金融发展、FDI与区域产业结构优化路径探析

摘 要：新时代背景下，陕西省要推动经济高质量发展迈出更大步伐。要实现经济高质量发展，就要推动产业结构升级。本文结合陕西省1989—2020年数据，以金融发展、FDI与人力资本等变量构建VAR模型，进行实证分析。分析得出：金融发展、FDI与人力资本有助于推动陕西省产业结构升级，实现经济高质量发展；同时，由于陕西省金融发展水平不高，还不足以充分发挥FDI溢出效应对产业结构的优化作用。

关键词：陕西省；金融；FDI；产业结构升级；高质量发展

一、引言

当前，我国经济发展进入新时代，发展任务变为促进产业结构升级，实现经济高质量发展。在此之前，我国积极推动外商直接投资、国际产业以及国内产业向中西部地区转移，加大对中西部地区的要素投入，推动中西部地区在发展过程中接轨国际，助力地区产业升级。近些年来，学术界也对这一问题表现出浓厚兴趣，研究主要集中在以下几个方面：一是发达金融发展水平影响FDI溢出效应，从而影响产业结构升级。谢汉立（2011）指出，FDI对东道国产业升级的影响，主要是通过资本积累和技术供给实现，金融市场的发展水平则对资本积累起关键性作用，金融发展水平的高级化，促使FDI技术溢出效应达成。二是金融发展与FDI及其交互作用是否能够对产业结构升级产生影响。严武（2013）等对广东省经验数据进行了研究，发现金融发展对广东省产业结构优化作用明显，而FDI溢出效应作用较小。三是金融发展、FDI影响产业结构升级。张林（2016）运用钱纳里“标准结构”产业结构模型，发现金融规模、金融效率和FDI能够促进产业结构升级。当前，对于金融发展、FDI以及产业结构优化的相关关系，国内学者的研究主要集中在金融发展水平影响FDI溢出效应，进一步影响产业结构上，对金融发展水平还是FDI溢出效应影响产业结构升级，目前还没有定论。当前国内研究主要以全国层面为主，省域研究则较少。我国有效推进西部大开发战略，陕西省金融发展水平、FDI对产业结构优化作用如何？它们之间的作用机制是什么？通过这一问题的研究，将有利于陕西省进一步推进金融供给侧改革，优化FDI渠道作用，促进产业升级，对于实现“十四五”经济高质量发展具有重要意义。

二、金融发展、FDI与产业结构优化的实证分析

1.研究设计：模型设定、变量界定和数据说明

产业结构升级的核心是要素的配置问题。简而言之，就是物资资本、人力资本以及技术在产业结构中的合理化应用。首先，物资资本主要是内部投资和外部投资，本文以金融发展作为内部投资，以FDI作为外部投资。其次，资金和劳动力会对产业结构调整产生决定性作用。根据内生增长模型，技术进步可以通过人力资本的量的变化反映出来，而FDI的技术溢出效应也可以基于这一形式予以体现。因此，本文基于金融发展、FDI以及人力资本变量出发，对陕西省产业结构优化进行实证研究。

综上，模型设定为：

式中Yt=（y1t， y2t，…，yNt），t=1，2，3，…， T." T为N*阶时序因变量列向量。

2.数据和变量说明

本文选取1989—2020年为样本期，涉及的所有数据均来源于《陕西统计年鉴》，分析软件采用EViews10.0。Y为产业结构优化，FIN为金融发展水平，FDI为外商直接投资，HM为从业人数。

三、实证分析

1.单位根检验

ADF检验用来检验数据的平稳性，对于不平稳的数据进行差分处理。假设H0：该实际序列存在单位根。检验结果如表1所示：

从ADF检验结果可知，原时间序列FIN、Y、LnHM和LnFDI是不平稳的，不能拒绝原假设。所以，对原序列进行一阶差分处理，结果显示，FIN、Y、LnHM和LnFDI的一阶差分结果均有高于99%的把握拒绝原假设，此时序列平稳。故这四个变量的时间序列是一阶单整时间序列。

2.协整检验和滞后阶数选择

接下来，确定最佳滞后阶数。

由表2可知，当滞后期为1时模型最优，效果最好，将模型滞后阶数定为1阶，模型记为VAR（1）。

经过ADF单位根检验，进行滞后阶数选择。接下来，只需要通过协整检验，就可以防止“伪回归”。本文采用Johansen协整检验法，对产业结构优化、金融发展、人力资本和FDI进行协整检验，结果见表3：

如表3所示，迹统计量54.964＞5%临界值47.85613。此时，认为变量之间存在1个协整关系，且是长期协整关系。

3.VAR模型估计及回归分析

在ADF单位根检验、Johansen协整检验的基础上，对陕西省产业结构优化度、金融发展水平等建立多元线性回归模型，进行多元线性回归分析。本文以产业结构优化度为因变量，借助科克伦-奥科特（Cochrane-Orcutt）迭代估计法，ρ经过6次迭代后，消除自相关，回归结果如下：

将以上结果写成方程的形式是：

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

在显著性α=0.05水平下，du=1.24lt;DW=1.480018lt;4-du=2.519982，说明含有AR（1） 的回归结果不存在自相关关系，调整后的R2=0.861944，F值32.46587，表明模型的解释能力较强。结果表明，金融发展、FDI和人力资本因素对陕西省产业结构合理化具有正向效应，当陕西省产业结构合理化率每提升1%时，金融发展提升0.41个百分点，FDI提升0.01个百分点，人力资本提升0.01个百分点。

4.模型有效性检验

为了验证VAR模型是否存在伪回归问题，使得模型解释结果更加准确科学，需对VAR模型进行有效性检验。本文通过AR（ρ）模型检验，结果如图1所示。其中最大特征根值为0.995，均在单位圆内，说明模型平稳。

5.脉冲响应分析

本文通过Eviews10.0，对VAR（1） 进行脉冲响应分析，并设定10个追踪期，得到图2：

如图2所示：首先，在Y对FIN的脉冲响应中，FIN对Y在第二期表现为下降，在3—5期开始上升，随后进入缓慢下降趋势。表明金融发展对陕西省的产业结构调整优化影响存在长期效应。其次，在Y对LnFDI的脉冲响应中，LnFDI对Y的一个标准差冲击在当期没有反应，从第3期开始，进入负值，第5期达到最小-0.74%，之后开始上升。说明外商直接投资对陕西省产业结构优化的影响存在积极影响。这也就说明，在陕西省产业升级过程中，随着FDI水平的不断提升，FDI的技术溢出效应将激励当地企业进步，从而促进陕西省经济高质量发展。在国家西部大开发战略支撑下，国内外产业转移以及要素投入尤其是资金投入，对陕西省传统产业结构产生了巨大的影响，外部FDI溢出效应明显。最后，在Y对于LnHM的脉冲响应中，LnHM对Y的一个标准差冲击当期影响不明显，从第2期呈现上升趋势。表明在陕西省产业结构优化进程中，人力资本的促进作用明显。说明陕西省近些年实行的人才战略效果显著，随着在陕人才的增加，FDI的技术溢出效应更容易被企业吸收，增强了企业的创新能力，而这种创新能力的变现力增强，表现为企业生产能力的提升，这有利于企业优化生产布局，淘汰落后产能，实现劳动密集型向技术密集型的转变，同时优化了陕西省产业升级的内部环境。

3.方差分解

由图3可知，金融发展对产业结构优化的贡献在1—10期总体是上升的，但上升速度缓慢，并有下降的趋势，陕西省的金融产业与东部发达地区差距较大，还需要进一步增强金融产业发展，提振金融市场，更好地实现金融支持地方经济增长。人力资本、外商直接投资等促进了陕西省产业结构的优化升级，并且人力资本的增长趋势显然要强于外商直接投资。由此说明，近些年来国家实施西部大开发、“一带一路”建设以及陕西省实施人才引进政策成效显著，推动了陕西省产业结构的优化升级，有助于陕西省在“十四五”计划中更进一步推动经济高质量发展。

四、结语

本文通过VAR模型对1989—2020年陕西省产业结构优化影响因素进行量化研究，得到陕西省金融发展水平、FDI和人力资本等变量与产业结构升级之间存在动态响应规律。

首先，金融发展、FDI溢出效应对陕西省产业结构优化均具有显著影响，但是各变量对陕西省产业结构优化具有不同影响程度，其中FDI技术溢出效应即人力资本的影响作用较为显著。从金融发展对陕西省产业结构优化来看，金融发展水平的提升，对陕西省产业结构优化具有长期效应。依据脉冲响应图分析，陕西省金融发展水平对产业结构优化作用较弱，因此需要进一步推进金融体制改革，发挥好金融支持地方经济增长的作用。由于金融发展水平不够发达，直接影响了当地对于FDI溢出效应的吸收。

其次，可以看出FDI、人力资本对陕西省产业结构优化具有积极影响，长期效应显著。这是因为近些年来国家的西部战略有力地促进了以陕西为代表的西部省市的发展。但也表明，金融发展水平对FDI溢出效应具有约束作用，金融发展水平越高，越促进金融市场快速发展，越有利于人才的集聚，这将有利于当地企业生产能力升级，完善当地产业结构，激励经济高质量发展。

参考文献：

[1]谢汉立.金融发展与外商直接投资的产业结构优化效应[J].中国金融，2011（10）：78-79.

[2]蒋殿春，王春宇.外商直接投资与中国制造业产业升级[J].南开学报（哲学社会科学版），2020（4）：32-43.

[3]于凤芹，于千惠，王智明.外商直接投资对产业结构升级的影响研究——基于金融发展水平的门限效应检验[J].山东工商学院学报，2021（5）：21-31.

作者简介：李晓薇（1997.01— ），女，汉族，辽宁沈阳人，硕士研究生，西安外事学院，助教，主要研究方向：企业会计与经济。