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金融发展、FDI与产业结构优化的实证研究  文/胡锦娟  【摘要】本文选取中国1983～2013 年经济统计数据，利用VAR 模型、协整分析及脉冲响应等动态研究方法，分析金融发展、外商直接投资对产业结构的影响，结果表明，FDI 有助于中国产业结构优化，金融发展对中国产业结构高级化作用并不显著，金融发展与FDI 没有发挥交互作用，对产业结构影响不大。因此，可以通过深化金融体制改革，建立多层次资本市场，加大产业升级的金融支持力度，来促进产业结构优化。  关键词 金融发展；外商直接投资；产业结构优化  【基金项目】顺德区哲学社会科学规划项目(2015-BZZ2)。  【作者简介】胡锦娟，顺德职业技术学院讲师，硕士，研究方向：金融发展与产业金融。  当前，中国经济发展正处于经济增速换挡期、结构调整阵痛期、前期刺激政策消化期三期叠加阶段，经济发展动力不足，结构矛盾依然突出，调整经济结构、转变经济增长方式是中国经济顺利进入新常态的关键。产业结构优化是经济结构优化的核心，产业转型升级是中国经济跨越中等收入陷阱的基础，而金融发展与FDI是产业结构优化的重要推动力，研究金融发展、FDI与产业结构优化的关系对于中国经济由粗放型增长方式向集约型增长方式演化具有重要的现实意义。  一、研究综述  长期以来，对于金融发展与产业升级、FDI与产业升级的关系研究一直为学术界所关注。  国外学者较早地关注金融发展与产业结构的关系。Patrick(1966) 提出了“供给主导”理论与“需求遵从理论”，认为金融结构与产业结构相互作用，金融结构的转变能够为产业结构升级提供有利的金融环境，产业结构的优化对金融业发展提出新要求，推动金融发展。Goldsmith （1969） 运用数理模型论证了金融发展、产业结构与经济发展的正相关关系。King和Levine（1993） 通过实证研究证明了股票市场的发展有利于劳动生产率的提高和经济增长。Wurgler （2000） 提出资本配置效率测度模型，利用65个国家的数据检验了金融市场的发展有利于提高资本配置效率，促进产业结构升级。在国内，一些学者从理论与实证方面对金融发展与产业升级关系展开了研究。杨胜刚等（2007）和邓光亚等（2010） 通过建立相关的金融深化指标，并对其与经济发展的关系进行实证研究，结果指出中部地区的金融发展虽然有利于促进地区产业结构的优化，但是以国有银行为主的金融部门与实体经济部门之间不存在有效的互动关系，资金的使用未能达到优化配置。申明浩、杨永聪（2012） 实证检验了在全球价值链分工条件下的制造业升级和金融支持之间的关系，认为资本市场的发展对我国第二产业的升级具有显著的促进作用， 而信贷市场的发展和我国第二产业的升级之间仅存在较为微弱的负相关关系。朱玉杰、倪骁然（2014） 研究了以金融相关比、金融规模存量、金融集聚、金融效率衡量的金融规模对产业升级的影响，认为金融相关比的增长显著促进了产业升级，而金融规模存量增长与二、三产业发展水平呈倒U 型关系。蔡曜羽、朱振（2015） 从理论与实证方面论证了金融效率的提升对产业结构合理化具有正向促进作用，同时，长期贷款对产业结构升级的促进作用更有效率。  在对于FDI与产业升级的关系研究上，早在1960 年代，钱纳里提出了“双缺口模型”，指出FDI 的引进和利用有助于弥补储蓄和外汇缺口，推动东道国经济增长和结构转换。1966 年，维农认为外资企业顺应产品生命周期的变化，将成熟产业向低成本国家转移，引起了母国与东道国的产业结构升级。1970 年代中后期，日本小岛清提出了边际产业扩张理论，认为从边际产业开始投资，可以使东道国发挥比较优势，促进东道国产业升级。Lipsey（2000） 认为FDI 流出对日本经济结构特别是产业结构的调整起到了非常重要的作用，Tuan和Ng （2004） 认为，对外直接投资调整了香港制造业的结构，直接影响了产业集聚，并通过集聚间接影响了生产力。  国内学者从不同视角探讨了FDI 与中国产业结构之间的关系。冯春晓（2009） 认为制造业对外直接投资对产业结构的优化作用非常微弱，而制造业出口却阻碍了其产业结构优化。聂爱云、陆长平（2012） 基于空间经济学，从制度约束的视角对FDI影响产业结构调整的机制进行了系统梳理，并进行实证检验，认为FDI增加总体上有利于产业结构优化升级，并且FDI的产业结构调整效应呈边际递减规律。王静（2014） 认为外资进入程度对中国各地区产业结构优化的影响存在显著的市场化门限效应，市场化程度越高，外资进入对产业结构优化升级越具有促进作用。  总体而言，目前学术界对于FDI与产业结构优化及金融发展与产业结构优化的关系分别做了大量研究，但是对于FDI与金融发展的交互关系则较少论及。本文拟对FDI、金融发展与产业结构优化的关系进行实证分析，拓展现有文献，丰富和增进对FDI、金融发展与转型期产业结构调整及机制的理解。  二、金融发展、FDI 与产业结构优化的作用机制  （一） 金融发展与产业结构优化  金融发展通过资金形成机制、资金供给机制和信用催化机制，改变资金供给水平和配置结构，推动产业结构高级化（国晓丽，2011）。资本形成机制是指金融发展通过集聚社会闲散资金，利用金融工具，实现资金跨期限配置，增加生产中资本投入，为企业长期投资提供资本来源，为技术创新与风险投资创造资本供给。资金导向机制是金融系统通过有效的投资项目评估筛选机制引导资金的合理流向，促使金融资源向有效益、有竞争力的行业倾斜，使得这些产业得到资金的有效支撑而较快地发展壮大。由于不同产业对金融资源具有不同的吸引力，产业与金融资源之间相互影响、相互选择，从而产生合力，共同推动产业结构的调整与升级。信用催化机制指金融通过货币乘数效应，扩大社会资本总量，并通过投资增量效应促进产业部门扩张。此外，商业性金融与政策性金融在促进新兴产业成长上发挥重要作用。高风险、高技术的新兴产业在其初创期一般很难吸引到资金投入，风险投资通过风险定价与资本交易制度设计，使得风险与收益对等化，吸引资金投入，政策性金融则通过风险补偿机制吸引资金进入初创期的优质产业。  （二） FDI对产业结构优化的作用机制  FDI对产业结构优化的作用主要体现在增加资本存量与技术外溢上。FDI可以促进东道国资本的形成与聚集，填补资金缺口，带动东道国生产要素存量与生产资源利用，并发挥产业关联效应，通过前向和后向关联带动国内关联企业的壮大。东道国对于FDI的引进一般以产业发展需要为依据，优先选择对经济辐射带动能力强的产业，因而FDI有助于促进东道国产业结构的合理化。与此同时，跨国公司直接投资会带来先进的生产技术与管理方式，培养了一大批技术管理人才，从而对东道国技术引进吸收具有带动作用，并且在引入FDI之后，东道国市场竞争更加激烈，倒逼本土企业加强技术创新。  （三） FDI 和金融发展交互影响对产业结构优化的作用机制  FDI对东道国产业结构优化发挥资金供给效应与技术进步效应的关键在于东道国金融发展水平。一般而言，东道国对于FDI来源会依据本国产业政策进行选择，东道国对于FDI选择的过程就是资源配置的过程，在此过程中，金融系统发挥着重要作用。通过市场竞争机制，使得资金流向边际收益率高的行业，通过信贷倾斜、市场准入限制、差别利率等政策性金融手段，实现政府对FDI的间接调控。此外，FDI关联效应的发挥依赖于东道国金融发展水平。FDI进入带动国内中间品的需求，促使关联企业生产规模扩张，生产工艺更为精湛，这些都需要大量的配套资金投入。  三、金融发展、FDI 与产业升级的实证分析  （一） 模型设定和变量、数据选取  根据“新经济增长理论”，社会产出取决于物质资本、人力资本投入，金融发展与FDI是物质资本的来源，因此，产业发展可以视为金融发展、FDI与人力资本投入的函数。同时，考虑到金融发展与FDI的交互效应，本文构建计量模型如下：  LNIS = C + b1LNFDI + b2FIR + b3 LNFDI × FIR + b4 LNHC + ε  被解释变量LNIS为产业结构优化变量，借鉴柴寿升（2012） 的研究方法，本文采用产业结构高级化指数反映产业结构优化， 令IS = X1 + 2X2 + 3X3  其中，X1、X2、X3分别表示一、二、三产业在GDP中的比例，解释变量FDI为对外直接投资，用年度实际利用外资额表示，解释变量FIR为金融发展指标。衡量金融发展指标比较经典的有麦氏指标与戈氏指标，根据Levne和Zervos的说法，戈氏指标不能用于度量金融系统的资源配置，因此，我们选择麦氏指标作为衡量金融发展水平的依据，即FIR=全部金融资产/GDP，基于数据可得性，本文选取金融机构贷款总额与GDP的比例作为衡量金融发展的指标。解释变量HC为人力资本，根据新经济增长理论，人力资本是技术进步的决定因素，是产业升级的重要保障，本文采用一、二、三产业从业人员总数作为衡量人力资本指标。由于金融发展影响FDI对产业结构优化的效应，因此，本文选取了LNFDI×FIR（简称FF） 指标反映二者的交互效应。此外，C为常数项， ε 为扰动项。INS、FDI与HC均取对数，分析的样本期为1983～2013年，数据来源于中国统计年鉴，数据分析采用eviews6.0软件。  由于VAR模型可以用来估计联合内生变量的动态关系，且不带有任何事先约束条件，本文采用了VAR模型估计金融发展、FDI与产业结构优化的动态关系。  （二） 平稳性检验  为避免虚假回归，消除由于变化趋势性带来的不平稳性， 首先利用ADF 法对时间序列LNIS、LNFDI、FIR进行平稳性检验。  假定因变量序列yt服从AR(p)过程，检验方程为  ?yt = ryt - 1 + ξ1?yt - 2 + ?? + ξp yt - p + 1 + ξt ，原假设为H0：r=0，备择假设H1：r0。  根据赤池信息和施瓦茨准则选择滞后阶数，选择显著性水平5%作为判断标准。从表1中的结果可看出，在显著性水平为5%的情形下，变量LNIS的ADF 统计值大于显著水平为5% 的临界值-3.568379，所以不能拒绝原假设，即序列LNIS存在单位根，是非平稳的。而对其进行一阶差分后，DLNIS的ADF统计值为-3.426817，小于显著性水平为5%的临界值-2.963972，拒绝原假设，即序列LNIS的一阶差分是平稳的，因此，LNIS是一阶单整序列。同理，FIR、LNFDI、FF和LNHC都是非平稳的，但是经过一阶差分后，变量都变成了平稳时间序列，这说明FIR、FF、LNFDI和LNHC都是一阶单整序列，故可对它们间的关系进行协整分析。  （三） 协整检验  从以上ADF 检验结果可知， 序列LNIS、LNFDI、FIR、LNHC和FF都是一阶单整序列，故序列间可能存在协整关系。  在实证中，一般运用E-G两步法和JJ检验法进行协整检验。由于JJ检验法能估计和检验多重协整关系，考虑到本文研究多变量的协整关系，因此选用JJ 检验来判断序列LNIS、LNFDI、FIR、LNHC和FF是否存在协整关系。  首先，最优滞后阶数检验结果如表2所示。    检验结果表明， 序列LNIS、LNFDI、FIR、LNHC和FF的最优滞后阶数是1，利用迹统计量和最大特征根检验法检验协整关系个数，结果如表3所示。  如表3 所示， 零假设r=0 的迹统计量值为52.96109，大于5%的显著水平47.85613，表明应该拒绝零假设，接受备择假设r≥1，即至少存在一个协整关系。零假设r≤1 的迹统计量值为20.96049，小于5%的显著水平29.79707， 表明应该接受零假设，拒绝备择假设r≥2，即至多存在一个协整关系。因此， 序列LNIS、LNFDI、FIR、LNHC和FF之间存在一个协整关系。类似地，根据表4最大特征根检验结果，也可以得出相同的结论。   （四） 格兰杰因果关系检验  虽然协整检验已经证实了变量之间的均衡关系，但还不能说明被解释变量与解释变量之间的因果关系，因此，还需要进行进一步检验。本文采用了格