第46卷第3期

2

019年5月

四川师范大学学报(社会科学版)

JournalofSichuanNormalUniversity(SocialSciencesEdition)

Vol.46,No.3

May,2019

京津冀地区金融发展对产业结构调整

的影响分析:区市证据

1

2

李雪,金琦

(1.首都经济贸易大学金融学院,北京100070;2.对外经济贸易大学国际经济贸易学院,北京100029)

摘要:利用2005-2015年京津冀地区43个区市的面板数据进行实证检验,重点探究金融发展对产业结构调

整的影响机制,结果表明:区域金融发展是促进区域产业结构向第二、三产业升级的基础;金融发展引起的集聚效

应在京津冀三地区存在明显差异,北京市和天津市的金融发展对产业结构调整有显著的正向促进作用,而河北省

的金融发展对产业结构影响并不显著;此外,存在金融发展水平约束的地区,其产业发展也会受到影响。因此,借

助金融力量促进京津冀经济均衡发展,应加快发展多层次金融服务体系,增强金融服务的区域溢出效应,有效克服

金融资源在区位选择上所面临的金融约束,政府适当对落后地区实行政策倾斜有其合理性。

关键词:京津冀地区;金融发展;产业结构;协同发展

中图分类号:F832.0 文献标志码:A 文章编号:1000ꢀ5315(2019)03ꢀ0053ꢀ10

一

引言

金融是促进区域产业结构升级进而带动经济发展的重要途径。从2004年京津冀三省达成“廊坊共识”

到党的十八大提出京津冀一体化战略,京津冀地区通过大力发展金融业,利用金融的资本配置功能调整产业

结构、优化产业布局,实现了三地的协同发展和经济高速增长。然而,京津冀协同发展过程中还存在如下亟

待解决的问题:一是京津冀三地的产业发展不在同一发展梯度上,存在较大差异;二是错误地将协同发展简

单解读为三地“手拉手、齐步走”发展模式;三是京津冀区域内因行政制度的差距而缺少产业之间的深度合

作,也缺乏对京津冀经济协同发展战略的合理评估与深刻的理论分析。基于此,我们认为,京津冀三地协同

发展并形成各自的产业核心竞争力,关键在于,如何借助差异化的金融力量,形成北京、天津、河北产业的合

理布局,促进区域产业结构升级。

[1][2]21[3]167

金融发展理论指出,金融发展是经济增长的动力之一,且被许多研究证实

。而经济增长与产

业结构升级密切相关,经济的增长伴随着农业比重的下降、工业比重的先上升再下降及服务业比重的上

收稿日期:2018ꢀ09ꢀ15

基金项目:北京市社科青年项目“京津冀地区经济异质性背景下金融空间分布与产业布局研究”(17YJC031);北京市教育科学

规划项目“京津冀地区高等教育资源配置效率与供给失衡的内在关联与整合机制研究“(ACGA17023);北京市委组

织部优秀人才项目“京津冀普惠金融调查与研究”(2016000026833TD02)。

作者简介:李雪(1987—),女,吉林省吉林市人,经济学博士,首都经济贸易大学金融学院讲师,主要研究方向为宏观金融与经

济政策;

金琦(1994—),男,北京人,对外经济贸易大学国际经济贸易学院金融专业硕士,主要研究方向为宏观金融与经济政

策。

53

四川师范大学学报(社会科学版)

[4]

升。那么,金融发展是如何作用于产业结构调整呢?对这一问题的回答,不仅拓展了人们对金融发展与产

业结构转型关系的理论认识,而且对打破世界各国普遍存在的产业结构转型困局具有重要意义。

[5]

_S_y_l_l_a_认_为_,人类每次大规模的产业结构转型都离不开金融发展的作用。从理论层面看,金融发展可

通过资本配置、技术创新、企业家精神三方面推动产业结构升级。具体而言,在资本配置方面,金融发展通过

[6]26

提高资本流动性,缩短资金回收期,使储蓄更易向投资转化,促进投资增加 ,且金融发展在提高投资收益

[7-9]

率的同时减少投资的交易成本,提高劳动生产率。在技术创新方面,金融发展可减少企业外源融资的成

[10]

本,降低融资约束 ,弥补企业用于创新研发的资金缺口,提高企业技术创新的积极性。此外,许多技术创

新来自初创企业,需要天使投资或风险投资等特定融资服务,金融发展可促进金融服务机构提供具有针对性

[11-12]

的融资方式 ,推动产业结构升级。在企业家精神方面,Kin_g和Levine发现,金融是市场和产业进步的

[13]

催化剂,为技术创新提供融资以激发企业家的创新动力,直接或间接地推动了区域产业升级。基于此,本

文认为,金融发展是产业结构升级的重要基础,因而重点对区域金融支持产业结构优化调整的机理进行了深

入探讨。

改革开放后,拥有区位优势的东部沿海地区迅速得到优先发展,产业集聚明显,并形成了珠三角、长三角

和环渤海经济圈。同样,金融资源的分布在京津冀三地也呈现了明显的集聚态势。以金融机构存款余额为

①

例,2016年,北京市金融机构存款余额高达138408.9亿元,分别是天津、河北两地的4.60倍和2.49倍。且

从金融机构贷款余额、金融机构从业人员数量以及金融机构网点数量等指标,也能发现金融资源的空间异质

性特征。虽然,当前三个地区的战略定位中并未有一地是全国金融中心,但近年来,各城市掀起的金融中心

建设浪潮,也都意在以金融促进本地经济发展与产业结构转型升级。因此,金融力量是否能促进京津冀区域

产业布局均衡合理,进而成为协同发展改革引领区?对这一问题的回答,不仅需要准确把握京津冀三地金融

业发展的异质性特征,更需深入研究金融资源分布差异对三地产业结构调整的影响机制。

虽然目前京津冀地区金融发展迅速,金融机构存款余额与贷款余额持续增长,但是仍然存在一些问题,

例如业务仍集中于银行业,证券业、保险业发展缓慢,直接融资渠道不足,缺乏金融机构合作机制,金融创新

有待加强等等。而在产业结构方面,北京在以第三产业为主的基础上趋向高端化发展,天津第三产业产值赶

[14]

超第二产业,河北在协助疏解非首都功能的过程中也逐步在推进产业结构优化。

截至2016年,北京市第三产业产值达到18301.38亿元,占地区GDP总值的78.7%,已初步形成第三产

②

业集聚的产业格局;天津第三产业比重达到52% ,在产业结构上以第三产业为主、第二产业为辅;随着京津

不断向河北进行产业转移,河北省第二、第三产业比重之和不断上升,体现该省制造业与服务业共同发展的

产业分工。可见,北京、天津、河北各地优势产业各有不同,存在一定互补性,为实现区域内产业合理分工、协

同发展奠定了基础。而实现产业协同发展的关键,就是要发挥京津冀各地区的比较优势,借用金融服务的网

络辐射力量,促进优势产业实现错位发展,最终实现产业结构和生产力布局的升级优化。

二

文献回顾

国外关于金融发展与产业结构关系的文献集中于两个方面。一方面研究金融发展促进产业结构调整的

[15-16]

内在机理。早期,Ra_jan、Zin_gales以及Wur_gler的研究表明,金融发展能够促进区域产业结构的调整。

随着研究的深入,学者们意识到金融发展对产业结构调整的促进作用与融资的供给和需求有关。Commenꢀ

_d_a_t_o_r_e_等_就_认_为_,竞争程度较高、利率较低的金融发达地区更契合高新技术企业的融资需求,也更容易吸引

[17]

这些企业落户。而Ansart和Monvoisin的研究发现,企业的生产率增速和研发密集度与外部融资需求

[18]

正相关,因此只有金融发展程度较高的地区才能满足这些行业的需求,进而实现产业结构升级。另一方

面,国外学者提出经济发展水平不同的地区应采取不同的金融发展策略,以适应地区产业结构调整。Tan_g

整理了一些国家的产业增加值与资本配置效率的数据,认为应根据国家的经济水平和经济结构制定相应的

[19]

金融发展政策,使资金流向国内的主流发展产业。Ailon通过对不同国家的比对,认为在经济水平较高的

国家,发展直接融资市场有助于产业结构优化,而在经济水平落后的国家,应首先完善银行系统,提高间接融

[20]

资能力。还有些学者发现不同国家的金融结构很可能会对产业结构优化产生抑制作用。例如,

54

李

雪

金

琦

京津冀地区金融发展对产业结构调整的影响分析:区市证据

Y1ld1r1m等对OECD国家的产业数据进行经验分析后得出^:当某个经济体进入发达阶段的时候,银行业为

主导的金融结构会对高科技产业的发展产生抑制作用,而市场为主导的金融结构依然有利于地区产业结构

[21]

升级。

近年来,我国学界也涌现出了许多研究区域金融发展与产业结构关系的研究成果。范方志和张立军对

我国东部、中部、西部三大区域金融发展与产业结构之间的关系进行了实证分析,发现各地区产业结构调整

都与金融发展呈正相关关系,且金融发展对产业结构升级的贡献度不同,中西部地区的金融发展速度较慢,

[22]

在一定程度上制约了当地产业结构优化。曾国平和王燕飞采用全国时间序列数据分析了金融发展对不

同产业的影响,认为金融发展对推动代表产业结构的第二、第三产业表现出积极的促进作用,但未能对第一

[23]

产业产生影响。而以省级行政区为研究对象的文献则呈现出截然不同的结论,反映出我国各省市产业结

构和金融发展的不均衡特征。许多省份金融发展对产业结构的促进效果并不明显,甚至出现了抑制作用。

例如,施卫东发现上海市金融发展有效促进该市二、三产业产值在GDP中比重的增加,且第三产业的增长速

[24]

[25]

度快于第二产业。张雪梅的研究结果表明,山西省的金融发展在一定程度上抑制了产业结构的调整。

施卫东和高雅选取长三角地区16个城市进行研究,显示区域金融发展对产业结构优化具有正向作用,但作

[26]

用强度不是很大。

综合来看,运用地级市或区县级数据进行区域性研究的文献并不丰富,尤其对京津冀地区的金融发展与

产业结构调整关系的研究更为匮乏。王曼怡和赵婕伶进行了尝试,初步发现京津冀金融集聚发展对产业结

[14]

构升级具有推动作用,并提出了提高京津冀金融市场的深度和广度、完善金融体系等政策建议。陈勇和

胡雪琴对包括部分京津冀地区在内的环渤海城市群进行了分析,认为随着金融发展水平的上升,该地区产业

[27]

结构逐渐向第二、第三产业调整,政府部门应进一步完善区域内金融目标结构和金融机构结构。

本文立足于京津冀协同发展国家战略,从协同集聚视角研究金融发展的梯度差异对产业集聚的直接影

响,通过手动搜集京津冀43个区市数据,运用面板数据计量研究促进产业结构升级的有效路径,同时辅以稳

健性检验;进一步,我们还在总体样本中进行拆分子样本,讨论京津冀三省市各自的金融发展对自身产业结

构的作用,也能更有针对性地提出相关建议,丰富了相关文献。

三

模型构建、变量讨论与数据描述

本文使用2005-2015年京津冀区市数据对上述理论梳理进行实证检验,着重考察金融发展下的产业集

聚效应。

一)实证模型

为考察金融发展对产业集聚的影响,同时尽可能控制其他影响产业结构的因素,设定计量实证模型如

(

下:

()

1

LQit =α

0

+α

1

Finit +Xit_β+_μ

i

+λ

t

+vit

式(1)中,LQ_i_t表示区市i在第t年的产业集聚指数;Fin_i_t表示区市i在第t年的金融发展程度;X_i_t为控

制变量矩阵,研究中控制变量包括固定资产投资占比(_fi)、全社会零售总额(_fe)、地区人力教育水平

₍_h_u_m)、地区工资水平(_S_a);_α₀和_α₁为常数项和解释变量系数,_β为控制变量参数矩阵; 为个体异质性,控

μ

i

制不可观测的地区差异;λ_t表示时间固定效应,控制与时间相关的变量;v_i_t为随机扰动项。

考虑计量模型中隐含着产业结构调整会随着解释变量的变化而动态变化,且经济系统一般存在一定程

度的惯性,因而,引入产业集聚指数的滞后项更益于分析经济的动态变化以及提高模型估计的精确程度。这

里在式(1)中加入被解释变量滞后一期构成动态面板模型,变为以下形式:

()

2

LQit =α

0

+_ρMQit-1+αFinit +Xit_β+_μ

1 i

+λ

t

+vit

(二)变量讨论

.产业集聚指数⁽LQ⁾^。^关^于^产^业^结^构^的^度^量^,^很^多^文^献^是^以^三^大^产^业^产^值^占^地^区GDP^的^比^重^或^者

1

二、三产业总产值占GDP的比重作为衡量指标。而从地区产业份额角度考虑,产业集聚则是基于产业集中

度的,即某一产业中最大的几个生产者对整个产业总产出的贡献度。学者们采用工业部门区位熵来衡量产

55

四川师范大学学报(社会科学版)

[28-30]

业集聚度。本文借鉴工业区位熵反映该地区产业集聚程度的做法,具体计算公式为:

q

ij/q

i

()

3

LQij

=

/

j

q q

其中,分子为i地区_j产业的生产总值占i地区工业总产值的比例,分母是第_j个产业占全国工业总产值

的比重。如果LQ_i_j大于1,则表明i地区第_j产业处于集聚状态,即是相对优势产业;如果小于1,则表明i地

区第_j产业处于发散状态。实证部分用第二、第三产业之和计算各地区二三产业区位熵,进一步讨论部分分

别用第二、第三产业产值计算了各地区第二、第三产业区位熵。根据我们计算出的京津冀地区工业区位熵水

平,我们发现,整体来看,该区域内2005_-2015年期间,各区市LQ 值多数在1.05左右,大于1,说明京津冀地

区多数地区第二、第三产业处于聚集状态,对比北京市、天津市、河北省各自的产业集聚状况。北京市工业区

位熵的均值在1.0712,天津市工业区位熵的均值在1.0795,而河北省的均值在0.9836、小于1。可见,北京和

天津情况较为接近,而河北省与之差异明显。

.金融发展指标^。^诸^多^金^融^发^展^的^跨^国^比^较^研^究^、^金^融^发^展^与^经^济^增^长^的^关^系^研^究^都^应^用Goldsmith

2

提出的金融相关比率(FinancialInterrelationRatio,FIR)反映一国金融发展程度的变量,即通过测算某一时

点上一国金融工具的市场总值相对于国民财富的比例,简化公式为:FIR=金融资产总值/GDP。但在研究

中国金融发展水平时存在一定的弊端,即按照这个指标进行考量,中国金融发展水平已经远远超过了英国和

法国等金融发达国家,这显然与事实不符,不能充分反映中国金融发展证券化和虚拟化的趋势,从而会夸大

中国金融发展的质量和水平。考虑到目前仍然为“银行导向型”金融结构,资金配置依赖于间接融资的银行

体系,因而推动产业结构升级的主要力量依然来自银行业,资本市场融资在我国金融产业结构中的作用相对

[31]

较小。这里借鉴李雪和星焱的做法 ,将反映地区金融发展的指标设定为:

Loan

Fini,t ₌_G_D_P

()

4

其中,Loan是全部金融机构各项贷款余额,GDP 代表各地区生产总值。此外,为了进行稳健性检验,这

里还采用全部金融机构各项存款余额与各地区生产总值的比例作为金融发展的代理变量。根据计算所得的

京津冀地区金融发展水平的数据显示,该区域内2005_-2015年期间,各区市Fin比值的趋势拟合线在2ꢁ5左

右,说明京津冀多数地区金融机构各项存款余额规模是该区生产总值的2ꢁ5倍以上,反映出较快的金融发展

速度。对比北京市、天津市、河北省各自的金融发展状况,我们发现,北京市金融发展水平的均值在2ꢁ7404,

天津市金融发展水平的均值在2ꢁ7369,河北省金融发展水平的均值在2ꢁ0901,三地区金融发展水平表现出

明显差异,河北省相对落后。

3

.控制变量

考察产业集聚的相关研究,且基于实证模型所讨论问题的可操作性,即京津冀地区的数据可得性,本文

选取固定资产投资占比(_fi)、全社会零售总额(_fe)、人力教育程度(hum)、地区工资水平(Sa)、对外开放度

(_f_d_i)等作为控制变量。

(₁)固定资产投资占比(_f_i)。社会固定资产投资会影响地区基础设施建设,进而对产业结构产生影

响。本指标用各地区固定资产投资额与当年地区GDP 占比来衡量_fi。

⁽₂)对外开放度(_f_d_i)。采用地区外商直接投资与地区_G_D_P_的_占_比_来_衡_量_该_地_区_对_外_开_放_程_度_。_改_革

开放40年来,随着中国对外开放程度的扩大,_fdi对地区产业结构调整的显著作用受到了学术界的关注,但

影响力度与作用方向存在明显差异。

(

₃)全社会零售总额(_f_e)。这里采用各区市社会零售总额的对数度量_f_e。一般来说,社会零售总额代

表社会总支出,预期该估计系数为正。

₄)人力教育程度(_h_u_m)。一般来说,地区教育水平越高,特别是高等中等教育的普及度越高,能够从

(

事较高级产业工作的人员越多。为减小量级差异对实证结果的影响,本指标用各地区普通中学在校学生数

的对数值作为地区人力基础教育普及程度的代理变量,对产业结构造成影响。多数研究表明,人力资本与中

56

李

雪

金

琦

京津冀地区金融发展对产业结构调整的影响分析:区市证据

国经济发展正相关,但也有部分认为,人力资本对经济增长的效应并不显著,体现中国经济增长更多依赖物

[32]

质投入的特征。

(₅)地区工资水平(_S_a)。采用城镇单位在岗职工平均工资表示地区工资水平。有研究指出,地区工资

水平会改变就业结构,进而与对应服务的产业发展密切相关;在岗从业人员的生存环境改善,会影响产业健

康有序发展,预期该估计系数为正。

(三)数据描述

本文以北京市、天津市各区及河北省各地级市等43个地区为研究对象,研究时间从“廊坊共识”达成后

的2005年开始,至数据基本可得的2015年为止。考虑到区县合并问题,2005-2009年东城区数据使用原

东城区和原崇文区的数据之和,2005-2009年西城区数据使用原西城区和原宣武区的数据之和,2005-

₂₀₀₉_年_滨_海_新_区_数_据_使_用_原_塘_沽、汉沽、大港三区的数据之和。主要数据来源为《中国统计年鉴》、《中国城

市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》和各省统计年鉴、统计公报、区域统计年鉴、金融年鉴中2006-2016

年的数据。对于数据缺失较少的变量,部分年份缺失数据采取插值处理。

值得说明的是,仍有部分金融发展变量(如金融从业人员人数及受教育程度)以及控制变量(如地区通信

水平)会对区域产业结构产生一定影响,但是经过对各种统计数据来源的大范围查询,以上指标的大部分市

区级数据无法得到,因此这些指标对产业结构调整的影响只能在实证模型的常数项中体现。实证分析及稳

定性检验的主要变量的描述性统计见表1。

表1.各变量的描述性统计

变量

LQ

Fin

fi

定义

最小值

0.8929

0.2948

0.0752

最大值

1.1380

2.9106

2.0272

均值

标准差

0.0592

0.5295

0.3309

1.1325

0.2199

1.2414

0.4542

二、三产业区位熵指标

1.0519

2.5728

0.6481

23.7751

0.1235

1.5957

10.7199

金融机构各项贷款额与GDP占比

固定投资额与GDP占比

社会零售总额(取对数)

外商直接投资与GDP占比

在校中学生人数(取对数)

城镇职工平均工资(取对数)

fe

21.0009 26.3191

0.0000 1.2723

-0.3687 4.6971

9.5002 12.0306

fdi

hum

Sa

四

实证结果分析

一)回归检验结果及分析

回归检验中,利用Hausman检测发现,固定效应模型的结果优于随机效应模型,即Hausman检验的

(

,

Chi2为52.24在1%^的^显^著^性^水^平^上^拒^绝^原^假^设^,^即^采^用^固^定^效^应^模^型^。

为研究京津冀地区产业结构与金融发展之间的动态关联,我们分别采用的固定效应(FE)和两阶段系统

广义矩估计(Two-ste_pSYS-GMM)估计式(1)和(2)。在随机扰动项v_i_t服从独立同分布的假设下,解释

变量与扰动项不相关,可以使用最小二乘法(OLS)估计式(1)和(2)。但由于模型中会引入被解释变量的滞

后项,即使采用FE估计量也是不一致的,此时需使用系统广义矩估计方法获得系数一致估计量,估计结果

见表2。

表2中,第(1)-(4)栏为FE的估计结果,且逐一引入控制变量。第(5)-(8)为SYS-GMM估计结

果,也逐一引入控制变量。从结果可知,无论是固定效应还是两阶段系统广义矩估计,金融发展的估计系数

均显著为正,意味着金融发展的提高有助于京津冀区域实体产业集聚,一定程度上体现区域金融发展水平的

提高对实体产业结构调整的促进作用,与预期一致,实证结果证实了金融发展的促进作用。控制变量中,固

定资产投资占比的系数为负,源于固定资产投资占比相对较高的地区,很可能该地区市场化程度相对较低,

进而导致产业集聚相对较低,这与张辉等研究结果一致。社会总支出和对外开放程度的提高皆会促进产业

57

四川师范大学学报(社会科学版)

的集聚程度。而京津冀地区产业发展(集聚)对工资水平的变动以及教育程度的高低并不敏感,可能的解释

是,目前多数产业还依旧处于劳动密集型发展阶段,劳动力雇佣市场的低端需求对本地产业长期发展的激励

效应并不明显,尚未形成经济增长依赖人力资本投入的格局。虽然研究区域不同,但这一结果与张益丰的发

现相一致。

表2.金融发展促进产业集聚的效应结果

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

解释变量

FE

SYSꢀGMM

*

**

***

0.0126

0

.1229 0.1155 0.1040 0.1042 0.0077 0.0093 0.0113

Fin

fi

(

0.0408)

(0.0109)

(0.0099)

(0.0002)

(0.0001)

(0.0004)

(0.0008)

*

**

***

-0.0037

***

-0.0104

***

-0.0098

(0.0005)

0

.0094 0.0081 0.0075

—

(0.0024)

(0.0027)

(0.0028)

(0.0000)

(0.0006)

*

**

***

-0.0252

***

0.0021

(0.0010)

***

0.0031

(0.0012)

-

0.0263

0.0047)

fdi

Sa

—

(

(0.0050)

*

**

***

-0.0121

***

0.0048

(0.0003)

-

0.0063

0.0017)

0.0007

(0.0006)

—

(

(0.0041)

-

0.0021

0.0004

(0.0004)

hum

fe

—

(0.0028)

***

0.0032

(0.0004)

0

.0043

—

(0.0031)

*

**

***

0.0735

0

.7355 0.7485 0.8492 0.8115 0.0889 0.1075 0.0952

常数项

(0.1050)

(0.0278) 0.0279)

(0.0495)

(0.0018)

(0.0012)

(0.0056)

(0.0040)

*

**

***

0.8247

0

.8961 0.8768 0.8379

LQt-1

—

(0.0021)

(0.0011)

(0.0066)

(0.0051)

样本数

473

420

430

420

2

R

0.2777 0.2641 0.2217 0.2290

—

Sargan

—

0.0972 0.2787 0.1627

0.0008 0.0008 0.0011

0.7631 0.6692 0.5313

0.1467

0.0012

0.5275

AR(1)

AR(2)

注:1.括号内为标准误,*、**、***分别表示回归系数在10%、5%和1%的水平上显著;2.动态面板SYSꢀGMM估计

结果中,Sar_gan检验不能拒绝工具变量有效的原假设,AR(2)检验不能拒绝一阶差分方程的随机误差项中不存在二阶序列相

关的原假设。因此,动态面板回归结果中不存在工具变量的过度识别和二阶序列相关问题;下同。

(二)稳健性检验

考虑到计量结果的稳健性,我们替换被解释变量与主要解释变量进行检验。首先,采用第三产业区位熵

作为产业集聚的代理变量。然后,使用金融机构各项存款总额与该地区GDP的比重作为金融发展的代理变

量。估计结果见表3。表3第(1)-(2)栏和第(3)-(4)栏分别是更换被解释变量和更换金融发展变量的估

计结果。我们发现,无论是否加入控制变量,金融发展与产业集聚之间的关系表现稳健,金融发展的提高会

促进产业集聚形成,基本支持了本文的研究结论。此外,在Twoꢀste_pSYSꢀGMM基础上进行了修正,我们

采用异方差稳健标准误方法重新进行了估计,记录在表3的第(5)-(6)栏。结果显示,金融发展前的系数依

然在1%的显著性水平上正向显著,进一步证实了本文的结论。

58

李

雪

金

琦

京津冀地区金融发展对产业结构调整的影响分析:区市证据

表3.稳健性检验结果

(

1)

(2)

(3)

(4)

(5) (6)

方法:VceꢀSYSꢀGMM

解释变量

被解释变量:LQ_1

解释变量:Fin_1

*

**

*

**

***

0.0071

***

0.0113

**

0.0079

***

0.0130

0

.0516

0

.0160

Fin

fi

(

0.0099)

(0.0001)

(0.0008)

(0.0032)

(0.0046)

(

0.0006)

*

**

***

-0.0096

**

-0.0080

-

0.0329

(0.0038)

—

(0.0010)

(0.0038)

*

**

0

.0161

0.0024**

(0.0010)

0.0026

(0.0060)

fdi

Sa

—

(0.0039)

*

**

0

.0524

0.0003

(0.0007)

-0.0005

(0.0046)

(0.0025)

*

**

-

0.0074

(0.0019)

-0.0003

(0.0004)

0.0001

(0.0018)

hum

fe

*

**

***

0.0029

(0.0003)

-

0.0305

(0.0019)

0.0034

(0.0027)

*

**

***

0

(

.2530

0.6325

0.0865

0.0741

0.0900

0.0908**

(0.0471)

常数项

0.0015)

(0.0319)

(0.0006)

(0.0083)

(0.0342)

*

**

***

0.5104

***

0.8971

***

0.8326

***

0.8948

***

0.8147

0

.6031

LQt-1

(0.0028)

(0.0044)

(0.0006)

(0.0091)

(0.0344)

(0.0483)

样本数

430

420

430

420

430

420

Sargan

0.1952

0.0743

0.4792

0.1608

0.0838

0.5312

0.0941

0.0008

0.7495

0.1522

0.0012

0.5333

—

AR(1)

0.0009

0.7644

0.0016

0.5838

AR(2)

五

进一步讨论

(一)不同地区的异质性分析

京津冀三地协同发展是国家重大战略部署,随着对京津冀协同发展战略规律认识的不断深化,我们意识

到在破除制度障碍的同时,更应该从经济协同角度探索顶层设计。而经济协同首先要认识到三个地区的产

业发展异质性凸显,不在同一发展梯度上,优势产业各有不同,不能将协同发展错误地解读为“齐步走”发展。

北京市生产性服务业发达,天津市在高端装备等现代制造方面强势发展,河北省则是三省市中人力和生产成

本最低的区域。而实现产业的协同发展,就是要发挥京津冀各地区的比较优势,结合自身的优势产业实现错

位发展,最终实现产业结构和生产力布局的升级优化。由此可见,产业发展的梯度与互补为实现区域内产业

合理分工、协同发展奠定了一定的基础。但从另一角度分析,京津冀区域发展不平衡问题比较突出,京津两

地过于“肥胖”,周边河北省中小城市过于“瘦弱”,发展水平差距悬殊,形成了“环京津贫困带”,亟待通过产业

布局调整打破僵局。那么,上述结果证实了金融发展对产业结构调整有着显著促进作用。这部分通过分子

样本的讨论,我们进一步考察金融支持产业调整的区域差异,以期更有针对性地借助金融力量促进京津冀经

济的均衡发展(检验结果见表4)。

分区域回归结果显示,京津冀金融发展对地区产业集聚的作用强度在区域层面存在显著差异。具体而

言,在控制其它变量后,北京、天津两市金融发展的回归系数值分别为0.6340和0.6501,且均在1%的显著性

水平下通过检验,意味着京津地区金融发展支持产业结构的效应程度存在同质性,一定程度上反映出北京和

天津两地金融服务实体产业的发展特点;在河北地区,虽然金融发展的系数为正,但作用程度明显下降,且仅

在FE回归下通过1%的显著性水平,意味着河北的金融服务水平与产业集聚的正向激励关系较弱,明显弱

于其它两个地区。一方面,河北省整体上重工业基础雄厚,但金融服务本身发展比较滞后,起不到通过配置

资源引导其它产业发展的作用;另一方面,从所属阶段来看,河北正处于工业化中期,与北京的后工业化时

59

四川师范大学学报(社会科学版)

期、天津的工业化后期相比,在转型过程中要经历更大的阵痛,既要缩减产能又要提振经济,在实现功能定位

的过程中,很多重大工程仅依靠金融力量远远不够,例如公共服务水平低与基础设施差等问题都严重制约着

河北省的产业发展。

表4.不同地区子样本分组检验结果

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

解释变量

北京

天津

河北

FE

SYSꢀGMM

FE

SYSꢀGMM

FE

SYSꢀGMM

*

**

***

0.3461

***

0.7113

***

0.6825

***

0.0599

0

.7757

0.1518

Fin

(0.0226)

(0.0644)

(0.0145)

(0.0159)

(0.0092)

(0.1030)

控制变量

样本数

控制

160

135

110

2

R

0.8519

—

0.9947

—

0.2008

—

Sargan

—

1.0000

0.4930

—

1.0000

0.3800

—

1.0000

0.3480

AR(2)

—

注:估计方程中包含控制变量系数和常数项以及动态面板中被解释变量滞后一期项系数,篇幅所限未作报告,结果备索。

(二)不同样本的异质性分析

为进一步分析产业调整中金融发展的作用,本研究借鉴前人的研究模式,利用金融发展中值(medium)

将总样本划分为金融发展水平较高组(简称“高水平组”)和金融发展水平较低组(简称“低水平组”),金融发

展水平的中值是2.7199,得到样本被分为高水平组和低水平组(估计结果见表5所示)。

我们发现,无论是金融发展低水平组还是高水平组,金融发展与产业集聚仍然呈显著的正相关关系,意

味着在分组后,金融发展对产业结构调整的影响十分显著。而且,高水平组金融发展前的系数绝对值明显高

于低水平组(也高于全样本的系数绝对值)。这说明,随着金融发展水平的提高,产业集聚水平也在提升。这

一结果启示我们,通过提高金融支持实体经济的规模以及金融服务的效率,使得区域经济的集聚优势更加明

显,进而促进产业升级。

表5.不同金融发展程度子样本分组检验结果

(1)

(2)

(3)

(4)

解释变量

低水平组

高水平组

FE

SYSꢀGMM

FE

SYSꢀGMM

*

**

***

0.0057

***

0.7386

***

0.0813

0

.0621

Fin

(0.0116)

(0.0021)

(0.0249)

(0.0227)

控制变量

样本数

控制

214

206

2

R

0.4793

—

0.9097

—

Sargan

—

0.9980

0.8980

—

0.9520

0.4600

AR(2)

—

六

主要结论与建议

京津冀协同发展背景下,如何利用金融力量加快区域产业结构调整步伐意义重大。通过对京津冀43个

区市数据进行实证检验,得出以下结论。

第一,区域金融发展是促进区域产业结构向第二、第三产业升级的基础。同时,固定资产投资、社会总支

出以及对外开放程度对形成产业集聚也会产生影响。在更换产业结构变量、金融发展变量和估计方法后,结

果表现稳健。

60

李

雪

金

琦

京津冀地区金融发展对产业结构调整的影响分析:区市证据

第二,从北京、天津、河北的子样本研究中,发现金融发展所引起的集聚效应在京津冀三地区存在明显差

异,北京和天津金融发展对产业结构调整有显著正向促进作用,河北省金融发展对产业结构影响并不显著。

事实上,许多研究都佐证了这一规律。例如Commendatore等发现金融机构众多、市场繁荣的金融业发达地

[17]

区更能满足高科技产业的融资需求,从而更容易吸引相关企业落户。北京、天津地区的信贷环境和资金

供给足以解决技术密集型产业的融资需求,因此其促进产业集聚的现象也就不难理解。相反,河北省目前的

金融水平较为落后,导致其有限的金融资源难以配置到急需发展的产业上,对产业结构升级的推动作用十分

有限。

金融发展水平高、低两组子样本检验结果显示,金融发展水平越高的地区,其对产业结构升级的促进作

用越强。目前,京津冀三地金融发展差异性明显,协同发展战略下,为避免“强者更强,弱者更弱”的马太效

应,要发挥京津冀各地区的比较优势,实现错位发展。借用金融服务的网络辐射力量,促进产业结构和生产

力布局的升级优化。

经济水平不同的地区应制定不同的金融政策,从而与自身的产业发展阶段相匹配。因此,应结合京津冀

三地区的实际情况分别提出针对性的政策建议,且京津冀协同发展战略亦为“首都圈”共同繁荣发展提供了

资源协调的最佳契机和顶层设计。针对目前三个地区的金融发展和产业发展状况,本文提出两点建议:

第一,既然金融是促进产业升级的基础,那么势必要加快发展金融市场,创新融资模式,拓宽融资渠道,

以满足产业结构调整中的融资需求。例如,北京可发挥在三板、四板市场的规模优势,为产业结构调整中的

企业提供融资平台;天津在高端装备等现代制造方面发展势头良好,可建立促进高端制造业发展的金融政

策,通过引导金融机构对高端制造业施行利率优惠政策,为保持第二产业优势提供足够的资金保障;而河北

金融基础比较薄弱,在区域产业升级中贡献不突出,金融发展应从基础做起,通过推进金融法治化建设,改善

地区信用环境,提升金融发展水平的“质”和“量”。

第二,借助金融力量促进京津冀经济均衡发展,需要整合区域金融资源,建立金融合作机制。首先,允许

金融机构在异地开展金融业务,从而有效解决三地区金融服务水平不同所带来的资本供求失衡问题。比如,

支持金融机构对跨区域基础设施、能源开发和重大产业项目开展联合贷款和银团贷款,对企业跨区域并购重

组给予资金支持。其次,建立合作性质的金融市场体系。参考长三角的票据融资合作和珠三角的粤港票据

联合结算系统,京津冀地区可在很多金融细分市场加以合作,除传统货币市场外,还可包括票据市场、股票市

场、外汇市场、衍生品市场等目前区域内较为薄弱的市场,扩大金融资源所有权的交易范围和数量,实现金融

资源的自由流动。最后,推进区域间保险合作机制,促进区域人员流动和共同社会保障机制建设。

总而言之,探讨金融合作机制的过程中,要增强金融服务的区域溢出效应,有效克服金融资源在区位选

择上所面临的金融约束,甚至某些特殊领域突破行政层级壁垒,适当对落后地区实行政策倾斜。

注释:

①

②相关数据来源于《北京统计年鉴2017》,北京:中国统计出版社,2017年;《天津统计年鉴》,北京:中国统计出版社,2017

年;《河北经济年鉴》,北京:中国统计出版社,2017年。

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[责任编辑:钟秋波]

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