“互聯網+金融”、FDI與產業結構轉型升級
——基于中國數據的實證研究

彭繼增　鄧梨紅　方仙美

(南昌大學，南昌　330031)

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“互聯網+金融”、FDI與產業結構轉型升級
——基于中國數據的實證研究

彭繼增鄧梨紅方仙美

(南昌大學，南昌330031)

〔摘要〕本文采用全國2010～2015年季度數據實證分析互聯網金融、FDI對產業結構轉型升級的影響。通過建立VAR模型，運用Johansen協整檢驗、脈沖響應函數等定量方法進行實證分析。實證結果表明：互聯網金融發展、FDI與產業結構轉型升級之間存在長期均衡關系；起初，互聯網金融與產業結構轉型升級之間存在互斥作用，但從長期來看，互聯網金融發展、對產業結構轉型升級具有顯著的推動作用；同時，產業結構轉型升級對互聯網金融發展具有支持作用；FDI對產業結構轉型升級一直具有正效應；此外，研究還發現互聯網金融發展對FDI也具有促進作用。最后，本文根據實證結果提出促進互聯網金融發展、FDI投資以推動產業結構轉型升級的政策建議。

〔關鍵詞〕互聯網金融FDI產業結構轉型升級VAR

引言

在我國經濟發展進入新常態背景下，國家不再單純地追求GDP的增長，而是著力于產業結構的合理化布局及可持續發展。習總書記在2015年6月指出：我國經濟發展呈現速度變化、結構優化、動力轉換三大特點。適應新常態、把握新常態、引領新常態，是當前和今后一個時期我國經濟發展的大邏輯。經濟發展的速度變化、結構優化、動力轉換不僅是對實體產業發展的要求，更是對在新常態下產業升級的要求。2015年產業結構轉型升級動態明顯，從工業運行情況來看，全年高技術產業增加值比上年增長10.2%，比規模以上工業快4.1個百分點，占規模以上工業比重為11.8%，比上年提高1.2個百分點。第三產業占比持續增長(如圖1)，從圖中可知在2013年第三產業占比首次超過第二產業占比，在2015年第三產業占比上升至50.47%，比第二產業占比多9.94個百分比，表明我國產業轉型升級進程加快。

近20年來，互聯網技術快速發展，相關的產品與服務已深入到方方面面。李克強在政府工作報告中提出，“制定“互聯網+”行動計劃，推動移動互聯網、云計算、大數據、物聯網等與現代制造業結合，促進電子商務、工業互聯網和互聯網金融健康發展，引導互聯網企業拓展國際市場。”“互聯網+”代表一種新的經濟形態和產業發展新的業態，即充分發揮互聯網在生產要素中的優化和集成作用，將互聯網的創新成果深度融合于經濟社會各領域之中，提升實體經濟的創新力和生產力，形成更廣泛的以互聯網為基礎設施和實現工具的經濟發展新形態。傳統的農業、工業、服務業的發展方式粗放、落后，已經無法適應新時期、新常態下中國經濟持續發展的需要，急需注入“互聯網+”的新鮮“血液”。從目前“互聯網+”與各產業融合發展現狀來看，“互聯網+金融”在我國產業結構轉型升中扮演重要的角色。

圖1

1文獻回顧

1.1國外相關文獻回顧

從國外學者研究情況可知，大多數學者早期主要集中研究金融發展與經濟增長的關系，現在已經涉入研究金融發展與產業結構關系。Schumpeter在《經濟發展理論》中闡述：銀行通過重新配置資金，將資金流向創新型產業領域，可以達到推動產業結構升級的作用，從長期來看，金融的發展對經濟的增長和產業結構升級具有良性影響[1]。Wurgler(2000)通過運用65個國家總投資和制造業增加值的數據進行實證，研究發現發達國家比發展中國家經濟更發達是因為金融市場更發達，表明金融市場的發展有助于提高資金配置效率，促使產業結構升級[2]。Jeanneney等(2006)研究認為金融發展與產業結構升級之間并非單方向關系，而是存在雙向因果關系，既不能完全接受金融發展引領產業結構升級的觀點，也不能完全認可產業結構升級追隨金融發展的觀念[3]。Antzoulatos等(2011)基于29個國家28個產業數據實證研究金融結構與產業結構之間的關系，實證結果表明金融結構與產業結構之間顯著相關，但產業的技術導向會影響該相關性。

國外學者主要是依據FDI的資金與技術優勢方面研究FDI對產業結構升級的影響[4]。在理論方面有不少經典研究成果，比如Chereny和Strout(1966)的“雙口模型”，Kiyoshi Kojima(1978)的“邊際產業擴張論”等[5，6]。此外，國外學者還通過大量的實證研究分析FDI通過技術外溢對產業結構升級產生的作用。Caves(2005)基于1966年澳大利亞和加拿大兩個國家制造業的行業橫截面數據，研究表明兩國的制造業之間存在技術外溢效應，FDI促進了兩國的產業結構升級[7]。Vaidyanathan(2008)實證研究FDI對東道國產業結構的溢出效應，研究認為FDI通過外包的方式發揮其資本和技術的優勢，通過技術溢出效應增強東道國承包企業的技術創新能力，進而促進東道國整體產業結構水平[8]。Sailesh Tanna(2009)采用75個國家566個商業銀行2000～2004年的面板數據實證分析FDI與生產率相互關系，研究表明：在短期內，FDI對生產率產生負作用，但從長期來看，FDI對生產率具有積極效應，提高勞動生產率間接推動產業結構升級[9]。

1.2國內相關文獻回顧

目前，國內學者多從實證的角度研究金融發展與產業結構升級的關系。羅榮華(2014)采用我國30個省級面板數據實證分析證券市場的發展、金融發展規模、金融發展效率對我國產業結構升級的效果，結果表明：金融發展規模對產業結構升級產生積極的效果，而證券市場的發展及金融發展效率的提高卻抑制了產業結構升級[10]。王立國(2015)運用VAR模型實證檢驗金融發展與產業結構升級相互之間關系，研究表明：金融發展規模擴大推動產業結構升級，但產業結構升級并沒有引起金融發展規模的需求[11]。姚華(2016)基于我國1990～2014年的數據，通過使用多指標的交叉協整檢驗方法實證研究金融發展對產業結構升級影響，結果顯示：從長期來看，金融發展與產業結構之間存在長期穩定關系；我國金融的發展會促進生產要素的高速流轉、合理配置資源、增強產業的競爭力，最終推動產業結構升級[12]。

近年來，我國多數學者從理論和實證方面研究FDI對產業結構轉型升級的影響，在理論方面，主要是通過分析FDI的產業分布來研究外商直接投資對產業結構轉型升級的作用；在實證方面，主要是實證FDI對三大產業結構的影響及FDI技術溢出效應對產業結構升級的影響。熊珍琴(2014)利用中部6省的統計數據研究FDI對中部地區產業結構升級的影響，研究表明：FDI對中部地區第一產業促進作用最小，對第三產業推動作用較大，對第二產業促進作用最為顯著[14]。姚洪心(2015)建立計量模型對廣東省2000～2011年30個制造業的面板數據進行實證檢驗FDI技術溢出與產業結構之間關系，結果顯示：FDI技術溢出效應對勞動密集型、資本密集型、技術密集型行業最為顯著，對產業結構升級產生明顯的正向溢出效應[15]。胡曉娟(2015)基于中國1983～2013經濟統計數據，構建計量模型并通過協整檢驗及脈沖響應函數分析金融發展、FDI與產業結構優化之間的關系，實證結果表明：金融發展、FDI及兩者交互效應與產業結構優化存在長期均衡關系，金融發展、FDI對產業結構優化促進作用明顯，二者交互效應并不能優化產業結構[16]。

根據作者對現有國內外文獻的梳理可知，金融發展、FDI分別對產業結構升級的研究比較成熟，少數學者將金融發展、FDI與產業結構優化進行綜合研究，幾乎沒有學者研究互聯網金融、FDI與產業結構升級之間的關系，為此，本文在借鑒前人研究的基礎上，通過構建計量模型，基于中國2010～2015年季度數據建立VAR模型，動態分析互聯網金融、FDI與產業結構轉型升級之間的關系。

2實證分析

2.1模型設定、指標選取及數據來源

依據配第——克拉克定理，第三產業占比不斷增加并超過第二產業占比表明產業結構得到升級。本文選取產業結構升級指標為被解釋變量，互聯網金融、FDI、貿易開放程度、人力資本等指標為解釋變量。本文構建經濟計量模型如下：

LNG3=λ1LNIF+λ2LNFDI+λ3LNHM+λ4LNOPE+C+u

被解釋變量G3為產業結構升級指標，本文采用第三產業增加值與GDP的比值來反映產業結構升級。解釋變量的選取方面：(1)IF為互聯網金融變量。因互聯網金融模式主要包括P2P網貸、眾籌、第三方支付平臺，且第三方支付交易量占互聯網金融交易量的比值超過60%，所以本文采用第三方支付交易量作為互聯網金融發展的度量指標。(2)FDI為外商直接投資變量。產業結構升級受實際利用外資額的影響，所以選取實際利用外資額來反映FDI指標。(3)HM為人力資本變量。人力資本的提升是技術進步的源泉，而技術進步是推動產業結構升級的保證。本文選取社會三大產業從業人員數度量HM指標。(4)OPE為貿易開放程度變量。通過對外開放可以優化資源配置，促進產業結構升級。本文選取進出口總額與GDP比值度量OPE指標。

由于互聯網金融數據年限少，本文選取2010～2015年季度數據作為基礎，數據主要來源于199IT互聯網數據、速途研究院以及《中國統計年鑒》，分析軟件為Eviews8.0版。此外，為避免數據中存在異方差，使數據更具有可比性，對所選的指標進行對數處理，取對數后變量相應變為LnG3、LnIF、LnFDI、LnHM、LnOPE。

2.2變量平穩性檢驗

利用時間序列作回歸時，必須檢驗數據的平穩性，如果使用不平穩的數據作回歸將導致“偽回歸”現象，為此，本文采用ADF檢驗方法檢驗各變量的平穩性，檢驗結果見表1：

表1　各變量平穩性檢驗結果

從表1可知，LnG3、LnIF、LnFDI、LnHM、LnOPE這些變量值都大于1%、5%、10%臨界值，表明各變量都屬于非平穩的時間序列。分別對每個變量取一階差分，DLnG3、DLnIF、DLnFDI、DLnHM、DLnOPE的檢驗統計值在各個顯著性水平下都是平穩的，表明這些變量均為一階單整。

2.3協整檢驗

根據上述單位根檢驗結果可知，原序列屬于非平穩的時間序列，在進行一階差分后變成平穩的時間序列，表明各變量之間可能存在長期均衡關系。為此，采用Johansen協整檢驗法驗證各變量之間是否存在長期均衡關系。Johansen協整檢驗是借助VAR模型為基礎的進行多變量協整檢驗的方法，首先通過LR、FPE、AIC、SC和HQ原則確定最優滯后期為2(表2)。

表2　滯后期階數確定

其次，在確定最優滯后階數后，采用Johansen協整檢驗來估計各變量之間是否存在長期均衡關系，根據表3的檢驗結果可知，在原假設為存在零個協整關系情況下，該假設的統計量為127.2389大于5%的臨界值99.81889，因此拒絕原假設，說明至少存在一個協整關系，即各變量之間存在長期均衡關系。

表3　各變量Johansen協整關系檢驗結果

2.4格蘭杰因果關系檢驗

盡管通過上述Johansen協整檢驗證明了各變量之間是存在長期均衡關系，但并不能說明被解釋變量與解釋變量是否存在因果關系，因此，本文運用Granger因果檢驗方法做進一步的檢驗。因主要是驗證解釋變量是否引起被解釋變量的變動，為此，只做單向因果關系檢驗(表4)。

表4　格蘭杰因果檢驗結果

從表4可知，在顯著水平為10%，滯后期為1時，IF、FDI、HM不是產業結構轉型升級的假設是被拒絕的，表明互聯網金融、外商直接投資、人力資本是引起產業結構轉型升級的主要原因。通過進一步格蘭杰因果檢驗，發現IF和FDI在任何一個滯后期階段不是產業轉型結構升級的假設是被拒絕的(表中以滯后期為5為例)，說明互聯網金融和FDI能夠推動產業轉型升級，且不受滯后期的影響。從滯后期為3時，人力資本不是產業結構轉型升級的假設被接受，表明人力資本對產業結構轉型升級的影響有限。對外貿易不是產業結構轉型升級的假設在任何一個滯后期階段都是被接受的，說明對外貿易對產業結構轉型升級不顯著。

2.5基于VAR模型的脈沖響應函數分析

依據VAR模型，建立脈沖響應模型。通過脈沖響應函數可以描述每個內生變量的變動或沖擊對其本身及其他所有內生變量當前和未來產生的影響，進而反映變量之間的長期動態響應關系(如圖2～5)。其中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位：季度)，縱軸表示G3分別對IF、FDI的響應程度；IF對G3以及FDI對IF的響應程度，虛線部分代表2個標準置信區間，實線部分代表一個單位脈沖沖擊的脈沖響應函數的時間路徑。

圖2　

圖3　

圖4　

圖5　

圖2表示IF對G3實施沖擊后，G3的響應函數時間路徑。1～4期第三方支付規模的發展對產業結構轉型升級產生負的沖擊，從第4期開始影響一直為正，在第7期時這種影響達到最大值，此后該影響趨于穩定。綜上所述，在剛開始的4個季度，互聯網金融規模的不斷擴大抑制了產業結構轉型升級，二者互為相反的作用。出現這種情況是因為以前的產業結構存在不合理，在短暫的時間內還無法適應互聯網金融帶來的沖擊。但隨著互聯網金融不斷地發展，使得產業結構一直向正的方向發展，說明互聯網金融發展帶來的技術創新、資金融通的便利、銷售渠道效益及效率地提高推動了產業結構轉型升級。因此，互聯網金融的發展能顯著地促進第三產業的發展。從圖3可知，在1～3期產業結構發展對互聯網金融發展產生負的沖擊，說明產業結構的不合理在一定程度上也阻礙了互聯網金融的發展。但隨著產業結構不斷地合理化卻能持續地支持互聯網金融的發展，從經濟層面角度考慮，說明實體經濟的的發展能夠推動虛擬經濟的發展。

圖4表示FDI對G3實施沖擊后，G3的響應函數時間路徑。從第1期上升到第4期下降到第6期后趨于穩定，說明FDI的增加使得G3在各個時期都能增長，其增長的趨勢為先上升后下降最終趨于穩定，長期觀察為正，表明FDI對產業結構轉型升級的影響存在長期正效應，主要是因為通過FDI提供的資本供給、技術外溢等方式推動了產業結構轉型升級。一方面外商的直接投資彌補了發展過程中資金不足的缺陷，促進了產業結構轉型升級。另一方面通過引進外資可以為中國的技術發展提供良好的示范效應。伴隨著先進的管理理念及技術的引進，中國各地區通過模仿、學習和創新的方式發展技術、提高勞動生產率，進而引導產業結構轉型升級。

圖5表示IF對FDI實施沖擊后，FDI的響應函數時間路徑。從第1期上升到第2期并達到最大值，下降到第5期后穩定波動，說明IF發展能引起后面各期FDI的增加，呈現出先上升后下降并小幅度波動的趨勢，長期觀察為正效應，表明互聯網金融的發展對外商直接投資的影響存在長期正效應，主要是因為互聯網金融的發展提供了一個更健全的金融市場進而有力地吸引了外商直接投資。在互聯網金融模式下，資金供求雙方可以超越時間與地域的局限使得資金供給方覆蓋面更廣進而增加外商直接投資的規模。同時，資金供求雙方通過開放透明的網絡平臺可以削弱信息的不對稱進而降低交易成本加大了外商直接投資力度。互聯網金融模式使得業務操作流程更快、更標準化從而真正地實現了效率、效益地提高，進而方便快捷地引進外商直接投資。

3結論與政策建議

本文基于中國2010～2015年季度數據，通過構建VAR模型實證分析互聯網金融發展、FDI與產業結構轉型升級的關系，實證研究結論如下：

互聯網金融發展、FDI與產業結構轉型升級之間存在長期穩定的均衡關系。格蘭杰因果檢驗結果表明，互聯網金融、FDI、人力資本是影響中國產業結構轉型升級的重要因素，其中互聯網金融、FDI不受滯后期的影響，而人力資本滯后期越長作用越弱。貿易開放度不是產業結構轉型升級的格蘭杰原因，表明對外貿易的發展不能導致產業結構轉型升級；根據脈沖響應函數分析的結果，在短期內，G3對IF、IF對G3的脈沖響應都是負響應，說明互聯網金融的發展抑制產業結構轉型升級、產業結構的不合理化也阻礙了互聯網金融的發展，但從長期來看，G3對IF、IF對G3的脈沖響應都是正響應，即互聯網金融的發展可以推動產業結構轉型升級且產業結構的合理化也能支持互聯網金融的發展；G3對FDI的脈沖響應整體上都是正響應，說明FDI規模擴大會促進產業結構轉型；此外，研究還發現FDI對IF的脈沖響應整體上都是正響應，說明互聯網金融的發展對FDI產生積極的促進作用。

針對上述研究結論，提出以下促進互聯網金融發展、外商直接投資以推動產業結構轉型升級的建議。

3.1拓展與互聯網金融相關的新興信息服務業

隨著人口城鎮化的快速推進，人均消費水平的提高，人們越來越依賴生產性服務業。在信息化的時代里，各種行業的新模式、新業態快速崛起。例如，微商代購模式，這種經營模式不僅審核條件寬松、審核手續方便快捷，而且在一定程度上降低了經營成本，比如房屋租賃成本、存貨存儲成本等，為此，既為中間商創造了利潤空間又給消費者帶來極大的方便，可見，生產性服務業的未來前景是美好的。因此，信息化的優勢不僅可以降低行業成本，還能創造多種經營模式、引領多個行業發展，從而將高端服務元素融入到運輸業、制造業、消費領域中，帶動這些產業轉型升級。同時，信息化進程加快使得與信息相關的基礎設施快速發展，必然會加大研發與創新的投資力度、培育并引進更多高端人才，進而促進了第三產業的發展，推動產業轉型升級。

3.2大力支持產業技術創新發展

互聯網革命在各個產業領域迅速崛起，以往的工業思想和管理模式已經無法適應互聯網思維。互聯網已發展到重塑產業生態鏈及價值創造階段，成為撬動傳統產業結構轉型升級的關鍵支撐點。我們應抓住“互聯網+”機遇，發揮互聯網金融融資優勢，為加大高新技術投資規模提供廣泛便利的融資渠道，努力提高資金使用率及產業升級效率。

3.3結合互聯網金融平臺與政策導向，積極引進并規劃FDI格局

互聯網金融發展帶來的融資渠道多樣化、便利化為積極引進外資奠定了良好的基礎。依托互聯網金融平臺，加大力度引進FDI，但不能一味追求量變而忽視FDI的質量，即在加大外資投資力度的同時還要規劃FDI的格局。我國產業結構升級最終是體現在第三產業的比重增加，為此，政府應制定合理有效的引資政策，應著重將引進的外資流向技術含量較高的第三產業。

3.4建立風險控制機制，引導互聯網金融健康發展

互聯網金融最開始以第三方支付中“余額寶”的形式聚集資金，現在還包括眾籌、P2P網貸等形式。聚集的資金在各產業之間進行分配，效益高、成長快、技術高的產業需求的資金更多，而效益低、技術落后的產業因得不到資金的支持將被淘汰，促使產業結構轉型升級。因互聯網金融是通過集聚資金和信用擴張的方式為產業結構轉型升級提供資金支持，為此，互聯網金融也面臨著信息安全風險、信用風險等，比如2015年P2P出現跑路潮的現象，所以，應建立風險控制機制。一方面建立各行業社會信用體系，互聯網金融公司應納入到人民銀行征信系統，使得各企業之間信用共享，提高全社會的整體誠信意識。另一方面可以成立專門的互聯網金融風投公司，主要職能是為產業結構調整提供資金籌劃服務，制定互聯網金融規范措施等，進而引導互聯網金融健康發展。

參考文獻

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(責任編輯：王平)

收稿日期：2016—04—07

基金項目：國家社會科學基金項目(項目編號：11BJY045)；江西省高校人文社會科學項目(項目編號：JJ1238)；研究生創新課題項目。

作者簡介：彭繼增，南昌大學經濟管理學院教授，博士，碩士生導師。研究方向：流通經濟學及國際經濟學。鄧梨紅，通訊作者，南昌大學經濟管理學院碩士研究生。研究方向：世界經濟。方仙美，通訊作者，南昌大學經濟管理學院碩士研究生。研究方向：產業經濟學。

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．07．001

〔中圖分類號〕F721

〔文獻標識碼〕A

“Internet+Finance”，FDI and Industrial Restructuring and Upgrading——An Empirical Study Based on Chinese Data

Peng JizengDeng LihongFang Xianmei

(Nanchang University，Nanchang 330031，China)

〔Abstract〕In this paper,empirical study of internet financial,FDI to the transformation and upgrading of the industrial structure by using the National 2010-2015 Quarterly Data.There are Johansen cointegration test,impulse response function and other quantitative methods of empirical analysis through the establishment of VAR model.The empirical results show that:there is a long-term equilibrium relationship between the financial development of the internet,FDI and the transformation and upgrading of the industrial structure;initially,there exists the role of mutual exclusion between internet presence of financial and industrial restructuring and upgrading,but in the long term,the development of internet banking plays a significant role in promoting the upgrading of industrial structure transformation;at the same time,industrial restructuring and upgrading have a supporting role for the internet financial development;FDI has been having a positive effect on industrial restructuring and upgrading;in addition,the study also find that internet financial development also has a positive effect on FDI.Finally,this paper presents empirical results based on the internet to promote financial development,FDI investment policy recommendations to promote the transformation and upgrading of the industrial structure.

〔Key words〕internet financial;FDI;industrial restructuring and upgrading;VAR