金融發展、FDI與區域產業結構優化路徑探析

摘 要：新時代背景下，陜西省要推動經濟高質量發展邁出更大步伐。要實現經濟高質量發展，就要推動產業結構升級。本文結合陜西省1989—2020年數據，以金融發展、FDI與人力資本等變量構建VAR模型，進行實證分析。分析得出：金融發展、FDI與人力資本有助于推動陜西省產業結構升級，實現經濟高質量發展；同時，由于陜西省金融發展水平不高，還不足以充分發揮FDI溢出效應對產業結構的優化作用。

關鍵詞：陜西省；金融；FDI；產業結構升級；高質量發展

一、引言

當前，我國經濟發展進入新時代，發展任務變為促進產業結構升級，實現經濟高質量發展。在此之前，我國積極推動外商直接投資、國際產業以及國內產業向中西部地區轉移，加大對中西部地區的要素投入，推動中西部地區在發展過程中接軌國際，助力地區產業升級。近些年來，學術界也對這一問題表現出濃厚興趣，研究主要集中在以下幾個方面：一是發達金融發展水平影響FDI溢出效應，從而影響產業結構升級。謝漢立（2011）指出，FDI對東道國產業升級的影響，主要是通過資本積累和技術供給實現，金融市場的發展水平則對資本積累起關鍵性作用，金融發展水平的高級化，促使FDI技術溢出效應達成。二是金融發展與FDI及其交互作用是否能夠對產業結構升級產生影響。嚴武（2013）等對廣東省經驗數據進行了研究，發現金融發展對廣東省產業結構優化作用明顯，而FDI溢出效應作用較小。三是金融發展、FDI影響產業結構升級。張林（2016）運用錢納里“標準結構”產業結構模型，發現金融規模、金融效率和FDI能夠促進產業結構升級。當前，對于金融發展、FDI以及產業結構優化的相關關系，國內學者的研究主要集中在金融發展水平影響FDI溢出效應，進一步影響產業結構上，對金融發展水平還是FDI溢出效應影響產業結構升級，目前還沒有定論。當前國內研究主要以全國層面為主，省域研究則較少。我國有效推進西部大開發戰略，陜西省金融發展水平、FDI對產業結構優化作用如何？它們之間的作用機制是什么？通過這一問題的研究，將有利于陜西省進一步推進金融供給側改革，優化FDI渠道作用，促進產業升級，對于實現“十四五”經濟高質量發展具有重要意義。

二、金融發展、FDI與產業結構優化的實證分析

1.研究設計：模型設定、變量界定和數據說明

產業結構升級的核心是要素的配置問題。簡而言之，就是物資資本、人力資本以及技術在產業結構中的合理化應用。首先，物資資本主要是內部投資和外部投資，本文以金融發展作為內部投資，以FDI作為外部投資。其次，資金和勞動力會對產業結構調整產生決定性作用。根據內生增長模型，技術進步可以通過人力資本的量的變化反映出來，而FDI的技術溢出效應也可以基于這一形式予以體現。因此，本文基于金融發展、FDI以及人力資本變量出發，對陜西省產業結構優化進行實證研究。

綜上，模型設定為：

式中Yt=（y1t， y2t，…，yNt），t=1，2，3，…， T." T為N*階時序因變量列向量。

2.數據和變量說明

本文選取1989—2020年為樣本期，涉及的所有數據均來源于《陜西統計年鑒》，分析軟件采用EViews10.0。Y為產業結構優化，FIN為金融發展水平，FDI為外商直接投資，HM為從業人數。

三、實證分析

1.單位根檢驗

ADF檢驗用來檢驗數據的平穩性，對于不平穩的數據進行差分處理。假設H0：該實際序列存在單位根。檢驗結果如表1所示：

從ADF檢驗結果可知，原時間序列FIN、Y、LnHM和LnFDI是不平穩的，不能拒絕原假設。所以，對原序列進行一階差分處理，結果顯示，FIN、Y、LnHM和LnFDI的一階差分結果均有高于99%的把握拒絕原假設，此時序列平穩。故這四個變量的時間序列是一階單整時間序列。

2.協整檢驗和滯后階數選擇

接下來，確定最佳滯后階數。

由表2可知，當滯后期為1時模型最優，效果最好，將模型滯后階數定為1階，模型記為VAR（1）。

經過ADF單位根檢驗，進行滯后階數選擇。接下來，只需要通過協整檢驗，就可以防止“偽回歸”。本文采用Johansen協整檢驗法，對產業結構優化、金融發展、人力資本和FDI進行協整檢驗，結果見表3：

如表3所示，跡統計量54.964＞5%臨界值47.85613。此時，認為變量之間存在1個協整關系，且是長期協整關系。

3.VAR模型估計及回歸分析

在ADF單位根檢驗、Johansen協整檢驗的基礎上，對陜西省產業結構優化度、金融發展水平等建立多元線性回歸模型，進行多元線性回歸分析。本文以產業結構優化度為因變量，借助科克倫-奧科特（Cochrane-Orcutt）迭代估計法，ρ經過6次迭代后，消除自相關，回歸結果如下：

將以上結果寫成方程的形式是：

Y=0.22718+0.412202FIN+0.009613LnFDI+0.010337LnHM+0.746776AR（1）

在顯著性α=0.05水平下，du=1.24lt;DW=1.480018lt;4-du=2.519982，說明含有AR（1） 的回歸結果不存在自相關關系，調整后的R2=0.861944，F值32.46587，表明模型的解釋能力較強。結果表明，金融發展、FDI和人力資本因素對陜西省產業結構合理化具有正向效應，當陜西省產業結構合理化率每提升1%時，金融發展提升0.41個百分點，FDI提升0.01個百分點，人力資本提升0.01個百分點。

4.模型有效性檢驗

為了驗證VAR模型是否存在偽回歸問題，使得模型解釋結果更加準確科學，需對VAR模型進行有效性檢驗。本文通過AR（ρ）模型檢驗，結果如圖1所示。其中最大特征根值為0.995，均在單位圓內，說明模型平穩。

5.脈沖響應分析

本文通過Eviews10.0，對VAR（1） 進行脈沖響應分析，并設定10個追蹤期，得到圖2：

如圖2所示：首先，在Y對FIN的脈沖響應中，FIN對Y在第二期表現為下降，在3—5期開始上升，隨后進入緩慢下降趨勢。表明金融發展對陜西省的產業結構調整優化影響存在長期效應。其次，在Y對LnFDI的脈沖響應中，LnFDI對Y的一個標準差沖擊在當期沒有反應，從第3期開始，進入負值，第5期達到最小-0.74%，之后開始上升。說明外商直接投資對陜西省產業結構優化的影響存在積極影響。這也就說明，在陜西省產業升級過程中，隨著FDI水平的不斷提升，FDI的技術溢出效應將激勵當地企業進步，從而促進陜西省經濟高質量發展。在國家西部大開發戰略支撐下，國內外產業轉移以及要素投入尤其是資金投入，對陜西省傳統產業結構產生了巨大的影響，外部FDI溢出效應明顯。最后，在Y對于LnHM的脈沖響應中，LnHM對Y的一個標準差沖擊當期影響不明顯，從第2期呈現上升趨勢。表明在陜西省產業結構優化進程中，人力資本的促進作用明顯。說明陜西省近些年實行的人才戰略效果顯著，隨著在陜人才的增加，FDI的技術溢出效應更容易被企業吸收，增強了企業的創新能力，而這種創新能力的變現力增強，表現為企業生產能力的提升，這有利于企業優化生產布局，淘汰落后產能，實現勞動密集型向技術密集型的轉變，同時優化了陜西省產業升級的內部環境。

3.方差分解

由圖3可知，金融發展對產業結構優化的貢獻在1—10期總體是上升的，但上升速度緩慢，并有下降的趨勢，陜西省的金融產業與東部發達地區差距較大，還需要進一步增強金融產業發展，提振金融市場，更好地實現金融支持地方經濟增長。人力資本、外商直接投資等促進了陜西省產業結構的優化升級，并且人力資本的增長趨勢顯然要強于外商直接投資。由此說明，近些年來國家實施西部大開發、“一帶一路”建設以及陜西省實施人才引進政策成效顯著，推動了陜西省產業結構的優化升級，有助于陜西省在“十四五”計劃中更進一步推動經濟高質量發展。

四、結語

本文通過VAR模型對1989—2020年陜西省產業結構優化影響因素進行量化研究，得到陜西省金融發展水平、FDI和人力資本等變量與產業結構升級之間存在動態響應規律。

首先，金融發展、FDI溢出效應對陜西省產業結構優化均具有顯著影響，但是各變量對陜西省產業結構優化具有不同影響程度，其中FDI技術溢出效應即人力資本的影響作用較為顯著。從金融發展對陜西省產業結構優化來看，金融發展水平的提升，對陜西省產業結構優化具有長期效應。依據脈沖響應圖分析，陜西省金融發展水平對產業結構優化作用較弱，因此需要進一步推進金融體制改革，發揮好金融支持地方經濟增長的作用。由于金融發展水平不夠發達，直接影響了當地對于FDI溢出效應的吸收。

其次，可以看出FDI、人力資本對陜西省產業結構優化具有積極影響，長期效應顯著。這是因為近些年來國家的西部戰略有力地促進了以陜西為代表的西部省市的發展。但也表明，金融發展水平對FDI溢出效應具有約束作用，金融發展水平越高，越促進金融市場快速發展，越有利于人才的集聚，這將有利于當地企業生產能力升級，完善當地產業結構，激勵經濟高質量發展。

參考文獻：

[1]謝漢立.金融發展與外商直接投資的產業結構優化效應[J].中國金融，2011（10）：78-79.

[2]蔣殿春，王春宇.外商直接投資與中國制造業產業升級[J].南開學報（哲學社會科學版），2020（4）：32-43.

[3]于鳳芹，于千惠，王智明.外商直接投資對產業結構升級的影響研究——基于金融發展水平的門限效應檢驗[J].山東工商學院學報，2021（5）：21-31.

作者簡介：李曉薇（1997.01— ），女，漢族，遼寧沈陽人，碩士研究生，西安外事學院，助教，主要研究方向：企業會計與經濟。