楊瑾

【摘要】本文通過構(gòu)建實(shí)證模型，發(fā)現(xiàn)安徽省金融發(fā)展的規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的總體優(yōu)化程度和局部?jī)?yōu)化程度之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)、效率與出口商品結(jié)構(gòu)之間存在正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)與效率有利于出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。在進(jìn)一步研究安徽省出口商品的局部?jī)?yōu)化程度與金融發(fā)展水平的關(guān)系中發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展的效率與出口商品結(jié)構(gòu)之間存在正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展效率有利于出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

【關(guān)鍵詞】金融發(fā)展 規(guī)模 效率 結(jié)構(gòu) 出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)

隨著我國(guó)對(duì)外開放節(jié)奏的不斷加快，安徽省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)也在不斷優(yōu)化調(diào)整。通過分析1999年至2013年安徽省工業(yè)制成品出口額占出口貿(mào)易總額的比重可以發(fā)現(xiàn)，該比重自1999年以來至2006年一直處于增長(zhǎng)趨勢(shì)，但隨后幾年收到金融危機(jī)的影響，該比重略有下降，自2009年以來逐漸保持穩(wěn)定?？傮w看來，我省出口貿(mào)易商品中初級(jí)制成品比重越來越少，工業(yè)制成品出口額占出口總額的比重近幾年來保持較為穩(wěn)定，占比約0.94，但仔細(xì)分析工業(yè)制成品構(gòu)成即可發(fā)現(xiàn)，我省出口的工業(yè)制成品科技含量水平仍處于中低端，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)仍需優(yōu)化。以2013年我省出口的工業(yè)制成品為例，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品出口額為83.24億美元，占比達(dá)33%，雜項(xiàng)制品出口額為64.65億美元，占比達(dá)26%。機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備出口額為75.46億美元，占比僅為全部工業(yè)制成品的30%。由此看來，安徽省工業(yè)制成品出口還處在較為低端的水平，因此如何推動(dòng)安徽省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，尤其是提升機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備出口占工業(yè)制成品出口額的比重，是一個(gè)亟待解決的問題。

隨著安徽省工業(yè)制成品出口比重的不斷提升，其金融發(fā)展水平也在逐步推進(jìn)。我省金融機(jī)構(gòu)存貸款總額從1990年的1185.5億元上升到2014年的52843.56億元。其中，金融機(jī)構(gòu)存款余額由1990年的193.44億元上升到2014年的30088.9億元，金融機(jī)構(gòu)貸款余額由1990年的446.03億元上升到2014年的22754.66億元。那么，安徽省金融發(fā)展水平的迅速提升對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)是否有著一定的聯(lián)系？它是否會(huì)對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化起到一定程度的影響？并且它是通過何種機(jī)制對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響？研究這些問題，對(duì)發(fā)展我省的金融和出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化，都有著積極的推動(dòng)作用。

一、文獻(xiàn)綜述

針對(duì)金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易的影響，前人學(xué)者主要從以下幾個(gè)方向加以闡述：部分學(xué)者通過構(gòu)建數(shù)理模型，分析兩者的影響，如劉璐，丁一兵（2014）構(gòu)建了兩部門一般均衡分析框架，研究了金融發(fā)展對(duì)出口結(jié)構(gòu)影響的理論模型，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平的提高可以降低企業(yè)的融資約束，使得資本密集型行業(yè)產(chǎn)業(yè)的相對(duì)價(jià)格下降，從而促進(jìn)該行業(yè)出口增加。還有部分學(xué)者將金融發(fā)展規(guī)模的角度分析兩者的影響，如李欣蓉（2014）通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)四川省金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模及出口結(jié)構(gòu)升級(jí)有促進(jìn)作用。

而大多數(shù)學(xué)者則是通過金融發(fā)展的規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)等角度來分析二者的影響，如姚耀軍（2010）通過GMM模型研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模與金融發(fā)展效率對(duì)制成品在出口總額中的比重有推動(dòng)作用；姜輝，查偉華（2013）從金融發(fā)展的規(guī)模和效率兩個(gè)方面研究上海金融發(fā)展對(duì)出口增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模對(duì)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化有顯著的拉動(dòng)作用，但金融發(fā)展效率對(duì)出口結(jié)構(gòu)影響不顯著；詹應(yīng)斌（2012）也用類似方法分析了上海金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展效率和金融發(fā)展規(guī)模兩者都對(duì)出口結(jié)構(gòu)有影響，但金融發(fā)展效率相比金融發(fā)展規(guī)模對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響更為顯著。

綜合前人的成果可以看出，各學(xué)者從金融發(fā)展的規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)等方面對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行了研究，但大多選取兩個(gè)角度來進(jìn)行分析，綜合研究的相對(duì)較少，而且針對(duì)安徽省金融發(fā)展水平對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的研究幾乎沒有。本文從安徽省金融發(fā)展的規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)三個(gè)方面綜合研究其對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，對(duì)促進(jìn)安徽省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化提出相應(yīng)建議。

二、安徽省金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易影響的實(shí)證研究

（一）變量選取

1.金融發(fā)展水平指標(biāo)。本文分別通過金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率三個(gè)方面來表示金融發(fā)展水平。首先，金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選用金融機(jī)構(gòu)存貸款余額占國(guó)民生產(chǎn)總值之比FIR來表示（萬建軍，李揚(yáng)如，2014）；其次，金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標(biāo)，本文選取金融機(jī)構(gòu)中長(zhǎng)期貸款額與全部貸款額的比值FDS來表示（齊俊妍，2010）；再次，金融發(fā)展效率指標(biāo)，本文選取某一時(shí)點(diǎn)的貸款總額與存款總額的比值SLR來表示（李欣蓉，2014）。

2.出口商品結(jié)構(gòu)指標(biāo)。本文通過工業(yè)制成品出口額占出口總額的比重EXS來衡量安徽省出口商品結(jié)構(gòu)的總體優(yōu)化程度，考慮到安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒中工業(yè)制成品出口分類的編纂方式，以機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備出口額與工業(yè)制成品出口額的比值MTEXS作為衡量安徽省出口商品結(jié)構(gòu)的局部?jī)?yōu)化程度。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

本文數(shù)據(jù)來自2000～2014年《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》，為消除異方差的影響，各變量均取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行處理。

（三）模型建立

綜合上文分析，本文從安徽省金融發(fā)展的規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率三個(gè)方面研究其對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，其中，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)從兩個(gè)角度來分析，第一個(gè)角度是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的總體優(yōu)化程度來檢驗(yàn)，用工業(yè)制成品出口額占出口總額的比重EXS來衡量；第二個(gè)角度是出口貿(mào)易局部?jī)?yōu)化的角度來檢驗(yàn)，用機(jī)械及運(yùn)輸設(shè)備出口額與工業(yè)制成品出口額的比值MTEXS來衡量。擬設(shè)定模型如下：

EXS=f（FIR，F(xiàn)DS，SLR） （1）

MTEXS=f（FIR，F(xiàn)DS，SLR） （2）

將（1）式、（2）式線性化，可得：

LnEXS=α0+α1LnFIR+α2LnFDS+α3LnSLR+ε1 （3）

LnMTEXS=β0+β1LnFIR+β2LnFDS+β3LnSLR+ε2（4）

（四）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文考察的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為消除各變量的自相關(guān)，本文先利用Eviews7.2軟件，利用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)各變量的平穩(wěn)性及單整階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)（檢驗(yàn)結(jié)果表略）后可知，所有的時(shí)間序列變量自身是非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過一階差分后都為平穩(wěn)序列，并且其均一節(jié)差分在1%的水平上顯著。因此，根據(jù)1%水平的選擇結(jié)果，用所有滿足協(xié)整條件的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（五）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

由平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，所有的時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的。在同階單整的條件下，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以此分析各變量與被解釋變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

協(xié)整檢驗(yàn)用來分析各個(gè)解釋變量與被解釋變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。目前廣泛使用的協(xié)整方法有E-G兩步檢驗(yàn)法和Johansen檢驗(yàn)法。Johansen檢驗(yàn)是一種對(duì)多個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的更為有效的方法，它克服了E-G兩步法的缺陷，能夠檢驗(yàn)出存在的協(xié)整個(gè)數(shù)。

利用Eviews7.2軟件確定VAR模型的最優(yōu)滯后期，首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?），根據(jù)HQ、AIC和SC準(zhǔn)則確定其滯后階為2，所以可將VAR模型的之后階數(shù)定義為2。

由于VAR模型的穩(wěn)定性是保證模型有效性的前提，因此接下來對(duì)上述VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果被估計(jì)的VAR模型的特征方程所有跟的倒數(shù)都小于1，即位于單位圓內(nèi)，則是穩(wěn)定的。利用Eviews7.2軟件得出上述VAR模型是完全穩(wěn)定的，所以k=2最終被確認(rèn)為VAR（3）模型的最優(yōu)滯后期。

確定最優(yōu)滯后期后，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法，分別檢驗(yàn)上述變量一階差分之間的協(xié)整關(guān)系，考察EXS與FIR，F(xiàn)DS和SLR之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

通過聯(lián)合檢驗(yàn)（Cointegration Test），確定選擇序列有均值和現(xiàn)行趨勢(shì)項(xiàng)，且協(xié)整方程有截距項(xiàng)的Johansen檢驗(yàn)（結(jié)果圖略），即在顯著性水平1%上，至少存在一個(gè)有意義的協(xié)整方程。該協(xié)整方程為：

LnEXS=-1.783883LnFIR+0.879377LnFDS+1.667209LnSLR +ε1（5）

（0.03568） （0.01189） （0.01189）

R2=0.9717 Adj.R2=0.9151

從回歸結(jié)果中可以看出，該協(xié)整方程擬合優(yōu)度為0.9717，表明各解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋程度達(dá)到97.17%，擬合優(yōu)度較好。接下來對(duì)方程（5）的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，設(shè)ECM為均衡誤差（殘差）：

ECM=LnEXS+1.783883LnFIR-0.879377LnFDS-1.667209 LnSLR （6）

對(duì)上式進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可看出，它是一個(gè)平穩(wěn)序列。由于回歸殘差為平穩(wěn)序列，說明協(xié)整關(guān)系式具有統(tǒng)計(jì)顯著性。根據(jù)Granger定理，如果變量間是協(xié)整的，則他們之間必然存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。所以方程表明所選數(shù)據(jù)區(qū)間1999年至2013年的各變量之間存在長(zhǎng)期均衡，F(xiàn)IR每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，EXS將下降0.56個(gè)百分點(diǎn)；FDS每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，EXS將上升1.14個(gè)百分點(diǎn)；SLR每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，EXS將上升0.60個(gè)百分點(diǎn)。

同理對(duì)模型（4）進(jìn)行檢驗(yàn)，首先確定其最優(yōu)滯后期為2，其次對(duì)其進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，考察MTEXS與FIR，F(xiàn)DS和SLR之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

通過聯(lián)合檢驗(yàn)（Cointegration Test），確定選擇序列有均值和現(xiàn)行趨勢(shì)項(xiàng)，且協(xié)整方程有截距項(xiàng)的Johansen檢驗(yàn)，結(jié)果如表2-3所示，即在顯著性水平1%上，至少存在一個(gè)有意義的協(xié)整方程。該協(xié)整方程為：

LnMTEXS=-0.041824LnFIR-0.270022LnFDS+1.749386 LnSLR+ε1 （7）

（0.00784） （0.00300） （0.00729）

R2=0.9828 Adj.R2=0.9484

從回歸結(jié)果中可以看出，該協(xié)整方程擬合優(yōu)度為0.9828，表明各解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋程度達(dá)到98.28%，擬合優(yōu)度較好。接下來對(duì)方程（7）的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，設(shè)ECM為均衡誤差（殘差）：

ECM=LnMTEXS+0.041824LnFIR+0.270022LnFDS- 1.749386LnSLR （8）

對(duì)上式進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可看出，它是一個(gè)平穩(wěn)序列。由于回歸殘差為平穩(wěn)序列，說明協(xié)整關(guān)系式具有統(tǒng)計(jì)顯著性。根據(jù)Granger定理，如果變量間是協(xié)整的，則他們之間必然存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。所以方程表明所選數(shù)據(jù)區(qū)間1999年至2013年的各變量之間存在長(zhǎng)期均衡，F(xiàn)DS每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，EXS將下降3.70個(gè)百分點(diǎn)；SLR每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，EXS將上升0.57個(gè)百分點(diǎn)。

三、研究結(jié)論與政策建議

研究發(fā)現(xiàn)，安徽省出口商品總體優(yōu)化程度與金融發(fā)展的規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)、效率與出口商品結(jié)構(gòu)之間存在正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)與效率有利于出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。在進(jìn)一步研究安徽省出口商品的局部?jī)?yōu)化程度與金融發(fā)展水平的關(guān)系中發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展的效率與出口商品結(jié)構(gòu)之間存在正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展效率有利于出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

根據(jù)上述研究結(jié)論，基于出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的視角，為了促進(jìn)安徽省出口商品結(jié)構(gòu)發(fā)展，安徽省要積極發(fā)揮金融機(jī)構(gòu)的集聚作用，提升服務(wù)質(zhì)量與效率，進(jìn)而更大程度地發(fā)揮金融對(duì)出口貿(mào)易的支持作用。

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