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。