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        金融集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效應研究

        2021-05-21 05:30:04田萌萌
        北方經(jīng)貿(mào) 2021年4期
        關鍵詞:金融水平影響

        田萌萌

        (新疆財經(jīng)大學金融學院,烏魯木齊830012)

        一、引言

        如今,中國經(jīng)濟的增長方式正邁向高質(zhì)量發(fā)展階段,產(chǎn)業(yè)結構作為保障經(jīng)濟創(chuàng)新發(fā)展的基石,如何調(diào)整其優(yōu)化升級,成為了中國經(jīng)濟發(fā)展亟待解決的問題。金融集聚現(xiàn)象有力推動著金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,促進著產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整與轉型升級,是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關鍵動力。鑒于此,現(xiàn)從金融集聚的視角出發(fā),考察金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構升級的關聯(lián)程度,具有重要的現(xiàn)實意義。

        基于前人的研究,現(xiàn)重點研究2005-2017 年省際金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構升級的關聯(lián)水平,并加入政府干預程度、對外開放水平、人力資源水平三個控制變量,通過固定效應模型實證研究金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在的關系。

        二、概念界定及理論機制

        (一)產(chǎn)業(yè)結構升級

        根據(jù)國家統(tǒng)計局口徑,我國產(chǎn)業(yè)劃分為第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)。產(chǎn)業(yè)結構指三大產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟結構中的占比及相互關系。產(chǎn)業(yè)結構升級指國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)逐次向第二、第三產(chǎn)業(yè)過渡的過程,也指產(chǎn)業(yè)結構由低端產(chǎn)業(yè)逐漸向高端產(chǎn)業(yè)轉移的過程。

        (二)金融集聚

        金融集聚指在一定的區(qū)域范圍內(nèi),金融產(chǎn)業(yè)在空間上形成一定的規(guī)模,且密集程度不斷提高,顯著高于周邊地區(qū)的現(xiàn)象。

        (三)理論機制

        金融集聚可從以下三方面作用于產(chǎn)業(yè)結構升級。首先,金融集聚最大的特點就是使金融資源在區(qū)域內(nèi)形成集聚現(xiàn)象,即通過大量吸收該區(qū)域內(nèi)的閑散資金,形成資本積累。從而有效地提升資本的流動性以及配置效率。其次,金融集聚能夠有效引導資本流向,即通過投資技術密集型產(chǎn)業(yè),使資本從低水平產(chǎn)業(yè)流向高水平產(chǎn)業(yè),進一步引導其他社會資源向高水平產(chǎn)業(yè)流動。最后,金融集聚能有效防范風險,即依托高效的信息收集和低價的交易成本優(yōu)勢,進行風險識別,引導資金流向更具有發(fā)展?jié)摿Φ漠a(chǎn)業(yè),更大程度地降低,甚至規(guī)避投資風險,提升投資效率,從而保障區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整及轉型升級。

        三、實證分析

        (一)變量及模型設定

        1.被解釋變量。產(chǎn)業(yè)結構升級作為被解釋變量,以IND 來表示。該指標的具體測量公式為IND=(Q1,t*1+Q2,t*2+Q3,t*3)/GDPt/3。其中,Q1,t、Q2,t、Q3,t代表省際第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)在t 時期的增加值;GDPt代表t 時期省際生產(chǎn)總值。

        2.解釋變量。金融集聚作為解釋變量,以LQ 來表示?,F(xiàn)采用省際金融業(yè)增加值占省際GDP 的比重,比上同期全國金融業(yè)增加值占全國GDP 的比重來衡量各省份金融集聚水平。

        3.控制變量。根據(jù)已有文獻研究,除金融集聚對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生影響外,還有許多其他因素也作用于產(chǎn)業(yè)結構升級。為使實證分析更具說服力,現(xiàn)加入政府干預程度、對外開放水平、人力資源水平三個控制變量。各變量的定義及具體測算方法見表1。

        表1 指標定義與測度方法

        4.模型設定。根據(jù)此研究目的,采用多元線性回歸模型來進行實證研究。此外,為了降低異方差對實證分析的影響,現(xiàn)對所有變量均進行對數(shù)化處理,最后模型的表達式如下。

        其中,INDit為i 省份在t 時期的產(chǎn)業(yè)結構升級水平,同理LQit、GOVit、FDIit、HCit分別為i 省份在t時期的金融集聚水平、政府干預程度、對外開放水平、人力資源水平,為隨機擾動項。

        (二)實證分析

        1.數(shù)據(jù)來源。考慮到數(shù)據(jù)的一致性,剔除數(shù)據(jù)缺失較多的年份后,現(xiàn)收集了2005-2017 年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析,數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)以及WIND 數(shù)據(jù)庫,樣本為中國三十個省份(直轄市或者自治區(qū))(西藏除外)。

        2.單位根檢驗。鑒于直接對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象,因此首先需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗,單位根檢驗是最常用的方法。采用LLC 與IPS 兩種檢驗方法,利用stata15.1 軟件對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表2 所示,lnIND、lnLQ、lnGOV、lnFDI、lnHC 均為非平穩(wěn)序列。但一階差分后的所有變量在1%的顯著水平下均拒絕原假設,表明上述變量均通過了平穩(wěn)性檢驗。

        表2 單位根檢驗結果

        3.協(xié)整檢驗。對于非平穩(wěn)序列,它們的線性組合也許是平穩(wěn)序列,這類線性組合就被稱為協(xié)整方程,以此證明變量間是否存在協(xié)整關系——一種長期穩(wěn)定的關系。目前針對面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法有Kao、Pedroni、Westerlund 三種?,F(xiàn)選擇Kao、Pedroni兩種檢驗方法,檢驗結果如表3 所示,變量在10%的顯著性水平下通過了Kao 檢驗。Pedroni 檢驗下Modified Phillips-Perron t、Phillips-Perron t、Augmented Dickey-Fuller t 的P 值均為0.0000,說明在1%的顯著性水平下,變量通過了Pedroni 檢驗。綜上,說明各變量間存在長期協(xié)整關系。

        表3 協(xié)整檢驗結果

        4.模型檢驗。多元新型回歸模型有不同的表達形式,當面板數(shù)據(jù)中的時間序列維度小于截面維度時,不同形式的模型得到的結果會存在差異。因此,現(xiàn)采用學術界常用的Hausman 檢驗方法來確定回歸模型的形式,該檢驗方法的原假設為個體效應與解釋變量不相關,若接受原假設,則選擇隨機效應模型。反之,選擇固定效應模型?,F(xiàn)利用stata15.1 軟件進行Hausman 檢驗,檢驗結果如表4 所示,P 值為0.0000,表明拒絕隨機效應模型,現(xiàn)更適合采用固定效應模型進行分析。

        表4 Hausman 檢驗結果

        5.實證結果。經(jīng)過上述模型檢驗,現(xiàn)選擇固定效應模型進行實證分析。同樣,利用stata15.1 軟件進行回歸分析,結果如表5 所示。根據(jù)表5 可知,隨著變量的增加,模型的擬合效果越來越好,直至模型(4),R^2 值達到0.6788,模型擬合效果達最優(yōu)。根據(jù)模型(4)的結果,金融集聚水平、政府干預程度、對外開放水平以及人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級均有促進作用,系數(shù)分別為0.0477、0.0608、0.0078、0.0104,具體分析如下。一是金融集聚水平。模型(1)-(4)的回歸結果表明,金融集聚水平對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著影響,且表現(xiàn)為促進產(chǎn)業(yè)結構升級。根據(jù)模型(4)可知,金融集聚每變動1%,產(chǎn)業(yè)結構升級同方向變動0.0477%,以此說明,金融集聚的確可以通過提升資金流動性以及資源配置效率、引導資金流向等途徑推動該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構升級進程。二是政府干預程度。模型(2)-(4)的回歸結果表明,政府干預程度對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響最強,且表現(xiàn)為正向的促進作用。根據(jù)模型(4)可知,政府干預程度每變動1%,產(chǎn)業(yè)結構升級同方向變動0.0608%,以此說明,政府對產(chǎn)業(yè)的金融支持及相關政策是促進產(chǎn)業(yè)結構升級最大的動力。三是對外開放水平。模型(3)、(4)的回歸結果顯示,對外開放水平對產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用,但影響較小。對外開放水平每變動1%,產(chǎn)業(yè)結構升級僅變動0.0078%,但足以說明對外開放程度越高的地區(qū),產(chǎn)業(yè)結構升級水平也越高。四是人力資源水平。模型(4)的回歸結果顯示,人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用,但結果僅在10%的顯著水平下顯著,表明人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響較顯著,人力資源水平每變動1%,產(chǎn)業(yè)結構升級同方向變動0.0104%,說明人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級具有一定的影響,但這種影響有限。

        表5 固定效應模型

        四、結論與建議

        現(xiàn)基于2005-2017 年的省際面板數(shù)據(jù),通過固定效應模型進行金融集聚影響產(chǎn)業(yè)結構升級的實證研究,得到以下研究結論。金融集聚水平能明顯促進產(chǎn)業(yè)結構升級進程;政府干預程度對產(chǎn)業(yè)結構升級也具有正向影響,且影響程度最大;對外開放程度對產(chǎn)業(yè)結構結構升級也具有正向影響,但影響較小;人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響僅在10%的顯著水平下顯著,表明作用效果有限。

        根據(jù)上述實證研究得到的結論,給出以下建議。一是金融集聚層面,實證結果證實了金融集聚水平能有效促進產(chǎn)業(yè)結構升級,因此,政府應進一步引導金融產(chǎn)業(yè)的整合發(fā)展,加快區(qū)域性金融中心構建,為金融集聚發(fā)揮作用營造良好的金融環(huán)境。二是政府干預層面,實證結果顯示政府干預是影響產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素,因此,政府應充分利用“有形的手”來調(diào)節(jié)經(jīng)濟,引導資金流向,支持新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展,從而助推產(chǎn)業(yè)結構升級。三是對外開放層面,實證結果顯示對外開放對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響較弱,分析原因可能是國內(nèi)的外商投資多針對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),而對于高技術的新興產(chǎn)業(yè)投資力度有限,導致其對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用有限。因此,應引導外商投資向新興產(chǎn)業(yè)轉移,加大對高技術、高附加值產(chǎn)業(yè)的投資力度。四是人力資源層面,人力資源是經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力,現(xiàn)研究結果也顯示人力資源水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響較顯著,究其原因,人力資源水平在各省份間存在較大差異,尤其東部地區(qū)與西部地區(qū)差異明顯。因此,要持續(xù)加大對人才培養(yǎng)的投入,逐步縮小各省份間的差距,不僅要加強國內(nèi)人才培養(yǎng),還可以通過吸引國外的高素質(zhì)人才,共同助推產(chǎn)業(yè)結構升級。

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