比例，進而影響中間產品型產業和最終產品型產業的構成。通過改變私人儲蓄偏好、收入分配狀況以及邊際消費傾向，調整消費需求與投資需求的比例關系，達到優化消費品產業與投資品產業以及各產業內部結構均衡的目標。其次，通過財政支出增加與基礎設施等公共產品的供給，發揮政府投資的乘數效應；通過增加教育支出，提升縣域勞動者素質；通過增加科技支出，加快縣域科技進步和加強創新能力。吸引優質物質資本、人力資本、信息等生產要素流入縣域，形成較強的產業集聚效應，推動縣域產業結構優化。最后，通過調節和引導資源的分配方向和變動力度，引導社會和民間資本的流向，扶持縣域重點行業和特色產業，促進縣域各產業資源配置的優化。

四、模型設定、研究變量與數據統計

（一）實證模型的構建

基于考察縣域金融中介、財政支出因素對縣域產業升級結構的影響，本研究在Mishra et al.（2000）、Webb et al.（2002）的成果基礎上，引入金融、財政變量，拓展CD 生產函數（劉洛，2021a）。[36](p683-728)本文旨在通過縣域金融中介、財政支出對縣域產業結構升級是否存在協同效應，引入交互項來驗證變量之間關系。

（二）變量說明與數據描述

本文選擇研究樣本為中國的31個省份（不包括港澳臺），共有1993個縣域地區，選取的數據來源《縣域統計年鑒》和《農村統計年鑒》，時間區間1999—2019年。本文主要變量定義和統計描述如下：

1.縣域產業結構升級

我國縣域當前正處于產業結構升級的關鍵時期，根據Padre-Clak 定理和中國縣域發展的實際情況，將產業結構升級率（CIUit）作為模型的被解釋變量S。計算公式為 CIUit＝1·S1+2·S2+3·S3，S1、S2、S3分別表示第一產業、第二產業和第三產業增加值所占GDPit的比重，CIUit取值范圍為1≤CIUit≤3，當產業結構升級系數趨于1 時，縣域產業結構的層次相對較低，則地區的產業升級速度較慢；反之，當產業結構升級系數趨于3 時，縣域產業結構的層次相對較高，則地區的產業升級速度越快。

2.縣域金融中介和財政支出

本文從融資規模角度將縣域金融中介定義為各項占GDPit比重作為縣域金融中介發展的規模指標，反映我國縣域金融中介的發展水平，縣域金融中介記為CBIit表示。縣域財政支出包括縣域經濟性支出和社會性支出，確定財政一般預算支出占縣域GDPit的比重，縣域財政支出記為CFEit表示。

3.控制變量Xit

縣域固定資產投資水平FAIit（用以控制各縣域固定資產投資水平變化對縣域產業結構升級的影響，該變量采用中國縣域固定資產投資額/縣域實際GDPit來表示），縣域勞動力就業水平LFEit（用以控制各縣域勞動力就業水平差異對縣域產業結構升級的影響，該變量用縣域從業人員數占縣域總人口數的比重來表示），縣域物價指數增長率RPIit（用以控制各縣域物價指數增長率變化對縣域產業結構升級的影響，該變量采用中國縣域零售物價指數環比的增長率來表示），縣域人口增長率PGRit（用以控制各縣域人口增長率對縣域產業結構升級的影響）。

4.ATit和RTit

二者為PSTR 模型轉換變量，ATit表示縣域金融中介、財政支出之和與縣域GDPit比值作為轉換變量；RTit表示縣域金融中介占縣域GDPit比重/財政支出占縣域GDPit比重作為轉換變量，刻畫縣域金融中介、財政支出規模與結構對縣域產業結構升級的非線性影響。

五、實證結果及分析

（一）模型非線性檢驗與最優模型選取

本文以縣域金融中介和財政支出作為門檻協同變量，檢驗金融中介、財政支出與縣域產業結構升級之間存在著非線性關系。為了保證檢驗結果的正確性，采用Hausman檢驗幫助選擇模型的固定效應和隨機效應形式。本文具體使用漸進等價的LM、LMF和LRT三個檢驗統計量，對線性模型的原假設（H0:r=0 或H'0:β=0）以及具備一個位置參數的兩區制轉換模型的備擇假設（H1：r=1）進行實證檢驗。為了防止龐大的模型隨著位置參數個數（m）的增加而降低顯著性水平，本文選擇pvalue值為0.0001 的顯著性水平。表1表2結果顯示：假設hz（git；γ，c）的位置參數個數為1（m）時，LM、LMF和LRT統計量均在1%的顯著性水平上拒絕線性關系的原假設。假設hz（git；γ，c）的位置參數個數為2（m）時，上述檢驗統計量也均在1%的顯著性水平上顯著拒絕線性關系原假設。說明面板數據具有明顯的非線性轉變，縣域金融中介、財政支出與縣域經濟增長之間具有顯著的非線性特征，可以進行PSTR模型驗證。

表1 相關指標數據的描述性統計（1999—2019年）

表2 CIUit協同模型線性檢驗與剩余非線性檢驗

（二）非線性模型參數估計

為了獲得漸進無偏PSTR 模型的參數估計值，本文采用非線性最小二乘法（NLS）對模型的相關參數展開估計。首先，確定平滑參數γ和位置c的初始值，初始估計結果列于表3。通過grid search法生成的γ、c初始值均落到相應的區間內；其次，采取“平減個體均值”方法去除線性部分的固定效應。對所有變量進行組內均值變換，通過組內回歸消除固定效應；最后，對完成組內均值變換的模型進行NLS（Nonlinear Least Squares）估計，得到原假設下的面板殘差平方和SSRo、SSR1。重復上述操作，得到最小的殘差平方和SSRo和SSR1所對應的參數γ和c，即為所需的最佳轉換函數估計值。為此，檢驗模型剩余異質特征，判斷現有的轉換函數能否充分捕捉變量的非線性關系。將估計出的參數γ和c代入模型（1）—模型（2），估計其他參數，結果見表3所示。

表3 CIUit協同非線性PSTR模型參數估計

從模型1 的估計結果可知，在不同的縣域金融中介、財政支出的水平上，ATit對CIUit的影響有著明顯的差異。位置參數即門檻水平值lj=84.70%（e-0.1660=0.8470），而ATit在位置參數lj估計值84.70%兩側對CIUit的影響存在明顯區別。在門檻值之前，模型1 處于協同區制，縣域金融中介與財政支出總量占GDPit比重小于84.70%，且交互項CBIit×CFEit的β01彈性系數大于零（β00=1.4625），ATit對CIUit影響表現為協同，模型1在5%顯著性水平下顯著。表明協同的縣域或時期，ATit對CIUit產生顯著的促進效應，縣域銀行增加貸款余額，或政府增加財政支出會促進CIUit。越過門檻lj之后，模型1 處于非協同區制，ATit大于84.70%，交積項CBIit×CFEit的β0j彈性系數小于零（β00+β01=-0.1462＜0），且模型1 在5%顯著性水平下顯著。這表明在非協同的縣域或時期，ATit對CIUit產生負的抑制效應，縣域銀行增加貸款余額，且政府增加財政支出將阻礙CIUit。說明隨著ATit的進一步發展并實現對協同門檻的跨越，CIUit將受到顯著阻礙。模型1 斜率系數sj=4.4019，表明模型在非協同與協同區制之間轉換的速度很慢，轉換函數呈現平滑漸進的變化趨勢，如圖1 所示。說明非線性轉換函數具有明顯的平滑轉化特征，隨著ATit達到協同門檻值，ATit的變化對CIUit影響呈現出漸進演變的非線性關系。

對結構轉換模型2 的估計結果可知，RTit在位置參數估計值lj=4.3802（e1.4771=4.3802），該位置參數lj估計值兩側對CIUit的影響存在顯著性的區別。在門檻值之前，模型2 處于協同區制，RTit小于4.3802，交互項CBIit×CFEit的彈性系數β11小于零（β'00=-0.1008），而且模型2在1%顯著性水平上較為顯著。說明在非協同的縣域或時期，RTit對CIUit產生負的非協同效應，即使政府擴大財政支出，金融中介加大信貸投放速度，也不利于CIUit。跨過門檻值lj之后，模型2 處于協同區制，RTit比率大于4.1021，交互項CFIit×PFEit的 彈性系 數β0j大 于零（β'00+β'01=0.0923＞0），且模型2 在5%顯著性水平下顯著。實證表明，只要越過4.3802 協同結構比率，擴大金融中介的信貸投放、增加縣域政府的財政支出，就能對CIUit產生更加顯著的正面效應。說明在協同的縣域或時期，RTit對CIUit產生交互的協同效應，縣域的銀行增加貸款投放，并且政府增加財政支出，保持不低于RTit，這樣會更顯著地促進CIUit。模型2 斜率系數s'j=0.4608，表明模型2 在非協同與協同區制轉換的速度較慢，轉換函數呈現平滑、漸進的趨勢，見圖2 所示。說明非線性轉換函數具有明顯的平滑轉化特征，隨著RTit達到協同，RTit的變化對CIUit影響的非線性效果較為平滑。

從控制變量來看，在不同的金融、財政發展水平下，考察其控制變量影響縣域產業結構升級非線性的門檻協同效應。

在模型中，考察FAIit與CIUit的關系。模型無論處于非協同區制還是協同區制，FAIit影響CIUit的彈性系數都大于零，且模型處于協同區制分別在5%和1%的顯著性水平下顯著，但是進入非協同區制，模型的顯著水平在統計意義上都不夠顯著。這反映出在非協同和協同的縣域或時期，縣域FAIit對CIUit始終是促進作用（β10＞0，β1j＞0；β'10＞0，β'1j＞0）。模型處于協同區制，FAIit對CIUit的促進作用強于其在非協同區制（β10＞β1j＞0；β'1j＞β'10＞0），并且更加顯著。這表明雖然在兩個區制FAIit與CIUit都是正相關，但是金融、財政處于協同區制，FAIit更加有力支持CIUit。

在模型 1 和模型 2 中，考察LFEit與CIUit的關系。在門檻值前后，模型無論處于非協同還是在協同區制，LFEit影響CIUit的彈性系數都大于零。協同區制，模型在1%的顯著性水平下顯著，在非協同區制，模型在1%的顯著性水平下顯著。這反映出在非協同和協同的縣域或時期，LFEit對CIUit始終是促進作用（β20＞0，β2j＞0；β'20＞0，β'2j＞0）。但是，模型處于協同，LFEit對CIUit的促進作用強于非協同區制（β10＞β1j＞0；β'2j＞β'20＞0）。這說明雖然兩個區制縣域LFEit與CIUit都是顯著正相關，但是在金融、財政協同的縣域或時期，LFEit對CIUit促進作用加強。

在模型1和模型2中，考察RPIit與CIUit的關系。在協同門檻值前，模型處于非協同區制，RPIit影響CIUit的彈性系數全部小于零，兩個模型的顯著水平在統計意義上都不夠顯著。當模型在協同區制，RPIit影響CIUit的彈性系數全部大于零，模型的顯著水平同樣在統計意義上也都不夠顯著。表明當金融、財政位于協同區制，雖然RPIit對CIUit有影響促進作用（β30＞0；β'3j＞0），但不顯著。處于非協同區制，RPIit阻礙CIUit（β3j＜0；β'30＜0），且不顯著。這說明，在金融、財政處于協同區制的縣域或時期，適度的縣域通貨膨脹有利于CIUit。

在模型 1 和模型 2 中，考察PGRit與CIUit的關系。在協同門檻值前后，模型無論處于非協同區制還是協同區制，PGRit影響CIUit的彈性系數全部小于零。處于協同區制，兩個模型的顯著性水平在統計意義上不夠顯著；處于非協同區制，模型的顯著性水平在統計意義上不夠顯著，這反映出PGRit與CIUit始終是負相關，并且效果不顯著。說明PGRit不利于CIUit，不論在金融、財政協同和非協同的縣域或時期，這種阻礙作用均不顯著。

根據回歸模型的估計結果，圖1 和圖2 顯示了對應轉換變量ATit、RTit的各分位點，其反映相應轉換函數的分布和走勢特征。規模協同模型1在位置參數lj（-0.1660）兩側，CBIit×CFEit交互項彈性系數在（-1.36087）～1.4625 之間平滑變化，所有觀測樣本值中，29.65%的樣本點位于中間過渡狀態，ATit轉換函數跨過門限值84.70%的觀測樣本有458個，占全部樣本值的70.35%。結構協同模型2 中，在位置參數cj（1.4471）兩側，CBIit×CFEit交互項彈性系數在（-0.1008）～0.1931之間平滑變化，所有觀測樣本值中，62.52%的樣本點位于中間過渡狀態，RTit轉換函數跨過門限值4.4019 的觀測樣本只有244 個，占全部樣本值的37.48%。Logistic 平滑轉換函數曲線進一步證實了這一推論，ATit和RTit在協同值兩側對CIUit的影響都是不對稱的，結構協同轉換模型RTit的函數曲線在兩種狀態下的轉換速度似乎相對更快，29.65%和62.52%的樣本點位于中間過渡狀態和非協同區制。

圖1 模型1Logistic平滑轉換函數曲線

圖2 模型2 Logistic平滑轉換函數曲線

（三）穩健性檢驗

為了檢驗ATit、RTit與CIUit關系中的非線性協同門檻效應的穩健性，本文采取從模型中逐一替換控制變量（劉洛，2021b），[37](p10-18)觀察解釋變量的彈性系數和顯著性水平的變化情況，以此來分析模型的穩健性。將模型逐一替換FAIit、LFEit、RPIit和PGRit來檢驗模型的穩健性。經模型檢驗的結果表明，逐一替換一個解釋變量，模型均選擇包含兩個區制和單個轉換函數的PSTR 模型。表4 穩健性檢驗的結果顯示：模型1 在穩健性檢驗中，替換FAIit時，在協同和非協同區制，交積項影響CIUit的彈性系數正、負沒變，僅僅模型在兩個區制的顯著性水平從5%變為1%，更加顯著。替換控制變量LFEit或RPIit或PGRit時，FAIit顯著性水平更加顯著。替換PGRit時，LFEit影響CIUit的顯著性水平從1%變為10%顯著，影響CIUit的彈性系數正、負沒有改變，當模型2 替換4 個控制變量時，處于非協同區制，交積項影響CIUit在1%顯著性水平下顯著變為5%，而LFEit影響CIUit顯著性在1%水平下顯著變為在統計意義上不夠顯著。其他變量顯示，表4 的兩個區制的結果與表3 是一致的。所以，當模型逐一替換4 個控制變量時，縣域金融中介、財政支出影響CIUit的彈性系數正、負沒有變化，僅僅是模型的控制變量與交積項在顯著性水平上有所差異。穩健性的檢驗表明，從模型中逐一替換一個解釋變量，并未改變ATit、RTit與CIUit之間的關系存在非線性協同效應的結論，即PSTR模型是穩健的。

表4 CIUit協同模型的穩健性檢驗

六、結論與建議

本文基于1999—2019 年中國31 個?。ㄗ灾螀^、直轄市）1 993 個縣域的面板數據，在縣域金融中介與財政支出協同視角下，考察我國縣域產業結構升級效應?？疾炷Ｐ褪欠翊嬖诜蔷€性的特征，并對縣域金融中介、財政支出與縣域產業結構升級的協同關系進行實證檢驗。

（一）基本結論

第一，我國縣域金融中介、財政支出對縣域產業結構升級效應存在非線性的機制轉移特征，不僅表現在金融中介和財政支出的規模上，也反映在金融中介與財政支出的結構上。這種機制轉移表現在其發生體制轉換的協同門檻水平分別為84.70%和4.1021。在協同門檻值前后，縣域金融中介和財政支出對縣域產業結構升級影響由促進轉變為阻礙抑制，并且促進效應隨著縣域金融中介和財政支出協同水平的提升而逐漸增強。金融中介和財政支出的發展對縣域產業結構升級的影響表現為促進，跨過協同門檻閾值水平之后，其促進縣域產業結構升級的速度明顯提升。目前中國絕大多數縣域處于由阻礙機制向協同機制轉移的階段，平滑轉移效應非常平緩。

第二，縣域金融中介和財政支出兩者投入的總量與結構的協同比值為84.70%和4.4019。這個協同比值就是金融中介與財政支出在縣域的投入總量占縣域總GDP 值的84.70%，且縣域金融中介與財政支出的比值為4.4019 倍。意味著促進我國縣域產業結構升級應該以金融中介和財政支出協同。上述結論表明，一味加大縣域金融機構的信貸投放，促進縣域產業結構升級的政策未必有效；盲目擴大縣域財政支出，推動縣域產業結構升級增長也同樣不一定可行。決策層必須高度關注縣域金融中介和財政支出的協同效應，尤其要研究兩者關系機制轉移的規模協同和結構協同。實證檢驗發現，目前我國絕大部分省份絕大多數年份縣域金融中介和財政支出規模、結構均沒有達到協同標準，說明現階段我國縣域金融中介、財政支出總量增長和結構調整對縣域產業結構升級的作用還未轉入“協同”區制，目前仍具備較大的金融、財政提升縣域產業結構升級的空間。

從2006—2019年，我國縣域金融中介和財政支出進入非協同區制，全國31 個?。ㄗ灾螀^、直轄市）的50%以上縣域金融中介和財政支出規模和結構失衡，其中結構協同失衡最為嚴重。2013—2019年，全國大部分縣域進入非協同區制，2015—2019年縣域金融中介與財政支出的規模失衡最為嚴重，其中有15 個省份的規模比重滑入非協同區制；從2006—2019 年，14 年間80%以上縣域金融中介與財政支出的結構比率處于非協同區制，其中2009—2015 年最為嚴重，全國有26 個省份的縣域結構比率掉入非協同區制。截至2019年，結構協同改善不顯著，跨越協同區制僅有5個省份。

第三，在控制變量中，縣域固定資產投資水平與縣域產業結構升級始終呈現正相關，但是進入金融、財政的協同區制，縣域固定資產的投資更加顯著地促進縣域產業結構升級，同時也能提升投資邊際回報率。在非協同和協同區制，勞動力就業水平一直促進縣域產業結構升級。一旦跨越協同區制，縣域勞動力就業水平更加強有力促進縣域產業結構升級，并且呈現顯著。當金融、財政處于非協同區制，縣域物價增長指數阻礙縣域產業結構升級。當跨越協同區制，物價增長指數與縣域產業結構升級呈現正相關。說明提升縣域金融、財政的協同水平，適度的通貨膨脹有利于縣域產業結構升級。縣域人口增長始終與縣域產業結構升級呈負相關，并且不顯著。

（二）政策建議

縣域經濟是從傳統的農業經濟發展而來的，并由此形成城鎮經濟、集鎮經濟、鄉村經濟的縣域經濟空間結構。在縣域經濟的長期發展過程中，各次產業的空間組織和企業之間聯系的變化，最終形成縣域經濟空間結構的經濟活動和人口集聚綜合體，形成縣域經濟空間的基本結構?？h域經濟的不平衡發展，導致縣域產業空間結構由低級向高級演化。不同縣域有不同產業的空間結構模式，同一縣域經濟的空間結構提升也不是一成不變。因此，縣域產業結構升級是未來縣域經濟可持續發展的必由之路。金融中介和財政支出具有調節各自不同領域的功能，兩者在不同領域調節資源有著各自的優勢和劣勢。金融中介和財政支出單獨使用，對經濟增長的促進作用發揮不到最佳效果。只有通過有效耦合，把兩者組合起來使用，發揮協同效應，才能更加有力支持提升縣域產業結構升級。發揮縣域金融、財政協同效應的具體措施和政策建議：

1.建立縣域金融與財政高度協同的政策體系

縣域應當成立一個在縣政府領導下，由財政、銀行和人民銀行相關人員組成的縣域經濟金融委員會，協調財政與銀行兩大部門，使信息充分對稱。對貫徹實施宏觀政策以及結合縣域實際出臺具體政策，緊緊圍繞金融中介和財政支出的規模、結構協同值，推動銀行與財政搭配、財政引導、銀行主導的協同模式，促進縣域金融中介與財政支出兩股力量跨越協同區制。同時，對具體工具在縣域經濟發展中的執行效果進行總結和溝通，及時發現政策實施和協調過程中的不暢與不足，加以反饋與修正，提高政策的協同性和實際效果。同時，出臺金融中介和財政支出協同的激勵約束機制。健全支持縣域產業結構升級傾斜的績效考核和激勵約束機制，形成縣域信貸投放和財政支出的綜合考評體系。將金融中介投放在縣域的信貸的金額、行業和方向設定權重，并把縣域財政支出的范圍、方式、標準、額度納入評價體系。

2.建立縣域財政引導、金融跟進的協同機制

縣域財政以間接調控和引導為主，充分發揮金融中介的功能，讓市場在資源配置中產生決定性作用，選擇極核式縣域經濟空間結構模式，確?？h域金融中介和財政支出的結構協同。構建引導性的財政支持體系，引導社會資源的合理流動，推動縣域傳統產業轉型升級。一是財政專項資金引導金融中介支持縣域優勢產業、特色產業。二是財政引導金融中介支持農戶與現代農業有機銜接，保證農產品生產規模化、標準化和專業化，實現生產現代化。同時，大力支持農產品的加工制造業，搭建縣域單品電商平臺，促進農業生產與農產品加工制造業的融合發展。三是縣域財政引導金融中介加大對縣域科技、教育和文化的投入，促進縣域技術創新和人力資本積累，有利于縣域第三產業和高技術產業的發展。

3.建立縣域金融主導、財政支持的協同機制

在一個不確定的環境中，金融中介能夠便利資源在不同時間、空間的配置，其在產業結構升級中發揮著至關重要的作用。為此，充分發揮縣域金融中介服務產業發展的活力與創新動力，選擇點軸式、網絡式縣域經濟空間結構模式，確保縣域金融中介和財政支出的規模協同。一是縣域金融中介重點服務農業龍頭企業為主體的農業產業化建設，服務鄉鎮企業、民營企業和科技型小微型企業（劉洛等，2012），[38](p75-79)并且向縣域第三產業傾斜。財政支出通過設立基金和稅收優惠，給予金融中介支持。二是縣域金融中介培育戰略性新興產業的制造業，限制產能過剩的行業。財政支出通過獎勵和風險補償的方式，給予金融中介支持。三是縣域金融中介將鄉村振興作為自身的發展戰略，把信貸資金投向政策重點支持領域。財政支出通過提供資金和貼息方式，給予縣域金融中介支持。