殷小麗

(1. 泰州學院 經(jīng)濟與管理學院， 江蘇 泰州 225300； 2. 蘇州大學 商學院， 江蘇 蘇州 215021)

自改革開放以來，江蘇經(jīng)濟建設取得了巨大成績。2016年江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值達到76086.2億元，比上年增長7.8%，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加值比例為5.4∶44.5∶50.1，產(chǎn)業(yè)結構突破了“三二一”標志性轉變[1]。江蘇省委、省政府在“十三五”規(guī)劃中明確提出，要深入實施轉型升級工程。產(chǎn)業(yè)結構升級是轉型升級重要的一環(huán)，是轉變經(jīng)濟增長方式的重要途徑?，F(xiàn)代市場經(jīng)濟的發(fā)展離不開金融服務。金融發(fā)展通過提高資本配置效率，使信貸資金流入實體經(jīng)濟，促進產(chǎn)業(yè)結構的調整，同時通過提高儲蓄和投資總水平推動經(jīng)濟增長。一個國家的產(chǎn)業(yè)結構的升級，也就是資本由低效率區(qū)向高效率區(qū)的轉移，提高資本配置效率，促進經(jīng)濟的增長[2]。如何實現(xiàn)金融與經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展、發(fā)揮區(qū)域金融在推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整中的積極作用，是一項值得重視和研究的重要課題。

一、文獻綜述

金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的關系很早就得到國外學者的關注。2008年美國爆發(fā)金融危機，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長間的關系再次成為學術界的熱點問題。熊彼特在《經(jīng)濟發(fā)展理論》中指出，銀行可通過對創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)的資金配置促進產(chǎn)業(yè)結構升級，從長遠看，金融發(fā)展將對產(chǎn)業(yè)升級和GDP增長產(chǎn)生積極的影響。隨著理論研究的深入，金融因素被視為影響產(chǎn)業(yè)結構調整和經(jīng)濟增長的重要因素。戈德史密斯在《金融結構與金融發(fā)展》中分析了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相互推進的關系[3]。麥金農(nóng)[4]和肖[5]分別提出“金融抑制”和“金融深化”理論，認為對金融體系的管制政策，尤其是利率管制，將降低金融體系的規(guī)模和效率，進而阻礙經(jīng)濟增長。King和Levine認為金融發(fā)展體現(xiàn)為金融中介和金融市場的共同發(fā)展，構建模型分析得出股票市場有利于促進經(jīng)濟增長[6]。Rajan和Zingales從產(chǎn)業(yè)層面出發(fā)，分析了金融對經(jīng)濟增長的作用機制，金融體系的發(fā)展會降低企業(yè)外部融資的成本，從而促進產(chǎn)業(yè)的升級和經(jīng)濟發(fā)展[7]。DaRi和Hellman指出銀行能鼓勵資本流入新興產(chǎn)業(yè)，間接地促使衰退產(chǎn)業(yè)的退出，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化[8]。Wurgler分析了65個國家產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加值和投資間的關系，再次驗證了金融市場的發(fā)展顯著提高資本配置的效率，促進了產(chǎn)業(yè)結構的調整[9]。

對金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構之間的關系，國內(nèi)學者從理論和實證方面展開了大量研究。楊琳和李建偉實證分析了我國金融結構轉變對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響，指出應加快金融改革來滿足產(chǎn)業(yè)結構升級對金融服務提出的新要求[10]。范方志和張立軍收集了中國各地區(qū)1978-2000年的數(shù)據(jù)，分析各地區(qū)的金融結構的轉變和產(chǎn)業(yè)結構調整的關系，提出中部地區(qū)的金融結構轉變的滯后阻礙了產(chǎn)業(yè)結構調整，同時產(chǎn)業(yè)結構升級緩慢也影響了金融發(fā)展[11]。葉耀明通過建立回歸模型驗證了長三角城市群的金融發(fā)展對該區(qū)域產(chǎn)業(yè)機構優(yōu)化的促進作用[12]。傅進、吳小平從資金形成機制、引導機制以及信用創(chuàng)造機制角度論述了金融影響產(chǎn)業(yè)結構調整的機理[13]。曾國平和王燕飛從金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構變遷的理論出發(fā)，實證檢驗得出中國非常態(tài)模式的金融發(fā)展，扭曲了產(chǎn)業(yè)結構變遷[14]。馬智利和周翔宇利用非平穩(wěn)時間序列分析方法定量分析了中國1978-2006年金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構升級的關系，得出兩者之間存在長期均衡關系[15]。顧海峰從金融發(fā)展視角，針對金融支持產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整的傳導機理問題展開探討，提出了基于政策性金融和市場性金融相結合、直接金融與間接金融相結合的傳導路徑[16]。王春麗利用中國31個省市面板數(shù)據(jù)模型，得出我國金融發(fā)展總量的增長推動了產(chǎn)業(yè)調整升級，而金融發(fā)展效率的提高對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構促進作用有限[17]。羅榮華收集了1990-2012年30個省市級面板數(shù)據(jù)，分析得出金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構調整升級的影響，金融發(fā)展規(guī)模降低了產(chǎn)業(yè)結構合理化但提高了產(chǎn)業(yè)結構的高級化程度；金融發(fā)展效率降低了產(chǎn)業(yè)結構高級化但有利于產(chǎn)業(yè)結構合理化程度[18]。蘇建軍利用1993-2010年中國省際面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級與經(jīng)濟發(fā)展三者間的相互作用，認為金融發(fā)展有效推動了產(chǎn)業(yè)結構調整，在經(jīng)濟增長的促進作用中扮演著重要的角色，金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構升級二者具有較大的相互推動作用[19]。張雪梅實證分析了山西金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構調整的關系，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級兩者之間不存在長期穩(wěn)定的關聯(lián)關系，互動作用不明顯[20]。王立國實證檢驗了我國1992-2012年金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構升級兩者間的關系，結果表明金融發(fā)展規(guī)模擴大、金融結構合理化對產(chǎn)業(yè)結構升級有積極促進作用[21]。

現(xiàn)有的研究從金融發(fā)展的角度來研究金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構調整的問題時，大多是從金融發(fā)展總量的角度，只有部分學者考慮到金融發(fā)展的效率。而金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率是金融發(fā)展的兩個重要的衡量指標。筆者使用VAR模型，選取江蘇省作為研究對象，探討區(qū)域金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構升級的互動關系，以期為構建適應區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級的金融結構體系建言獻策。

二、金融發(fā)展推動產(chǎn)業(yè)結構升級的內(nèi)在機制

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，通過發(fā)揮金融資源配置和資本積累的作用，加速產(chǎn)業(yè)的更新升級，促進產(chǎn)業(yè)結構的調整。金融業(yè)的發(fā)展表現(xiàn)為金融保險業(yè)的產(chǎn)值擴大，從GDP核算的角度，也體現(xiàn)了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。金融發(fā)展促進產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制可表述為：一是金融發(fā)展增加儲蓄，刺激儲蓄向投資轉化，影響資金的流量結構，提高資本配置效率，促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化和升級；二是產(chǎn)業(yè)結構調整和升級的過程中，也對金融服務提出了新的需求，促使金融資源優(yōu)化配置，促進金融體系的發(fā)展。筆者從融資方式即直接融資和間接融資的角度來分析金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構調整的機制。

1.商業(yè)銀行信貸的間接融資活動

商業(yè)銀行信貸通過信貸資金的發(fā)現(xiàn)功能，促進資金流向資源配置效率高的部門和產(chǎn)業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。商業(yè)銀行信貸通過政策性的補貼信貸和市場性的商業(yè)信貸來促進產(chǎn)業(yè)結構的調整和升級。

政策性的補貼信貸活動是國家根據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃和地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的需要，通過信貸的補貼、信貸總額配給等方式，引導信貸資金流向政策扶持的產(chǎn)業(yè)或有發(fā)展?jié)摿Φ男袠I(yè)，從而促進該產(chǎn)業(yè)投資的增加，為產(chǎn)業(yè)升級提供金融支撐，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。

市場性的商業(yè)信貸活動主要包括生產(chǎn)性貸款和消費性貸款兩個方面。生產(chǎn)性貸款從產(chǎn)品供給的角度，向生產(chǎn)企業(yè)發(fā)放貸款，調節(jié)增量資金在生產(chǎn)主體之間的分配，鼓勵新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進企業(yè)(或產(chǎn)業(yè))發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結構調整。消費性貸款是從產(chǎn)品需求的角度，鼓勵跨期消費來調節(jié)存量資金，支持消費者消費高價值高技術含量的產(chǎn)品，促進消費的升級，從需求的角度間接支持相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。

2.資本市場的直接融資活動

直接融資同樣包括政策性融資和市場性融資兩種金融資源配置的模式。

對于政策性融資，國家可建立發(fā)展產(chǎn)業(yè)投資引導基金，吸引社會資本、產(chǎn)業(yè)資本和金融資本，扶持產(chǎn)業(yè)轉型升級發(fā)展，發(fā)揮財政資金的引導作用。產(chǎn)業(yè)投資引導基金協(xié)調區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展，政策產(chǎn)業(yè)引導基金投資方向主要在新興產(chǎn)業(yè)和高技術產(chǎn)業(yè)，引導資金流向高技術、高成長、高效率的部門和產(chǎn)業(yè)，鼓勵新興產(chǎn)業(yè)和高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

市場性融資通過一級市場發(fā)行股票和債券等有價證券，為企業(yè)籌集資金，并通過市場機制調節(jié)資金流向，促進增量資金流向經(jīng)營效率高、有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)和行業(yè)；二級市場利用股權轉讓等實現(xiàn)企業(yè)的并購重組，激勵企業(yè)不斷創(chuàng)新發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結構升級。資本市場的發(fā)展為產(chǎn)業(yè)升級和技術創(chuàng)新提供資金支撐，資本市場的風險投資刺激了新興產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進了企業(yè)的創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)的升級。

三、金融發(fā)展推動產(chǎn)業(yè)結構升級的實證檢驗

1.分析方法與檢驗模型

向量自回歸模型(VAR模型)即“多變量時間序列”，是一種非結構化的多方程模型，把模型中的所有的內(nèi)在變量及其滯后值作為一個整體來建立模型，在此基礎上分析和預測各種變量變化對其他變量帶來的沖擊。VAR(k)模型的數(shù)學表達式是：

Yt=C+Π1Yt-1+Π2Yt-2+…

+ΠkYt-k+ut，ut～IID(0，Ω)

其中，

Yt=(y1，ty2，t…yN，t)′，C=(c1c2…cN)′

ut=(u1，tu2，t…uN，t)′

式中，Yt為N×1階時間序列列向量，μ為N×1階常數(shù)項列向量，Π1，……，Πk均為N×N階參數(shù)矩陣，ut～IID(0，Ω)是N×1階隨機誤差列向量。各向量可以同期相互關聯(lián)，但與方程右邊的變量不相關，與它們自身的滯后值不相關。

2.變量選取

(1)金融發(fā)展指標

本文從金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率兩個角度，來考察金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響。戈德史密斯提出“金融相關比率”(FIR)，使用所有金融資產(chǎn)和實物資產(chǎn)(即國家財富)價值的比率，這是廣義的金融相對規(guī)模。他認為隨著金融發(fā)展水平的提高，直接融資的比例增加，金融相關比率(FIR)首先迅速上升，然后趨于穩(wěn)定。由于我國是一個以間接融資為主的金融市場，金融資產(chǎn)主要是銀行類金融中介持有，其主要金融資產(chǎn)是存款和貸款，所以用金融機構年末存貸款之和占GDP的比重來表示金融發(fā)展規(guī)模FIR。

金融發(fā)展效率FE，由所有金融機構的貸款和存款比率來表示，反映了金融中介機構將存款轉化為貸款的效率，金融機構的存款和貸款比率可以很好地反映出金融增長的效率[22]。由于中國證券市場規(guī)模較小，該指數(shù)可以更好地反映將存款轉化為貸款以支持經(jīng)濟發(fā)展的效率。該指標越大說明金融機構運營效率越高。

(2)產(chǎn)業(yè)結構升級指標

依據(jù)“配第克拉克定理”，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的比例是產(chǎn)業(yè)結構升級的一種衡量標準，故確定區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級指標ISU為第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之和除以GDP來表示產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的指標。

3.數(shù)據(jù)來源

本文收集了江蘇省1978-2016年的相關數(shù)據(jù)，整理出金融發(fā)展指標和產(chǎn)業(yè)結構升級指標，所有的數(shù)據(jù)都來自《江蘇統(tǒng)計年鑒》。為消除各變量的異方差，對每個變量進行了對數(shù)運算。江蘇省1978-2016年金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構的變化如圖1和圖2所示。

圖1 1978-2016年江蘇省產(chǎn)業(yè)結構變化

圖2 1978-2016年江蘇省金融發(fā)展指標變化

由圖1可知，江蘇省第一產(chǎn)業(yè)占比整體呈下降趨勢，由1978年的27%下降到2016年的5.4%；第二產(chǎn)業(yè)占比相對平穩(wěn)，達到44.5%，第三產(chǎn)業(yè)占的比重從1978年的19.8%上升到2016年的50.1%，產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展勢頭良好。

由圖2可知，從1978年到2016年，江蘇省的金融發(fā)展規(guī)模從0.7逐漸提高到2.79，金融發(fā)展效率從1995年開始逐漸下降，到2016年，存貸比下降至75%。但這并不意味著金融支持實體經(jīng)濟力度減弱。存貸比的下降主要是因為銀行的非信貸資產(chǎn)的增加，非信貸資產(chǎn)中有一部分是通過新發(fā)債券、債務置換和結構性產(chǎn)品派生而來的，它們并非躺在賬上的“死錢”，而是隨著項目實施而逐步投入使用，并且這部分派生的臨時性存款(非儲蓄存款)也很難用于發(fā)放貸款。在金融危機之后，新的《巴塞爾協(xié)議》約束、銀行貸款監(jiān)管更嚴格，商業(yè)銀行貸款監(jiān)管行為更加謹慎，導致大量存款無法流入實體經(jīng)濟；另一方面，隨著金融改革的不斷深化，證券市場交易額的不斷擴大以及互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展擴大了企業(yè)的融資渠道，從而在一定程度上緩解了對傳統(tǒng)商業(yè)銀行信貸模式的依賴性。然而，總的來說，中國銀行業(yè)的金融體系并沒有改變，銀行信貸仍是主要融資方式，通過促進產(chǎn)業(yè)結構的升級，從而促進經(jīng)濟效益的持續(xù)提高。

四、實證分析結果

1.平穩(wěn)性檢驗

利用STATA12.0軟件，采用ADF檢驗法對各序列的平穩(wěn)性進行檢驗，結果如表1所示，在原始時間序列上都沒有拒絕變量存在單位根的原假設。因此得出，LNISU、LNFIR、LNFE都是非平穩(wěn)的時間序列，具有時間趨勢。所有變量經(jīng)過一階差分后，在1%顯著性水平下都拒絕了原序列存在單位根的假設，這表明差分后的變量是平穩(wěn)的，因此模型中的所有變量符合I(1)過程。

表1 各時間序列的平穩(wěn)性檢驗

注：Δ表示變量的一階差分，檢驗在1%的顯著水平能否通過ADF檢驗

2.模型定階

在擬合一個VAR模型之前，要確定滯后期P的最優(yōu)選擇。依據(jù)AIC準則，VAR模型的滯后階數(shù)選擇為3階。檢驗結果如表2所示。

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗結果

3.VAR模型

在確定了模型的滯后階數(shù)的基礎上，構建VAR模型，擬合結果見表3。

根據(jù)擬合結果，寫出模型的估計方程VAR(3)如下：LNISU=0.841*LNISU(-1)-0.143*LNISU(-2)-0.295*LNISU(-3)+0.075*LNFIR(-1)-0.017*LNFIR(-2)+0.0696*LNFIR(-3)-0.137*LNFE(-1)-0.109*LNFE(-2)+0.144*LNFE(-3)-0.1741。

表3 VAR擬合結果

從模型中可以看出，滯后1期和滯后2期的產(chǎn)業(yè)結構調整對當期產(chǎn)業(yè)結構調整的影響系數(shù)分別為0.841和-0.143。滯后2期的金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構調整的影響小于滯后1期帶來的沖擊，對產(chǎn)業(yè)結構的影響已經(jīng)減弱，影響系數(shù)從0.075下降到負0.017。滯后1期和滯后2期的金融發(fā)展效率對優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構沒有顯著影響，隨著滯后期的延長，產(chǎn)業(yè)結構調整和金融效率之間的關系得到了增強。

對已建立的VAR(3)模型的平穩(wěn)性檢驗，模型的根的模的倒數(shù)均落在單位圓內(nèi)部，因此建立的模型是平穩(wěn)的，如圖3所示。

圖3 模型穩(wěn)定性檢驗

4.Granger因果假設檢驗

Granger因果假設檢驗是檢驗一個變量是否為另一個變量的Granger因。格蘭杰因果關系檢驗假設了有關y和x每一變量的預測的信息全部包含在這些變量的時間序列之中。其基本思想為：如果x是y的Granger因，那么給定y的過去值之后，x的過去值還可以幫助預測y的未來值。

江蘇省金融發(fā)展規(guī)模(FIR)、金融發(fā)展效率(FE)和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級(ISU)三者間是否存在確定性的因果關系，Granger因果關系檢驗結果見表4。

表4 格蘭杰因果關系檢驗

通過三個變量之間的格蘭杰因果檢驗得出結論，任何兩個變量之間均互為格蘭杰因果關系，證明金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構調整相互影響、相互促進，即產(chǎn)業(yè)結構調整升級進一步促進了區(qū)域金融發(fā)展，區(qū)域金融發(fā)展加速了產(chǎn)業(yè)結構的調整升級。

5.脈沖響應分析

脈沖響應(IRF)函數(shù)分析方法常用來全面地考察各個變量之間的動態(tài)影響，是在給隨機誤差項上施加一個標準差的脈沖，影響隨機誤差項和內(nèi)生變量來觀察內(nèi)生變量的當前值和未來值的變化以及內(nèi)生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應。基于以上分析，金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構調整兩者之間存在雙向的互動機制，得到如圖4的脈沖響應函數(shù)圖。

圖4 脈沖響應函數(shù)圖

由圖4脈沖響應函數(shù)圖可知，LNISU受到自身的脈沖響應要強于LNFIR和LNFE對它的脈沖響應。LNISU在第一階段，其自身的影響增加了0.016，在第二階段減少了，在第六階段后保持相對穩(wěn)定。

給出LNFIR的沖擊后，LNFIR對自身的影響首先呈現(xiàn)出的增長的趨勢，在第二期急劇減少，隨著時間推移，逐漸趨于穩(wěn)定。LNFIR的沖擊對LNISU的影響首先從負影響逐漸地變?yōu)檎绊?，接著又變?yōu)樨撚绊?，逐漸趨于穩(wěn)定。

當給出LNFE的沖擊后，LNFE對自身的影響首先呈現(xiàn)出緩慢增長的趨勢，隨著時間推移，逐漸趨于穩(wěn)定。LNFE的沖擊對LNISU的影響呈現(xiàn)出先緩慢增長的正影響，隨著時間推移，逐漸變?yōu)樨撚绊?，趨于穩(wěn)定。

6.方差分解分析

方差分解就是把系統(tǒng)內(nèi)部的所有內(nèi)生變量(k)的波動根據(jù)其成因分解為與k個與各方程相聯(lián)系的組成部分，以分析信息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度。為進一步分析金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率、產(chǎn)業(yè)結構調整這三個變量之間的相關性。進一步對這三個變量進行方差分解，來分析各變量的相對重要性。方差分解結果見表5。

表5 變量LNISU的方差分解

LNISU對自身的影響由100%，迅速減小，到第十期減少為52%。而LNFIR、LNFE對LNISU的影響不斷增大。相比之下LNFE的影響增加得更快，在第十期變?yōu)?1%，LNFIR的影響變?yōu)?6%。

五、結論及啟示

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，江蘇金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構升級正相關，江蘇省金融發(fā)展促進了產(chǎn)業(yè)調整和優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)結構升級帶動了金融發(fā)展，實現(xiàn)了資本的有效配置，提高了金融發(fā)展的效率。隨著金融機構和業(yè)務的多元化發(fā)展和金融市場的不斷壯大，社會閑置資金將轉移到生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)部門，為新興產(chǎn)業(yè)提供資金支持，促進產(chǎn)業(yè)結構調整。

為發(fā)揮金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級兩者間的良性互動效應，應從如下兩個方面展開工作。

第一，應將民營資本引入銀行業(yè)，提高金融發(fā)展效率。加快金融體系的建設，鼓勵商業(yè)銀行支持發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，采取多元化的金融扶持政策，提高資本配置效率，推動金融改革在產(chǎn)業(yè)升級中的作用。

第二，加大銀行等金融中介對高新技術產(chǎn)業(yè)的支持，推動產(chǎn)業(yè)轉型升級。具體措施：一是推進金融市場改革，資本流動的市場化使金融市場能夠滿足高成長行業(yè)資本的需求。二是設立產(chǎn)業(yè)投資母基金，引進社會資本、產(chǎn)業(yè)資本和金融資本，設立產(chǎn)業(yè)類股權投資子基金，扶持產(chǎn)業(yè)轉型升級發(fā)展。三是引導銀行等金融機構加大對產(chǎn)業(yè)轉型升級的金融支持。對產(chǎn)業(yè)升級、主導產(chǎn)業(yè)、新興產(chǎn)業(yè)等優(yōu)先給予信貸支持，同時鼓勵和引導金融機構調整信貸結構，加大對小微企業(yè)的信貸支持力度，探索適合小微企業(yè)融資特點的信貸產(chǎn)品和擔保抵押模式。四是加快發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)金融，發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)+”優(yōu)勢，利用互聯(lián)網(wǎng)金融多樣化的融資渠道，加大對高新技術和新興產(chǎn)業(yè)的投資規(guī)模，引導金融資本流入實體經(jīng)濟，滿足實體經(jīng)濟資金需求，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。