金融科技創新與產業結構升級的實證分析

汪亞君

摘要：本文認為金融科技作為金融業發展中產生的新業態，給實體經濟帶來了巨大而深遠的影響。采用1999-2015年數據用Eviews建立回歸模型研究金融科技對我國產業結構升級的影響。通過單位根檢驗和協整檢驗結果表明。金融科技和金融發展結構對產業結構有著顯著的影響，并據此提出合理化建議。

關鍵詞：金融科技 產業結構 協整分析

一、引言

2016年3月金融穩定理事會對“金融科技”做出如下定義：金融科技（FinTech）是指技術帶來的金融創新，它能創造新的業務模式、應用、流程或產品，從而對金融市場、金融機構或金融服務的提供方式產生重大影響。本文認為金融科技是金融業發展中產生的新業態，它將對產業結構帶來以下作用：第一，金融科技憑借其從研發到生產的流程促進關聯企業轉變生產方式，為供給側改革下實體經濟轉型發展提供助力。第二，金融科技所帶來的新技術拓寬了企業的融資渠道，為中小企業轉型發展提供了解決路徑。最后，新型科技成果的有效運用將通過重構產業組織方式形成低成本、高效率的服務模式，給傳統的第三產業帶來顛覆性的沖擊。

但是，金融科技作為一種新業務，其本身的不確定性可能會對當前的業務模式、經營管理方法帶來沖擊和挑戰，因而對產業結構升級的作用難以進行準確的評估和預判。因此，突出討論金融科技對我國產業結構的影響效果，能夠為我國金融科技產業的發展提供理論依據，也將為我國產業結構調整提供新的路徑。

二、文獻綜述

目前，針對金融發展、金融科技與產業結構三者之間關系的研究文獻主要分為三個方向：

（一）金融發展對產業結構升級的影響

不同學者對金融發展和產業結構升級之間關系的研究得出了不同結論。王雪婷通過實證認為金融發展規模對第三產業具有促進作用，有助于產業結構優化升級。何學松運用河南省的數據實證結果表明金融供給效率比金融供給規模對產業結構升級效應更明顯。梁建穎的研究則表明我國金融發展和產業結構升級之間的聯系十分密切。

（二）金融科技對實體經濟的影響

國內學者針對金融科技對實體經濟的影響側重在定性分析方面。王淳認為金融科技能夠助力銀行轉型、引領金融業務變革。賀建清認為金融科技是實體經濟振興必備路徑，因為它讓信用可量化、優化產品服務形態、改善了客戶體驗。趙高翔認為加快產業升級需要構建多元化金融服務體系、進一步完善資本市場的建設工作和加大金融機構的合作力度等。

（三）金融科技對產業結構升級的影響

當前，學者們認為金融科技對我國產業結構升級產生積極作用。朱俊杰實證結果發現金融科技和產業結構升級存在著長期均衡關系。張留祿認為金融科技發展通過技術的進步可以實現金融組織形態的多樣化，催生新型的經濟組織加入金融領域，推動著金融生態的演化。

上述學者對金融發展與產業結構進行了卓有成效的定性和定量研究，為本文提供了研究理論基礎。然而，金融科技作為金融發展的一部分，對我國產業結構升級作用的預估效果卻很少被涉及。本文將把金融科技作為金融業發展的一個因子，考量金融發展，尤其是金融科技的發展對我國產業結構升級的影響，試圖尋找促進我國產業結構升級新路徑，填補研究領域的空白。

三、變量設定及數據處理

關于產業結構升級（IU），現有文獻主要采用兩種方法衡量。一種是二三產業增加值之和與GDP的比值來表示產業結構的升級；另一種是用二三產業增加值之比來刻畫產業結構服務化水平。參考現有文獻，本文選取第一種做法。

關于金融發展指標，Goldsmith（1969）提出金融相關比率（FIR）表示金融供給規模。借鑒多數文獻的做法，金融相關比率為金融機構存貸余額比上GDP；另外，金融發展結構也是影響金融發展的關鍵因素。本文借鑒王雪婷的做法，選用直接融資額的比重來表示金融發展結構（FSR）。即：

FIR=（金融機構存貸余額）/GDP

FSR=股票籌資額，金融機構貸款余額

金融科技（FT）是一國可以應用于金融業的科技發展水平。借鑒朱俊杰變量指標選取方法，本文使用金融業應用專利數占國內專利數的比重來衡量。該項數據通過《中國專利全文數據庫（知網版）》檢索而得。考慮到專利授權數比專利申請數更能衡量專利的實際應用情況，指標選取專利授權數。

介于數據的可獲得性，本文從《國家統計局》、《中國統計年鑒》上收集整理了1999-2015年間相應數據。

四、實證結果分析

（一）相關系數檢驗

為了直觀看出各變量之間是否存在多重共線性，使用Eviews軟件進行相關系數檢驗（見表1）。結果顯示，三個變量之間不存在相關性，即不存在多重共線性。

（二）單位根檢驗

從檢驗結果來看，在1%、5%、10%三個顯著性水平下，ADF統計量均大于臨界值，表明四個原序列是非平穩序列。為了得到序列的單整階數，對一階差分序列做單位根檢驗，差分后的結果均通過5%的顯著性水平檢驗（見表2）。

（三）協整檢驗

四個變量均為一階單整是協整檢驗的前提。根據上述結果，對模型用OLS法作協整回歸。從表3可以看出，模型整體通過顯著性檢驗。Q統計量檢驗通過，表明模型不存在序列相關。但觀察到，FIR的T檢驗不通過，表明變量不具有顯著性。在調整后的模型中，各變量通過T檢驗，模型通過擬合優度檢驗，具有較強顯著性。且模型不存在序列相關，通過Glejser檢驗表明亦不存在異方差，模型調整后已得到優化。

由于殘差序列的均值為O，所以選擇無截距項、無趨勢項的ADF檢驗（見表4）。在1%的顯著性水平下，ADF統計量拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列。這也說明，金融發展結構和金融科技水平與產業結構之間存在協整，表明三者之間有長期均衡關系。

上述研究結論表明，金融發展結構和金融科技與產業結構升級之間存在長期均衡關系。隨著直接融資規模的擴大，金融科技水平的提升，產業結構也會隨之提高。這與大多數學者的研究結論一致，但也存在兩點不同。第一，王雪婷的結果表明金融發展結構對廣東省的產業結構升級是起負作用的，這是由于地域因素造成的結果差異。第二，我國學者的研究主要是針對金融發展水平對產業結構做單因素分析。此時，結果多顯示為金融發展規模對產業結構升級有顯著影響。而本文的實證結果則表明在多因素條件下，金融發展規模對產業結構升級關系不大。這或許是由于相比金融發展規模，金融科技對產業結構的影響作用更強，從而弱化了前者對產業結構的影響。

五、結論及建議

（一）結論

長期來看，金融發展結構和金融科技水平對產業結構升級有著顯著的影響。表現為直接融資規模的擴大對產業結構升級起到促進作用，但并沒有金融科技發展的促進作用明顯。金融科技發展水平提高一個單位，對二三產業的產值增長達到五倍的推動作用。因此，金融科技創新是促進我國產業結構升級的可行之路。

（二）建議

1.鼓勵支持企業參與直接融資，優化金融結構

建立符合可觀實際需求、科學合理的金融結構，才能夠有效發揮金融對促進經濟發展、產業結構升級的不可替代的作用。比如，支持企業上市融資、發行債券、利用各種金融工具運用直接手段融通資金等。

2.建立金融科技創新孵化平臺，培養創新人才

一方面建立金融科技創新的產業園、孵化器等集聚地，支持金融科技的創新發展，使其更好更快的應用于實體經濟。另一方面，引入、培養創新所需要的復合型人才，促進金融業與各大科研機構的合作，為金融科技發展提供人才儲備。

3.加強合作，有效融合科技創新和金融發展

新技術是能支撐新業務模式、改善客戶體驗、提高運營效率和降低成本的有力工具。應用新科技的目的是為了更好地支持業務發展，金融機構必須認真考慮如何把這些科技落實于業務中，實現自身的良好發展。