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        自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響效應(yīng)分析

        2017-11-17 05:30:47
        金融經(jīng)濟 2017年20期
        關(guān)鍵詞:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)

        自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響效應(yīng)分析

        廖永泉

        本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型,利用全球10個自貿(mào)的相關(guān)數(shù)據(jù),對自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新影響產(chǎn)業(yè)升級的效應(yīng)進行了實證檢驗。結(jié)果表明,金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的推動作用較為明顯,其中研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)升級促進作用最大,其次是股票交易額,而外資流入額對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響不明顯。

        自貿(mào)區(qū);金融創(chuàng)新;產(chǎn)業(yè)升級;實證分析

        自貿(mào)區(qū)的建設(shè)發(fā)展將有利于我國經(jīng)濟適應(yīng)多變的國際商貿(mào)環(huán)境,促進我國經(jīng)濟發(fā)展,推動產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級。而金融創(chuàng)新作為自貿(mào)區(qū)改革的重中之重,其發(fā)展趨勢起著關(guān)鍵作用。以往學(xué)者中,對自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)升級的影響側(cè)重于理論分析,而相關(guān)的實證分析罕見。本文擬利用全球10個自貿(mào)區(qū)2001年至2015年的相關(guān)數(shù)據(jù),對自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新促進產(chǎn)業(yè)升級的效應(yīng)進行實證分析,以彌補以往研究的不足。

        一、變量選擇

        為研究我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)下的金融創(chuàng)新推動我國產(chǎn)業(yè)升級的路徑、效應(yīng)、風(fēng)險等,由于我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)時間較短,從數(shù)據(jù)的可得性角度出發(fā),本文選取了10個擁有自貿(mào)區(qū)的國家從2001年到2015年的數(shù)據(jù)進行實證分析。

        產(chǎn)業(yè)升級主要是第一、第二產(chǎn)業(yè)逐漸向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化的過程。本文從數(shù)據(jù)的可獲得性角度出發(fā),將選取高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值占制造業(yè)增加值的比重(HI)作為被解釋變量,在因變量方面,本文采用自貿(mào)區(qū)建設(shè)背景下,與金融創(chuàng)新有關(guān)的金融因素數(shù)據(jù),結(jié)合數(shù)據(jù)可獲得性因素,將股票交易額(ST)、研發(fā)投融資(RD)和外資流入額(FDI)作為解釋變量,實證分析自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新對我國產(chǎn)業(yè)升級的影響效應(yīng)。

        二、數(shù)據(jù)來源和描述

        由于我國自貿(mào)區(qū)成立的時間比世界上其他擁有成熟自貿(mào)區(qū)的國家晚太多,為了研究的準(zhǔn)確性,本文采取十個擁有自貿(mào)區(qū)國家或地區(qū)樣本數(shù)據(jù)進行實證分析,通過對中國上海自由貿(mào)易區(qū)、中國香港自由貿(mào)易區(qū)、新加坡自由貿(mào)易區(qū)、德國漢堡自貿(mào)區(qū)、荷蘭阿姆斯特丹自由貿(mào)易區(qū)、愛爾蘭香農(nóng)自由貿(mào)易區(qū)、美國紐約港自由貿(mào)易區(qū)、智利伊基克自由貿(mào)易區(qū)、比利時安特衛(wèi)普自由貿(mào)易港和韓國仁川自貿(mào)區(qū)在自貿(mào)區(qū)投資開放的背景下對產(chǎn)業(yè)升級影響效應(yīng)進行分析。

        高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占制造業(yè)比重(HI):高新科技產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)來源于世界銀行,制造業(yè)數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫。

        股票交易額(ST):采用股票交易額除以GDP來衡量,數(shù)據(jù)均來源于世界銀行。

        研發(fā)投融資(RD):采用研發(fā)投入額除以GDP來衡量,數(shù)據(jù)均來源于世界銀行。

        外資流入額(FDI):采用外資流入額除以信貸總額數(shù)據(jù)來衡量,其中信貸總額數(shù)據(jù)來源于世界銀行,外資流入額數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國數(shù)據(jù)庫。

        三、模型的構(gòu)建和實證檢驗

        本文關(guān)于中國自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)升級的影響及效應(yīng)分析,采用了2001-2015年的數(shù)據(jù),形成面板數(shù)據(jù)模型。

        首先,確定模型效應(yīng),建立隨機效應(yīng)回歸模型為:

        Yit=β0+βXit+uit

        i=1,2……m;t=1,2……n

        Y表示被解釋變量,i表示截面單元,t表示時間序列,β0為常數(shù)項,X為解釋變量,β為參數(shù),u為隨機誤差項,且與X不相關(guān)。

        模型效應(yīng),分為固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)兩種。為了確定采用何種模型,需對數(shù)據(jù)進行豪斯曼檢驗,其結(jié)果如下:

        表1 豪斯曼檢驗結(jié)果

        從結(jié)果可以看出,模型的P值0.0658,大于臨界值0.05,因此接受原假設(shè),應(yīng)建立隨機效應(yīng)模型。

        其次,確定模型形式。根據(jù)變系數(shù)、變截距和不變參數(shù)三種模型形式的選擇方法及統(tǒng)計量F1、F2的計算,可以確定模型的形式。

        通過Eviews6.0估計,得出:在HI模型中,殘差平方和分別為:S1=0.134883,S2=0.198712,S3=1.234488,N=10,T=15,K=3,F(xiàn)1=0.134883~F(27,110),F(xiàn)2=21.4130562~(36,110)。在給定5%的顯著性水平下,查表可知F1臨界值≈1.56,F(xiàn)2臨界值≈1.54。由于F1、F2都大于其臨界值,因此,應(yīng)該采用變系數(shù)模型的形式。綜合考慮選擇變系數(shù)隨機效應(yīng)模型。

        根據(jù)上文分析和綜合擬合模型的篩選,現(xiàn)本文設(shè)立如下面板數(shù)據(jù)模型來分析產(chǎn)業(yè)升級與各影響因素的關(guān)系,具體模型如下:

        HIit=β0+β1STit+β2RDit+β3FDIit+uit

        (i=1,2……10;t=1,2……15)

        其中,HIit為被解釋變量,分別表示i國家或地區(qū)在t年份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合指數(shù),β是k×1階回歸系數(shù)列向量。其中ST、RD、FDI分別表示t年i國家或地區(qū)由于自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新所帶來的股票交易總額、金融創(chuàng)新推動的研發(fā)投融資以及外資流入額。用uit表示隨機擾動項,滿足零均值和同方差等經(jīng)典假設(shè)。股票交易總額、金融創(chuàng)新推動的研發(fā)投融資以及外資流入額對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)的影響可以由系數(shù)反映,如果估計的系數(shù)顯著且大于零,則該自變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)有積極影響;如果估計的系數(shù)顯著且小于零,則該自變量阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展;如果估計的系數(shù)不顯著,表明它們對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)無明顯影響。

        四、實證結(jié)果分析

        通過Eviews6.0進行擬合分析得到如下結(jié)果:

        表2 變系數(shù)隨機效應(yīng)模型檢驗結(jié)果

        由表2可知,R-squared值為0.946327,修正樣本可決定系數(shù)Adjusted R-squared為0.927297,這表明模型擬合優(yōu)度較好,P值為0,表明各解釋變量對自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的影響在1%水平下顯著。D-W值為1.393613,大于1,這說明模型中的各解釋變量不存在自相關(guān)性。

        為了揭示各因素的影響方向與影響強度,需進行不變系數(shù)固定效應(yīng)模型檢驗,其結(jié)果如下:

        表3 各參數(shù)估計結(jié)果

        由表3可知,各解釋變量對產(chǎn)業(yè)升級影響的參數(shù)估計值分別為0.034644、0.078215、-0.032468。這說明股票交易額占國民生產(chǎn)總值的比重(ST)和研發(fā)投入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值(RD)與被解釋變量成正相關(guān)關(guān)系,而外資流入額占信貸總額的比重(FDI)與被解釋變量成負(fù)相關(guān)關(guān)系。其中,研發(fā)投入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值(RD)對產(chǎn)業(yè)升級促進作用最大,然后是股票交易額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值(ST)。每提高一單位ST可導(dǎo)致高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占制造業(yè)比重(HI)增加0.095967個單位;研發(fā)投入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值(RD)每增加一個單位會增加0.023518個單位的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占制造業(yè)比重(HI)。但是,外資流入額占信貸總額的比重(FDI)與被解釋變量成負(fù)相關(guān),每增加一單位外資流入額占信貸總額的比重(FDI)會引起被解釋變量減少0.039852個單位。

        外資流入額占信貸總額的比重(FDI)與被解釋變量成負(fù)相關(guān),與前假設(shè)相矛盾,導(dǎo)致此結(jié)果有如下可能,一是除中國外,其他自貿(mào)區(qū)建設(shè)都比較早,自貿(mào)區(qū)建設(shè)下的金融創(chuàng)新帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)已逐漸減弱。二是由于影響因素數(shù)據(jù)可獲得性有限,影響了模型的整體效應(yīng)。

        五、政策建議

        (1)在自貿(mào)區(qū)建設(shè)背景下,有效的金融制度和金融機制創(chuàng)新,可以降低企業(yè)融資的交易成本[1],充分發(fā)揮證券市場的融資作用,大力推動高新技術(shù)企業(yè)上市融資,加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。自貿(mào)區(qū)金融創(chuàng)新應(yīng)首先對創(chuàng)新機制進行完善,才能為區(qū)內(nèi)金融創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)升級提供機制保障。通過完善金融創(chuàng)新機制,煥發(fā)區(qū)內(nèi)金融市場活力,激發(fā)證券市場的融資作用,引導(dǎo)資金流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè),支持高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)上市融資,推動高新技術(shù)企業(yè)的大力發(fā)展,推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[2]。

        (2)完善自貿(mào)區(qū)金融政策體系,充分發(fā)揮金融對科技創(chuàng)新的支持功能,引導(dǎo)企業(yè)將更多資金投入技術(shù)創(chuàng)新及研發(fā)設(shè)計,提高產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量水平,驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級和產(chǎn)業(yè)競爭新優(yōu)勢的形成[3-4]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級離不開良好的金融政策支持。通過自貿(mào)區(qū)金融政策創(chuàng)新,引導(dǎo)資金向科技創(chuàng)新流動,充分發(fā)揮金融支持科技創(chuàng)新作用,大力支持和鼓勵企業(yè)將更多資金投入技術(shù)開發(fā)和產(chǎn)品研發(fā)設(shè)計上,推動技術(shù)進步和產(chǎn)品創(chuàng)新,最終促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

        (湖南涉外經(jīng)濟學(xué)院商學(xué)院,湖南 長沙 410000)

        [1] 王濤生.制度創(chuàng)新影響國際貿(mào)易成本競爭力的內(nèi)在機理研究[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài),2010 (2):42-45.

        [2] 承安;趙昭.產(chǎn)業(yè)升級離不開金融創(chuàng)新[J].國際融資,2016(8).

        [3] 王濤生.中國出口產(chǎn)品質(zhì)量對出口競爭新優(yōu)勢的影響研究[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài),2013(1):80-87.

        [4] 王濤生.中國出口競爭新優(yōu)勢的測度與分析[J].管理世界,2013(2):172-173.

        本文系2015年國家級大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃項目(編號:201512303001)及2015年度湖南省大學(xué)生研究性學(xué)習(xí)和創(chuàng)新性實驗計劃項目(湘教通[2015]84號)的階段性研究成果。

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