金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長

王　濤 ，石　丹

(1. 三亞學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院； 2. 海南省文化產(chǎn)業(yè)研究中心， 海南 三亞 572022)

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金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長

王濤1,2，石丹1

(1. 三亞學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院； 2. 海南省文化產(chǎn)業(yè)研究中心， 海南 三亞 572022)

[摘要]金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界關(guān)心的重要問題之一，但國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的分析結(jié)果并不一致。為探索金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，文章通過構(gòu)建理論模型引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡指標(biāo)，對區(qū)域金融發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況進(jìn)行重新測度，并在此基礎(chǔ)上建立面板門檻模型，分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響。研究結(jié)果表明：(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長造成的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)顯著，各地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡主要表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡；(2)金融發(fā)展對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的直接影響并不顯著，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正面作用通過緩解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡造成的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)而得以體現(xiàn)；(3)金融發(fā)展對于結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)的緩解程度隨著金融發(fā)展水平的提高而分層降低，存在門檻效應(yīng)。同時，區(qū)域金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的利弊權(quán)衡表明金融發(fā)展存在最優(yōu)水平。

[關(guān)鍵詞]產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長；金融發(fā)展水平；資本存量；門檻效應(yīng)

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究最早可追溯到Schumpeter(1911年)，其認(rèn)為地區(qū)金融部門的發(fā)展通過資本配置以及風(fēng)險(xiǎn)分散對人均收入水平提高及增長率均會產(chǎn)生促進(jìn)作用[1]。但是，Goldsmith于1969年對1860年到1963年間35個國家的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正面影響并不明顯[2]。Lucas認(rèn)為金融發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要性被過高估計(jì)[3]。不過，近期King和Levine1993年的觀點(diǎn)與Goldsmith，Lucas等人的看法并不一致。他們運(yùn)用80個國家1960年到1969年的樣本進(jìn)行實(shí)證分析，分析結(jié)果表明，金融體系流動性負(fù)債總額占GDP比重以及金融機(jī)構(gòu)私人信貸總額占GDP的比重與地區(qū)資本積累及其經(jīng)濟(jì)增長顯著正相關(guān)[4]，但并不能直接認(rèn)為金融發(fā)展水平促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。因?yàn)橛锌赡苁瞧渌蛩?如儲蓄等)使得金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生同向變化并造成兩者在統(tǒng)計(jì)意義上正相關(guān)。為闡釋金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的互動機(jī)制，西方學(xué)者從不同角度對此問題進(jìn)行研究。Beck從比較優(yōu)勢的角度論證了金融對經(jīng)濟(jì)增長的正面影響，研究發(fā)現(xiàn)金融體系較發(fā)達(dá)的國家中進(jìn)行外部融資的企業(yè)出口份額以及貿(mào)易收支順差額較高，金融發(fā)展水平通過提升國家出口競爭力從而帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[5]。從微觀視角出發(fā)，Carlin等通過對20個OECD國家1970—1995年27個行業(yè)的分析表明，資本市場的發(fā)達(dá)程度決定了企業(yè)從資本市場上融資的難易程度。資本市場越發(fā)達(dá)，上市公司尤其是技術(shù)密集型上市公司可更便利地從資本市場融資以便進(jìn)行更多的研究與開發(fā)，并進(jìn)而帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[6]；Wurgler通過對65個國家的樣本數(shù)據(jù)分析得出：與金融發(fā)展水平較低的國家相比，金融發(fā)展水平較高的國家其金融機(jī)構(gòu)更傾向于向新興行業(yè)增加貸款，減少向衰落行業(yè)貸款。不同國家金融機(jī)構(gòu)貸款行為以及傾向性的差別使得金融發(fā)展具有不同的增長效應(yīng)[7]。

國內(nèi)學(xué)者對該問題的關(guān)注以及相關(guān)的理論研究和實(shí)證分析起步于20世紀(jì)90年代。有關(guān)學(xué)者(如談儒勇[8]，王志強(qiáng)等[9]，范學(xué)俊[10]，等等)從不同角度證實(shí)了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的正向促進(jìn)作用。與國外研究進(jìn)展一致，也有國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展并不總是能促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，或金融發(fā)展需要滿足一定條件時其正面促進(jìn)作用才比較顯著。米建國等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)最優(yōu)增長的前提是合意的金融發(fā)展水平，過高或過低的金融發(fā)展水平對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長均會產(chǎn)生不利的影響[11]。林毅夫等進(jìn)一步認(rèn)為不同地區(qū)存在不同的最優(yōu)金融發(fā)展水平，不同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)要求不同的金融結(jié)構(gòu)以及銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與之相適應(yīng)，這是經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)健增長的必要條件[12]。陸靜等認(rèn)為在平衡增長路徑下，金融發(fā)展的增長效應(yīng)比較顯著；而在非平衡增長過程中，增長效應(yīng)的產(chǎn)生要求投資適度增加[13]。楊龍等通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用會隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而逐漸顯著[14]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對于區(qū)域金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的認(rèn)識并不一致。為進(jìn)一步了解它們之間的關(guān)系，國外學(xué)者已經(jīng)開始從微觀層面探索金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的互動機(jī)制，并證實(shí)了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的間接影響。國內(nèi)學(xué)者受限于微觀樣本數(shù)據(jù)，大多主要利用全國或省際的宏觀樣本數(shù)據(jù)，采用協(xié)整或VAR方法直接分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，方法比較單一，得出的結(jié)論根據(jù)研究方法以及樣本數(shù)據(jù)的不同并不一致，使得更加難以識別金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制。本文擬引入中觀層面產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)概念，探索金融發(fā)展如何通過緩解結(jié)構(gòu)失衡造成的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

二、理論框架

(一)模型的框架及基本假定

本文在Ramsey-Cass-Koopmans模型基本框架下，構(gòu)建一個包含金融發(fā)展以及兩個中間部門的一般均衡模型，其內(nèi)涵為通過兩個中間部門產(chǎn)品在最終產(chǎn)品部門生產(chǎn)中的合理配置實(shí)現(xiàn)社會福利動態(tài)最優(yōu)的目標(biāo)，其中中間部門產(chǎn)品在最終產(chǎn)品生產(chǎn)過程中配置的狀態(tài)決定經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是否達(dá)到最優(yōu)，而最終產(chǎn)品經(jīng)消費(fèi)后形成的儲蓄會因金融發(fā)展水平的高低對經(jīng)濟(jì)體中實(shí)際可利用資本產(chǎn)生約束作用。因此，該模型試圖在以上框架下得到衡量區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度的指標(biāo)，并在此基礎(chǔ)上揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響以及區(qū)域金融發(fā)展水平在其中的影響機(jī)制。

首先假定中間產(chǎn)品部門生產(chǎn)函數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的柯布-道格拉斯形式，最終產(chǎn)品部門生產(chǎn)函數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)的CES形式，而消費(fèi)函數(shù)采用CRRA型效用函數(shù)。另外，在一個封閉經(jīng)濟(jì)中，如果金融市場是信息對稱的，則市場出清時當(dāng)期最終產(chǎn)品(Yt)扣除消費(fèi)(Ct)后等于當(dāng)期總投資(It)，也即：Yt-Ct=It。當(dāng)金融市場信息不對稱時，金融機(jī)構(gòu)發(fā)展起來并在借貸過程中發(fā)揮中介作用，假設(shè)根據(jù)金融發(fā)展水平(FLt)的不同，儲蓄僅有部分轉(zhuǎn)化為投資，其轉(zhuǎn)化程度取決于地區(qū)金融發(fā)展水平。因此金融發(fā)展水平、儲蓄與投資之間滿足以下關(guān)系(Pagano[15])：FLt×(Yt-Ct)=It。模型中各種符號的定義集中表述如表1所示。

表1　變量、參數(shù)及其經(jīng)濟(jì)意義說明

(二)模型的穩(wěn)定均衡解以及實(shí)現(xiàn)條件

根據(jù)以上基本框架以及有關(guān)假定，為便于分析，將效用函數(shù)、中間產(chǎn)品部門和最終產(chǎn)品部門生產(chǎn)函數(shù)以密集形式建立模型，則該模型的最優(yōu)化問題可表述為：

對上述問題求解并結(jié)合廠商利潤最大化原則，可知在平衡增長路徑上時，要求各中間部門產(chǎn)出比重(si)與資本存量比重(φi)滿足以下關(guān)系：

(1)

(2)

(三)金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

對式(2)進(jìn)行驗(yàn)證可發(fā)現(xiàn)，當(dāng)金融市場信息對稱以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)最優(yōu)情形下，該式與Ramsey-Cass-Koopmans模型結(jié)論具有相同的形式，滿足一致性基礎(chǔ)，因此理論模型及其結(jié)論具有可靠性；從經(jīng)濟(jì)意義上看，結(jié)構(gòu)失衡和金融發(fā)展將對經(jīng)濟(jì)增長分別構(gòu)成線性和非線性的影響。根據(jù)(1)式和(2)式并將其結(jié)果拓展為三大產(chǎn)業(yè)部門，可推斷當(dāng)每個產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)出比重與資本存量比重不滿足(1)式所示關(guān)系時，經(jīng)濟(jì)增長偏離最優(yōu)的平衡增長路徑并造成Yt/Kt偏離最優(yōu)值(Yt/Kt)*。其中該值經(jīng)濟(jì)含義為單位資本的產(chǎn)出，可以反映資本的產(chǎn)出效率，其大小取決于金融發(fā)展水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況。由于金融發(fā)展水平越高，資本積累越快，根據(jù)要素產(chǎn)出邊際遞減規(guī)律，可知?(Yt/Kt)/?FLt≤0；其次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度也即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度(Devt，等于|∑ei,t(si,t/φi,t-1)|越高，資本的總產(chǎn)出效率越低，因此?(Yt/Kt)/?Devt≤0；最后，由于地區(qū)金融發(fā)展過程中存在明顯的馬太效應(yīng)，故在此認(rèn)為?DFLt/?FLt>0。

同時，由于?gc,t/?FLt={B×(Yt/Kt)+FLt×B×[?(Yt/Kt)/?FLt]-?GFLt/?FLTt}/θ，其符號未知，因此提出假設(shè)二：金融發(fā)展水平從總體上來說可能對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)并不顯著，但若分階段來看，金融發(fā)展在不同水平內(nèi)對增長率的貢獻(xiàn)會表現(xiàn)出不同的特征，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在非線性關(guān)系。

根據(jù)以上提出的假設(shè)，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長以及結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)的緩解程度可能會根據(jù)金融發(fā)展水平的高低表現(xiàn)出一定的門檻效應(yīng)，也即它們在金融的不同發(fā)展階段表現(xiàn)出的特征并不一致。下文將對區(qū)域金融發(fā)展水平進(jìn)行測度并根據(jù)(1)式對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況進(jìn)行測度，并在此基礎(chǔ)上對在不同的金融發(fā)展階段金融的發(fā)展對結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)緩解的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、區(qū)域金融發(fā)展水平的重新測度

(一)構(gòu)建區(qū)域金融發(fā)展水平的多維指標(biāo)體系

對于區(qū)域金融發(fā)展水平的測度，近年來國內(nèi)學(xué)者在借鑒國外相關(guān)研究(Goldsmith[2]，Levine和Zervos[16]，Suleiman[17]等)的基礎(chǔ)上進(jìn)行了各種嘗試。董金玲將金融發(fā)展指標(biāo)分為金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展深度與廣度[18]；仲深、王春宇將該指標(biāo)分為金融產(chǎn)業(yè)規(guī)模、金融市場規(guī)模、金融生態(tài)環(huán)境[19]；陳雄兵、呂勇斌從金融要素、政策和制度、金融中介機(jī)構(gòu)、金融服務(wù)可得性四個維度對金融發(fā)展水平進(jìn)行測度[20]。為了盡可能地全面反映金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展深度和廣度以及金融生態(tài)環(huán)境對金融發(fā)展水平的共同作用，本文在借鑒國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，從以上三個維度分11個指標(biāo)對區(qū)域金融發(fā)展水平進(jìn)行測度(見表2)。在金融發(fā)展規(guī)模維度下設(shè)立5個指標(biāo)，其中各地人均存款余額、人均貸款余額以及保險(xiǎn)密度反映金融市場規(guī)模(考慮到地區(qū)人口以及經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異，采用人均量來表示)，金融從業(yè)人員數(shù)和境內(nèi)外上市公司數(shù)量反映金融組織規(guī)模。在金融發(fā)展深度和廣度維度下設(shè)立4個指標(biāo)，分別為金融相關(guān)比率、證券化率、保險(xiǎn)深度以及存貸比。其中金融相關(guān)比率是全部金融資產(chǎn)價值與全部實(shí)物資產(chǎn)價值之比(Goldsmith[2])，國內(nèi)學(xué)術(shù)界一般采用金融機(jī)構(gòu)存貸款之和與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比來度量金融相關(guān)比率，本文也采用這一方法；證券化率是地區(qū)上市公司股票市值與同期GDP之比；保險(xiǎn)深度是地區(qū)保費(fèi)收入與同期GDP之比；存貸比是金融機(jī)構(gòu)貸款和存款的比率。另外，選擇人均國民生產(chǎn)總值和地區(qū)城鎮(zhèn)化率來度量地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境。在指標(biāo)權(quán)重確立方面，由于我國的金融體系是由銀行主導(dǎo)的，因此有關(guān)銀行體系指標(biāo)的權(quán)重相對較高，各指標(biāo)以及權(quán)重見表2。

表2　區(qū)域金融發(fā)展水平指標(biāo)體系及權(quán)重

注：數(shù)據(jù)來源分別為：人均國民生產(chǎn)總值、金融從業(yè)人員數(shù)據(jù)來自于《2014年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，城鎮(zhèn)化率通過年末城鎮(zhèn)人口數(shù)除以年末人口數(shù)計(jì)算得出，年末城鎮(zhèn)人口數(shù)和年末人口數(shù)數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，其他指標(biāo)數(shù)據(jù)來自《2008—2014年中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)金融發(fā)展水平組合指標(biāo)的計(jì)算與解析

就構(gòu)建組合指標(biāo)的方法論而言，首先需要濃縮指標(biāo)信息并將多維指標(biāo)降維，以獲得一個能夠全面測度我國省際金融發(fā)展水平的組合指標(biāo)。目前指標(biāo)加總和降維的傳統(tǒng)估計(jì)方法大致有兩類：第一類是采用較為復(fù)雜的應(yīng)用統(tǒng)計(jì)方法，如主成分分析等，但采用這類方法會導(dǎo)致指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)意義不明確；第二類是采用簡單直觀的加總方法，該方法的優(yōu)勢在于指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)意義明顯，可以運(yùn)用該組合指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)行為進(jìn)行具體分析，如層次分析法。本文在構(gòu)建金融發(fā)展水平組合指標(biāo)時采取兩步法：首先采用三種加總方法濃縮11個指標(biāo)信息；然后采用Shannon-Spearman方法，計(jì)算三種加總方法的信息損失量，并根據(jù)信息損失最小化原則，選擇最優(yōu)的金融發(fā)展水平組合衡量指標(biāo)。運(yùn)用該方法對我國省際金融發(fā)展水平的測度尚屬首次，與傳統(tǒng)方法相比，該方法的突出優(yōu)勢在于指標(biāo)降維的過程中保留了指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)含義，同時可依據(jù)信息損失量來選擇合意的綜合指標(biāo)，更具有科學(xué)性。

在對金融發(fā)展水平指標(biāo)進(jìn)行加總之前，需要按照個體順序?qū)?1個省份2003—2013年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總。為消除量綱的影響，采用以下方法對各個指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行線性標(biāo)準(zhǔn)化*線性標(biāo)準(zhǔn)化的優(yōu)點(diǎn)：經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理之后，指標(biāo)的取值范圍介于0和1之間，這符合前文對金融發(fā)展水平的理解。參見龔鋒、雷欣:中國式財(cái)政分權(quán)的數(shù)量測度[J].統(tǒng)計(jì)研究，2010(10):47-55.：

rkj=xkj/max{xkj};k=1,2,…11,j=1,2,…341 ；

其中，xkj依次為表1中的11個金融發(fā)展水平指標(biāo)。在對這些指標(biāo)進(jìn)行線性標(biāo)準(zhǔn)化處理之后，采用加權(quán)求和法、加權(quán)乘積法和加權(quán)重置理想法依次對標(biāo)準(zhǔn)化后的11個指標(biāo)進(jìn)行降維。

根據(jù)以上三種降維方法，可算出三種不同的組合指標(biāo)CI，并根據(jù)Shannon-Spearman計(jì)算方法得到這些組合指標(biāo)的信息損失量。三種指標(biāo)計(jì)算方法以及Shannon-Spearman測度的信息損失量計(jì)算結(jié)果參見表3。

表3　Shannon-Spearman三種指標(biāo)計(jì)算方法以及測度的信息損失量

如表3所示，采用加權(quán)乘積法計(jì)算得到的金融發(fā)展水平組合指標(biāo)的信息損失量最小，即其為三種組合指標(biāo)中最優(yōu)的金融發(fā)展水平指標(biāo)，具體測度結(jié)果見表4(限于篇幅，部分年份略)。

表4　2003—2013年我國31個省市自治區(qū)金融發(fā)展水平組合指標(biāo)的測度結(jié)果

表4的測度結(jié)果顯示：(1)區(qū)域金融發(fā)展水平與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正相關(guān)，且存在明顯的地區(qū)差異。2003—2013年我國區(qū)域金融發(fā)展水平排在第一檔次的省市依次為北京和上海；排在第二檔次的依次為浙江、廣東、天津、江蘇、遼寧、山東和福建七個省份；剩下22個省市自治區(qū)排在第三檔次。這表明我國大部分地區(qū)的金融發(fā)展水平還比較低，同時區(qū)域金融發(fā)展呈現(xiàn)“極化現(xiàn)象”，區(qū)域金融發(fā)展不平衡。如果進(jìn)一步計(jì)算東部、中部和西部*東部包括北京、天津、遼寧、上海、江蘇、河北、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括安徽、江西、河南、吉林、黑龍江、山西、湖南和湖北；西部包括四川、重慶、內(nèi)蒙古、西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和西藏。平均的金融發(fā)展水平會發(fā)現(xiàn)， 2003—2013年三大地區(qū)平均的金融發(fā)展水平分別為 0.29、 0.16和0.15。東部地區(qū)明顯高于中部和西部，中西部金融發(fā)展水平差異不大。傳統(tǒng)金融理論認(rèn)為金融發(fā)展水平越高，有利于資本形成以及優(yōu)化資源配置并最終促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長；反過來，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對金融資產(chǎn)產(chǎn)生的引致需求會直接導(dǎo)致地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模擴(kuò)大，促進(jìn)金融發(fā)展水平提高。因此，在金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間形成了良性互動。

(2)就全國金融發(fā)展的平均水平而言，在該期間除了2008年略有下降之外，我國金融發(fā)展的平均水平保持穩(wěn)步提高狀態(tài)。表4顯示出次貸危機(jī)雖然對上海、天津和安徽等地區(qū)負(fù)面影響較大，但對我國金融發(fā)展的整體負(fù)面影響較小。進(jìn)一步對衡量金融發(fā)展水平指標(biāo)體系的原始數(shù)據(jù)或標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)進(jìn)行逆向分析，發(fā)現(xiàn)次貸危機(jī)發(fā)生后反映這些地區(qū)金融發(fā)展深度和廣度的指標(biāo)證券化率、存貸比和金融相關(guān)率等顯著下降。這說明我國金融市場的深度和廣度還需提高擴(kuò)大，需要創(chuàng)造更多的融資渠道和提高風(fēng)險(xiǎn)防范能力。

四、區(qū)域分產(chǎn)業(yè)資本存量以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度的重新測度

(一)區(qū)域分產(chǎn)業(yè)資本存量的重新估算

為了對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況進(jìn)行有效測度，首先要求對區(qū)域分產(chǎn)業(yè)的資產(chǎn)存量進(jìn)行估算。在回顧和比較有關(guān)資本存量估算已有研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上(如張軍等[21]、單豪杰[22]、宗振利等[23])，本文對永續(xù)盤存法所涉及當(dāng)年投資、投資品縮減指數(shù)、折舊率以及基年資本存量進(jìn)行了選擇和界定，并以此為依據(jù)按照系統(tǒng)估算了2003—2013年省際三次產(chǎn)業(yè)的固定資本存量(基期為2003年)。其中永續(xù)盤存法估算的基本公式為：

就投資水平而言，由于2002 年之后各省份三次產(chǎn)業(yè)的固定資本形成總額數(shù)據(jù)不可得，因此本文采用各省市自治區(qū)分產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資額(由產(chǎn)業(yè)內(nèi)涵蓋的各行業(yè)固定資產(chǎn)投資額加總得到)作為固定資本形成總額的替代指標(biāo)，各行業(yè)固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù)均來自于《2014年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。同時在估算投資水平時，需要掌握各產(chǎn)業(yè)的投資縮減指數(shù)推算歷年的實(shí)際投資水平。本文選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)作為第一產(chǎn)業(yè)投資縮減指數(shù)(P1)，其中北京和天津地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失，采用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)代替；選擇工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)作為第二產(chǎn)業(yè)投資縮減指數(shù)(P2)。而第三產(chǎn)業(yè)投資縮減指數(shù)(P3)按下式進(jìn)行估算：

其中，I為全社會固定資產(chǎn)投資總額，P為總的固定資產(chǎn)投資縮減指數(shù)。以上固定資產(chǎn)投資縮減指數(shù)均來自于《2014年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

就各產(chǎn)業(yè)基期資本存量估計(jì)而言，本文采用Hall和Jones[24]的方法，用2003年各產(chǎn)業(yè)投資額與2003—2013年各省市自治區(qū)分產(chǎn)業(yè)投資增長率的幾何平均加上折舊率的比值來估計(jì)。其中張軍等人將各地資本的折舊率統(tǒng)一設(shè)定為10%[21]，忽略各地固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)不同而導(dǎo)致的折舊率不同的問題，可能會對基期基本存量以及后續(xù)資本存量的估計(jì)產(chǎn)生一定偏誤。為更有效地對資本存量進(jìn)行估計(jì)，本文采用宗振利等人[23]關(guān)于各地資本折舊率的估計(jì)對基期資本存量以及后續(xù)資本存量進(jìn)行估算。

(二)各地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡的測度

根據(jù)前文衡量產(chǎn)業(yè)失衡指標(biāo)的計(jì)算方法，本文對2003—2013年我國31個省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡的情況進(jìn)行測度(限于篇幅，部分年份略)，測度的具體結(jié)果見表5。

表5　2003—2013年我國31個省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度的測度

表5關(guān)于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況的測度結(jié)果顯示：(1)總體來看，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系并不直觀，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度較小的地區(qū)既有北京、上海和天津等相對發(fā)達(dá)地區(qū)，也有青海、寧夏等欠發(fā)達(dá)地區(qū)。進(jìn)一步計(jì)算東部、中部和西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)平均的失衡情況就會發(fā)現(xiàn)，2003—2013年間這三大區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)平均的失衡程度分別為0.93、1.39和1.64。因此相對來說，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)于中部地區(qū)和西部地區(qū)，西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的結(jié)構(gòu)失衡問題更為突出。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)平均的失衡情況從2003年開始趨于好轉(zhuǎn)，但從2011年開始產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)又出現(xiàn)惡化的趨勢。從各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整來看，11年間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)明顯好轉(zhuǎn)的有天津、北京、上海、西藏、重慶、山西、廣東、內(nèi)蒙古、江西、江蘇、四川、廣西、湖南、浙江等14個地區(qū)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)明顯惡化的有貴州、河南、青海、遼寧、吉林、甘肅、河北、黑龍江、寧夏、新疆、海南等11個地區(qū)，而山東、陜西、福建、湖北、云南和安徽等6個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改善或惡化的趨勢并不明顯。

(3)對2013年各省市自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況進(jìn)行分產(chǎn)業(yè)分解(見圖1)，發(fā)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡主要由第一產(chǎn)業(yè)的正向失衡造成，而第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的失衡對整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡的影響較小。其中第二產(chǎn)業(yè)稍微正向偏離，第三產(chǎn)業(yè)稍微負(fù)向偏離。這說明區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)在于第一產(chǎn)業(yè)，同時第二產(chǎn)業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)在發(fā)展微調(diào)時需注意調(diào)整方向，促進(jìn)勞動力和資本在產(chǎn)業(yè)間合理配置。

圖1　區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡產(chǎn)業(yè)內(nèi)分解(2013年)

五、實(shí)證模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源說明

(一)基于Lowess方法的曲線擬合

為實(shí)證檢驗(yàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率與金融發(fā)展水平之間的關(guān)系，本文以金融發(fā)展水平作為門檻變量建立面板門檻回歸模型[25]。在金融發(fā)展水平與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率兩者關(guān)系未知的情況下，本文選擇局部加權(quán)散點(diǎn)圖修勻的Lowess方法，對它們之間的函數(shù)形式或線性關(guān)系進(jìn)行初步檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見圖2。

由圖2可知門檻變量金融發(fā)展水平與解釋變量區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率之間存在非線性關(guān)系。當(dāng)采用區(qū)域金融發(fā)展水平作為門檻變量時，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率基本可以劃分為兩個區(qū)域。第一區(qū)域表示地區(qū)金融發(fā)展水平較低，在該階段隨著金融發(fā)展水平的提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率會不斷提高；第二區(qū)域內(nèi)隨著金融發(fā)展水平的提高，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率反而會不斷趨于降低。

(二)實(shí)證模型設(shè)計(jì)

根據(jù)圖2的擬合結(jié)果，在實(shí)際門檻個數(shù)檢驗(yàn)之前，為更具一般性本文在此建立雙門檻面板模型。其中第一個面板門檻模型的形式如下：

GRit=α0+α1GR1it+α2GR2it+α3GR3it+α4GFLit+α5DEVit+β1FLDEVit(FLit<γ1)+

β2FLDEVit(γ1≤FLit<γ2)+β3FLDEVit(FLit≥γ2)+μi+εit。

同時，考慮到金融發(fā)展水平與各產(chǎn)業(yè)發(fā)展的聯(lián)合作用對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率的影響，這里引入它們的交叉乘積項(xiàng)，建立第二個面板門檻模型，具體形式如下：

另外，為估計(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)發(fā)展的失衡情況對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率的影響，本文建立以下模型(稱為模型三、四、五)：

上述模型中，i代表31個省市自治區(qū)，j代表三大產(chǎn)業(yè)；t代表時間；γ1和γ2為金融發(fā)展水平的兩個門檻值；μi為觀測的特定個體固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)；被解釋變量GRit表示各地區(qū)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率，GR1it、GR2it和GR3it分別表示地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)的實(shí)際增長率；GFLit表示金融發(fā)展水平的提升率；DEVit表示地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度；FLGR1it、FLGR2it、FLGR3it和FLDEVit分別表示區(qū)域金融發(fā)展水平和三產(chǎn)業(yè)增長率以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度的交叉乘積項(xiàng)；FLit為門檻變量，代表區(qū)域金融發(fā)展水平。

(三)數(shù)據(jù)來源說明

由于前文已經(jīng)詳細(xì)說明了區(qū)域金融發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況的測度和結(jié)果，因而在此僅對各區(qū)域?qū)嶋H經(jīng)濟(jì)增長率的數(shù)據(jù)來源進(jìn)行說明。模型中包含的變量各地實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率以及分產(chǎn)業(yè)的實(shí)際增長率，要用到各地歷年的GDP指數(shù)以及分產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)指數(shù)(上年=100)，這部分?jǐn)?shù)據(jù)全部來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

六、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的金融門檻效應(yīng)分析

(一)門檻個數(shù)以及門檻值的檢驗(yàn)

盡管前文采用Lowess曲線擬合方法對區(qū)域金融發(fā)展水平和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率之間的關(guān)系進(jìn)行了初步檢驗(yàn)并據(jù)此可對門檻個數(shù)進(jìn)行初步判斷，但具體的門檻個數(shù)仍需在門檻效應(yīng)檢驗(yàn)后才能確定。

在對以上五個模型進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)：在5%的顯著性水平上，以上五個模型皆拒絕零個門檻、一個門檻和兩個門檻的原假設(shè)。由于限于樣本容量無法直接進(jìn)行三個門檻的假設(shè)檢驗(yàn)，因此本文認(rèn)為以上五個模型在5%的顯著性水平下有三個門檻。五個模型具體的門檻值見表6。

表6　門檻估計(jì)值

(二)金融發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率的非線性影響

為檢驗(yàn)金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，率先對面板門檻模型一、模型二進(jìn)行回歸分析，同時為反映各產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡情況及其金融發(fā)展水平對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，筆者對模型三、四和五進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)的具體結(jié)果見表7。

表7關(guān)于模型一和模型二的估計(jì)結(jié)果顯示： (1)各地三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長率的影響皆顯著為正，第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)水平較低，第二產(chǎn)業(yè)接近第三產(chǎn)業(yè)的影響； 同時，由模型二估計(jì)結(jié)果可知，區(qū)域金融發(fā)展水平與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)增長率的交叉乘積項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，與第三產(chǎn)業(yè)增長率的交叉乘積項(xiàng)系數(shù)雖不顯著但為正，表明三大產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)受到金融發(fā)展水平的影響。金融發(fā)展水平越高，會顯著地降低第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)增長對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，提高第三產(chǎn)業(yè)增長的貢獻(xiàn)率，該結(jié)論也可直接通過比較模型一和模型二中變量GR1、GR2和GR3前的系數(shù)得到。(2)兩個模型中

表7　各變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率影響的估計(jì)結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。下同。

變量GFL前的系數(shù)為負(fù)，與前文(2)式一致，但其影響皆不顯著，表明金融發(fā)展直接具有的增長效應(yīng)并不顯著，金融發(fā)展主要通過作用于三大產(chǎn)業(yè)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間接地影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率。(3)兩個模型中變量DEV前的系數(shù)顯著為負(fù)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度越高，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)問題愈加突出。另外FLDEV前系數(shù)在金融發(fā)展水平的不同階段或區(qū)域皆顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)會因?yàn)榈胤浇鹑诎l(fā)展水平而緩解，但在不同區(qū)域的緩解程度并不一致。其中模型一和模型二中金融發(fā)展水平依據(jù)門檻值可分為四個區(qū)域，當(dāng)金融發(fā)展水平低于0.38(第三門檻值)時核心變量FLDV前的系數(shù)逐漸變小，這表明該階段區(qū)域金融發(fā)展水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)問題的緩解程度隨著金融發(fā)展水平的提高而逐步降低，但當(dāng)金融發(fā)展水平高于此門檻值后其緩解作用顯著提高。

表8　各變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率影響的估計(jì)結(jié)果(分產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡情況)

同時，表8關(guān)于模型三、四和五的回歸結(jié)果表明：(1)模型三的回歸結(jié)果與模型二類似，第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的失衡對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的直接影響顯著為負(fù)。當(dāng)金融發(fā)展水平較低時，金融發(fā)展水平的提高會顯著降低第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡帶來的負(fù)面影響，其緩解效果隨著金融發(fā)展水平的提高而逐漸減弱；一旦地區(qū)金融發(fā)展水平超出第三門檻值0.37時，其緩解效應(yīng)大幅提高。由表4可知，目前我國大部分區(qū)域金融發(fā)展水平處于區(qū)域1和區(qū)域2(除北京、上海、浙江和廣東之外)，因此，大部分地區(qū)的金融發(fā)展對該地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡造成的負(fù)面影響能夠起到顯著的緩解作用。(2)模型四和五中第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)失衡指標(biāo)前的系數(shù)顯著為正，其與金融發(fā)展水平的交叉項(xiàng)(變量FLDEV)前系數(shù)顯著為負(fù)，說明在金融發(fā)展水平的不同區(qū)域內(nèi)金融發(fā)展會加重第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡造成的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)，但當(dāng)金融發(fā)展水平突破一定門檻時，其負(fù)面影響程度又會逐層降低。對于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)來說，我國目前各地金融發(fā)展水平基本處于區(qū)域4(FL≥γ3)，只有金融發(fā)展水平較高的地區(qū)(北京、上海、浙江、廣東)第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡才會造成一定的負(fù)面影響，因此大部分地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡的負(fù)面影響并不明顯。這也印證了我國區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的失衡主要表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的失衡，相應(yīng)的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)也主要是由第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡造成的。

七、結(jié)論與政策建議

本文首先從金融發(fā)展的規(guī)模、金融發(fā)展的深度和廣度以及金融生態(tài)環(huán)境三個方面出發(fā)構(gòu)建衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)體系，并根據(jù)Shannon-Spearman測定的信息損失量選擇加權(quán)乘積法組合指標(biāo)對我國2003—2013年間31個省市自治區(qū)的金融發(fā)展水平進(jìn)行測度。分析結(jié)果表明：我國區(qū)域金融發(fā)展水平普遍較低，而且在區(qū)域間存在明顯的地區(qū)差異，東部地區(qū)金融發(fā)展水平明顯高于中部和西部地區(qū)。同時次貸危機(jī)之后部分地區(qū)金融發(fā)展水平略有下降，說明我國金融市場的深度和廣度還需提高擴(kuò)大，需要創(chuàng)造更多的融資渠道和提高風(fēng)險(xiǎn)防范能力。這一結(jié)論對于中西部地區(qū)加快金融發(fā)展以及進(jìn)一步促進(jìn)區(qū)域金融深化發(fā)展具有一定的指導(dǎo)性意義。

其次，本文對各區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況進(jìn)行重新測度，測度結(jié)果表明：我國東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡情況整體來說好于中部和西部地區(qū)，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不斷改善，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體失衡程度在不斷降低。但是仍有較多地區(qū)(如貴州、河南、青海、遼寧、吉林、甘肅、河北、黑龍江、寧夏、新疆、海南等地)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在這11年間在不斷惡化，并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡根據(jù)產(chǎn)業(yè)分解后發(fā)現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡主要來自于第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的失衡，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡的程度并不大。同時面板門檻模型三、四、五的估計(jì)結(jié)果顯示出我國大部分地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡對經(jīng)濟(jì)增長整體的負(fù)面影響并不顯著。這也印證了我國區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的失衡主要表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的失衡，相應(yīng)的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)也主要是由第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展失衡造成的，因此第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整是新一輪產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)?？傮w來說，該結(jié)論對于國家確定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)區(qū)域具有針對性的意義，同時可根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)發(fā)展的失衡情況確定結(jié)構(gòu)調(diào)整的正確路徑，具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

最后，面板門檻模型一和模型二的分析表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡對經(jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，金融發(fā)展水平提高對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長率的影響并不顯著，但金融發(fā)展卻會緩解由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成“結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)”問題，只不過其影響會隨著金融發(fā)展水平的提高而分層降低，其中金融發(fā)展水平存在三個門檻。因此，對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度較大的省份來說，較低的金融發(fā)展水平反而能較大程度地降低產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡造成的結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)問題。所以，對于這些省份來說經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)在于進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤其是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的優(yōu)化調(diào)整，促進(jìn)勞動力和資本在產(chǎn)業(yè)間合理配置。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度較大的地區(qū)，金融發(fā)展反而會因?yàn)槭埂敖Y(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)”緩解變少而對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利的影響；而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡程度較小的地區(qū)，需要權(quán)衡金融發(fā)展和結(jié)構(gòu)調(diào)整，當(dāng)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的邊際效益等于金融發(fā)展帶來的邊際損害(對結(jié)構(gòu)負(fù)擔(dān)的緩解減少)相同時，金融發(fā)展實(shí)現(xiàn)最優(yōu)水平，這點(diǎn)與林毅夫等[12]的研究結(jié)論一致。

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[責(zé)任編輯：靳香玲]

[收稿日期]2016-03-02 [基金項(xiàng)目] 國家社科基金一般項(xiàng)目(14BJL097)；海南省社科基金一般項(xiàng)目(HNSK(YB) 16-52)；海南省社科基金青年項(xiàng)目(HNSK(QN) 16-53)；三亞市哲學(xué)社會科學(xué)資助課題(SYSK2016-22)

[作者簡介] 王濤(1980-)，男，安徽合肥人，三亞學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院講師，海南省文化產(chǎn)業(yè)研究中心副研究員，主要從事金融發(fā)展、區(qū)域經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。

[中圖分類號]F 830.2；F 061.5

[文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A

[文章編號]1004-1710(2016)03-0048-11

Level of Financial Development, Imbalance in the Industrial Structure and Regional Economic Growth

WANG Tao1,2, SHI Dan1

(1. School of Finance and Economics, Sanya University, Sanya 572022, China;2. Research Center of Cultural Industry in Hainan Province, Sanya 572022, China)

Abstract：While the relationship between financial development and economic growth has always been one of the important issues among the academia., the conclusions about the impact of the former on the latter made by the scholars at home and abroad are not consistent. In order to explore the mechanism that financial development affects economic growth, the paper, introducing an index measuring the imbalance in the industrial structure by constructing a theoretical model, re-measures the situations about the level of regional financial development and the imbalance in the industrial structure, on the basis of which the panel threshold models are established to analyze the impact of financial development on economic growth. The results are indicated as follows. (1) The structural burden for regional economic growth is significant that is caused by the imbalance in the industrial structure, which mainly exhibits as the imbalance in the development of the primary industry in the different regions. (2) The direct impact of financial development on regional economic growth is not obvious. The positive effect of the former on the latter can be reflected by easing the structural burden caused by the industrial structure and the imbalance in the development of the primary industry. (3) The relief degree that the financial development eases the structural burden decreases hierarchically as the improvement of its level, displaying the threshold effect. Meantime, an optimal level exists in the financial development, which is indicated by the trade-off of advantages and disadvantages between regional financial development and industrial structure adjustment.

Key words：industrial structure; regional economic growth; level of financial development; capital stock; threshold effect