■翟雅琴

貿(mào)易開放、金融開放與中國金融發(fā)展悖論
——基于動態(tài)面板模型的實證研究

■翟雅琴

本文以中國1993～2014年的省域面板數(shù)據(jù)為樣本建立了動態(tài)面板模型，同時使用系統(tǒng)廣義矩估計方法（SYS-GMM）研究了中國對外開放（包括貿(mào)易開放和金融開放）對金融發(fā)展（包括金融規(guī)模及金融效率）的具體影響。結(jié)論顯示：（1）貿(mào)易開放對金融規(guī)模有顯著促進作用，這種影響與開放程度有關(guān)。但貿(mào)易開放對金融效率卻呈現(xiàn)出負向影響。（2）金融開放對金融發(fā)展的促進作用比較顯著，但伴隨開放程度的提升，其對金融發(fā)展的促進作用在減弱。這可能與金融開放的加速導(dǎo)致金融資源出現(xiàn)扭曲配置有關(guān)?？傮w而言，我國金融效率的提升相對滯后于開放程度的擴大，隱性的金融保護可能會降低金融效率。因此配套性改革措施的推進是未來需要重點關(guān)注的地方。

對外開放；金融發(fā)展；SYS-GMM

翟雅琴（1992-），新疆石河子人，新疆財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院碩士研究生。（新疆烏魯木齊830013）

一、引言

隨著世界金融經(jīng)濟一體化的逐步推進，各國間的經(jīng)濟往來、貿(mào)易互動及金融合作日趨頻繁，相互之間的依存度在不斷提升。中國加入WTO以后，“出口導(dǎo)向”型的經(jīng)濟發(fā)展模式隨之確立。低廉的要素價格帶來的低生產(chǎn)成本優(yōu)勢使中國迅速成為世界加工廠，中國的出口規(guī)模迎來爆發(fā)式增長。也正有賴于出口的擴張，中國迎來了十余年的黃金發(fā)展時期，并在2010年正式成為世界第二大經(jīng)濟體。這集中凸顯了貿(mào)易開放程度提升對中國經(jīng)濟的促進作用。

伴隨改革開放進程的推進，中國的金融開放程度也在不斷加大，金融效率及金融競爭程度得到同步提升。直觀上看，中國的金融發(fā)展與貿(mào)易開放幾乎同步。但我們猜測，這種所謂“開放倒逼改革”的模式未必會使中國金融業(yè)發(fā)展與開放的幅度相匹配。2013年，中國成為全球最大貿(mào)易國，進出口規(guī)模達到4.61萬億美元①數(shù)據(jù)來源：http：//news.sina.com.cn/o/2014-03-02/065929600070.shtm l，但中國的金融業(yè)并未呈現(xiàn)出與貿(mào)易開放同步的發(fā)展趨勢。

事實上，有關(guān)金融發(fā)展對貿(mào)易開放影響的研究，學(xué)界已經(jīng)積累了較為豐富的成果。但貿(mào)易開放對金融發(fā)展影響的研究，尤其對于中國，目前略顯不足。而有關(guān)金融開放對金融發(fā)展的研究則更加欠缺。本文將試圖從這一方面有所貢獻。

二、經(jīng)驗研究及文獻綜述

從已有文獻看，有關(guān)金融發(fā)展對貿(mào)易開放的研究較為齊全，學(xué)界也大都認可了在貿(mào)易開放中金融發(fā)展所起到的促進作用。Beck（2002，2003）、Vlachos （2005）、徐建軍和汪浩瀚（2009）等學(xué)者，從理論和實證層面分析了金融發(fā)展對貿(mào)易開放的影響。從經(jīng)驗分析的角度看，金融發(fā)展程度的提升可以有效地為經(jīng)營主體提供更為便捷的融資途徑以及更加豐富的融資手段。同時，金融效率的提升對企業(yè)的正常經(jīng)營周轉(zhuǎn)也有良好的促進作用。因此，從理論分析到實踐研究，有關(guān)金融發(fā)展對貿(mào)易開放的促進作用基本得到了學(xué)術(shù)界的認同。在金融發(fā)展對貿(mào)易開放作用的研究趨于一般化的背景下，與之有關(guān)的反向研究也引起了一些學(xué)者的關(guān)注。例如，Rodrik（1998）曾提出，對外開放程度的加大會帶來經(jīng)營風(fēng)險的提升，微觀主體出于規(guī)避風(fēng)險的角度，會通過金融手段的使用來對沖潛在的經(jīng)營風(fēng)險，由此需要效率更高的金融體系，這會促進金融業(yè)的發(fā)展。

Rajan、Zingales（2003）提出了一個研究范式。他們認為，有關(guān)開放對金融發(fā)展的研究存在局限性。在具體分析時不能只單獨考慮貿(mào)易開放的影響，必須同時將金融開放納入到研究框架中。Raian 和Zingales的理論為后來有關(guān)該項問題的研究提供了新的思路。學(xué)界也逐步認識到將三者納入同一框架進行研究的必要性。例如Mishnkin（2009）認為，貿(mào)易開放和金融開放是一國對外開放的主要表現(xiàn)。對于發(fā)展中國家來說，對外開放對其經(jīng)濟發(fā)展會有顯著促進作用。當然，這一作用的發(fā)揮也會受到其他條件例如宏觀經(jīng)濟環(huán)境、市場經(jīng)營效率、法制是否健全等方面的影響。有關(guān)此類問題的實證研究，Law（2009）的結(jié)論表明。在發(fā)展中國家，貿(mào)易和金融二者的同步開放確實提升了金融發(fā)展水平。張成思、朱越騰、蘆哲（2013）的研究結(jié)論揭示了中國對外開放抑制了金融發(fā)展這一現(xiàn)象。但其研究樣本時序較短，也沒有考慮貿(mào)易開放程度的階段性變化。因此，本文的研究將試圖從這一層面做出突破。

三、變量、模型及方法

（一）變量選取及數(shù)據(jù)說明

本文的研究主要集中于考察對外開放（包括金融開放和貿(mào)易開放）對金融發(fā)展的影響。對于金融發(fā)展指標的選擇，出于保證研究結(jié)論全面的目的，本文將金融發(fā)展劃分為兩類：即金融規(guī)模和金融效率。在具體類別項下，還包括了若干細分指標，以更為準確地觀察對外放開對金融發(fā)展在不同層面的影響。

1.被解釋變量（FD）

（1）金融規(guī)模指標

本文選取了三個指標用來衡量金融規(guī)模。

第一，金融相關(guān)比率（FIR）。衡量金融規(guī)模方面最具代表性的指標包括兩類，即麥氏指標和戈式指標。麥氏指標主要衡量經(jīng)濟體的貨幣化程度，由McKinnon（1973）提出，表示為一國貨幣存量與GDP的比值，通常做法用M2/GDP計算得出。戈式指標即金融相關(guān)比率，主要衡量一國的金融化程度，由Goldsmith（1969）提出，表示為一國金融資產(chǎn)總額與GDP的比值。由于本文使用了中國的省域面板數(shù)據(jù)，無法獲得各省的M2數(shù)額，因此選擇了FIR作為金融規(guī)模的代理變量之一?？紤]到目前我國仍然是以間接融資為主，因此使用了各省存貸款總額與名義GDP之比近似表示FIR。

第二，金融發(fā)展深度（FDE）。本文參考Lu、Yao （2009）的做法，使用金融發(fā)展深度作為金融規(guī)模的第二個代理變量。主要使用各省金融機構(gòu)貸款余額與名義GDP的比重來衡量。

第三，儲蓄比率（USAV）。本文參考了Guaringlia、Poncet（2008）的做法，使用了居民儲蓄存款余額與名義GDP的比值作為衡量金融規(guī)模的第三個指標。原因在于企業(yè)儲蓄存款更多的要考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境以及市場經(jīng)營環(huán)境的變化，同時也需要考慮政府行為的影響。而居民儲蓄行為更多決定于其主觀意愿，因此其進行儲蓄時會更多考慮自身需求，而非政府影響。因此，這一指標的使用可以作為對金融規(guī)模的補充分析。

（2）金融效率指標

第一，儲蓄投資轉(zhuǎn)化率（SIC）。儲蓄向資本的轉(zhuǎn)化，是經(jīng)濟發(fā)展的重要基礎(chǔ)。金融機構(gòu)在吸收存款之后，必須要通過資本形式的轉(zhuǎn)化才能最終作用于實體經(jīng)濟。金融機構(gòu)對儲蓄的有效利用直接體現(xiàn)出其創(chuàng)造財富的能力。若金融機構(gòu)的資本轉(zhuǎn)換能力較強，資本形成額規(guī)模較大，則表明其創(chuàng)造財富意愿強烈，資金使用效率會得到同步提升，經(jīng)濟增速也會加快。因此，儲蓄投資轉(zhuǎn)化率可以很好地解釋金融發(fā)展的效率。本文使用各省的資本形成總額與儲蓄額之比表示這一變量。

第二，貸存比（LDR）。金融機構(gòu)的貸存比反映了商業(yè)銀行的資金使用效率。中國長久以來一直是以間接融資模式為主的國家，商業(yè)銀行的信貸規(guī)模對各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展起到了極其重要的促進作用。這也是我國學(xué)者在衡量金融效率時的常用指標，主要表示為金融機構(gòu)貸款余額與存款余額之比。

第三，私人部門獲貸比（PLR）。長期以來，中國的經(jīng)濟發(fā)展一直由國有企業(yè)主導(dǎo)，這不利于市場競爭程度的增強，同時也抑制了金融部門的經(jīng)營效率。伴隨市場化程度的不斷提升，大量民營企業(yè)涌現(xiàn)，其不論在經(jīng)營效率、價值創(chuàng)造上，相比較國有企業(yè)均具有一定優(yōu)勢。市場發(fā)揮作用的結(jié)果其實是要使信貸資源更多地向非國有企業(yè)部門轉(zhuǎn)移，這可以更好地反映金融經(jīng)營效率。本文參考了張軍等（2005）的做法，使用了各省國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與名義GDP比重以及各省的貸款規(guī)模近似求得了非國有企業(yè)的貸款獲得數(shù)量，從而粗略計算出私人部門獲貸比。

2.解釋變量

解釋變量主要包括衡量貿(mào)易發(fā)展和金融發(fā)展的替代變量。

（1）貿(mào)易開放度（OPEN）。在有關(guān)對外貿(mào)易的研究中，衡量貿(mào)易開放程度的指標主要通過各國進出口規(guī)模與名義GDP的比值表示。本文遵循了以往文獻的研究思路，使用了各省進出口總額與名義GDP的比重代表貿(mào)易開放程度。由于進出口總額均以美元表示，因此本文使用了當年的匯率對其進行了調(diào)整。

（2）金融開放（FO）。在有關(guān)金融開放指標的選擇上，有關(guān)文獻多集中于法理標準（de jure）。主要是考慮到一國法規(guī)政策的頒布是衡量一國金融開放程度的重要標志。但這一結(jié)論存在很大爭議，同時也無法進行有效量化。因此，本文借鑒Prasad （2003）、張成思等（2013）的研究思路，使用事實標準（de facto）來衡量金融開放程度。使用各省外商直接投資額與名義GDP的比重進行衡量。這樣的選擇主要是考慮了中國在改革開放后，金融開放與外資流入基本同步這一特征。

3.控制變量

根據(jù)以往的研究，可能會存在一些其他變量影響金融發(fā)展。因此在選擇了主要解釋變量后，本文選取了三個變量作為控制變量納入模型。包括地方政府的財政支出規(guī)模（GE）、各地經(jīng)濟增速（GDP）以及國有經(jīng)濟產(chǎn)值占比（SEV）。主要是基于以下的考慮：第一，政府的財政支出會使得經(jīng)濟環(huán)境得到改善，這可能會對一國的金融發(fā)展帶來影響（Dollar，1992）。第二，一國國有經(jīng)濟占比過高，非但不利于金融資源的有效配置，相反可能會激化金融資源的供求矛盾，這無疑會對金融發(fā)展帶來不利影響（Guariglia，2008）。第三，以往研究文獻表明，經(jīng)濟增長對于金融發(fā)展具有促進作用。高速的經(jīng)濟發(fā)展必然需要更高規(guī)模和更高效率的金融體系作為支撐，這會對金融發(fā)展帶來促進作用。

4.數(shù)據(jù)說明及來源

在具體研究中，本文使用了中國1993～2014年的省域面板數(shù)據(jù)，樣本時序較長，可以較好地反映出對外開放對金融發(fā)展的長期性影響。此外，為了觀測開放程度不同是否會對金融發(fā)展帶來異質(zhì)性影響，本文還以中國加入WTO為時間點，將樣本數(shù)據(jù)劃分為1993～2000年以及2001～2014年兩個數(shù)據(jù)時間段進行了對比分析。此外，我們也考慮對外開放對金融發(fā)展的地區(qū)效應(yīng)是否存在，因此將樣本數(shù)據(jù)又劃分為了東、中、西三個子樣本進行分析①東部11?。ㄊ校?，包括北京、天津、河北、遼寧、上海、浙江、江蘇、山東、福建、海南、廣東。中部8省，包括山西、黑龍江、江西、安徽、湖北、湖南、吉林、河南。西部12省（市），包括內(nèi)蒙古、貴州、四川、重慶、廣西、陜西、云南、甘肅、西藏、青海、寧夏、新疆。。本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國工業(yè)年鑒》，《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》以及wind數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫等。此外，部分變量的數(shù)據(jù)有所缺失，因此本文的數(shù)據(jù)樣本為非平衡面板數(shù)據(jù)。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1　主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）模型的設(shè)定

本文的研究目的在于考察對外開放對金融發(fā)展的影響。因此將衡量金融發(fā)展的指標，包括規(guī)模指標和效率指標作為被解釋變量納入模型。將金融開放和貿(mào)易開放指標作為解釋變量納入模型，同時加入了三個控制變量。另外，在建模過程中，本文參考Hanh（2010）的研究思路，在解釋變量中加入了被解釋變量的一階滯后項，即模型為動態(tài)面板模型。這也是考慮到了變量之間的動態(tài)關(guān)系。根據(jù)研究目的，本文設(shè)定了以下六個基準估計模型。

其中i代表地區(qū)，t代表時間。各變量含義如下：FIR代表金融相關(guān)率，LDR代表金融發(fā)展深度，USAV代表居民儲蓄比率，SIC代表儲蓄投資轉(zhuǎn)化率，LDR代表貸存比，PLR代表私人部門獲貸比。另外，OPEN代表貿(mào)易開放度，F(xiàn)O代表金融開放度，GE代表政府支出，GDP代表經(jīng)濟增長率，SEV代表國有企業(yè)產(chǎn)值比率。u代表隨機擾動項。

（三）方法的選取及說明

本文所建立的模型為動態(tài)面板模型，因此不可避免會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。本文將使用廣義矩估計法（GMM）對模型進行估計。廣義矩估計允許變量滯后，同時也允許存在異方差問題。相比較而言，估計結(jié)果要更加精確。廣義矩估計方法包括兩種，即差分廣義矩估計（DIFF-GMM）及系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）。差分廣義矩估計主要是使用了差分的方式來去除固定效應(yīng)，同時使用了被解釋變量的滯后項作為工具變量來克服內(nèi)生性問題。但有可能會受到弱工具變量的影響，進而導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤。與差分廣義矩估計相比，系統(tǒng)廣義矩估計結(jié)合了差分方程和水平方程的特點，同時在工具變量的設(shè)置上加入了滯后的差分變量，其估計結(jié)果更加穩(wěn)健。因此本文選擇系統(tǒng)廣義矩估計法對模型進行估計。

四、實證結(jié)果及分析

（一）全樣本數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

在進行樣本數(shù)據(jù)回歸之后，需要對模型進行過度識別約束（sargan）以及序列自相關(guān)檢驗。檢驗結(jié)果表明本文的模型設(shè)定大體上是合理的。表2列示了中國1993～2014年樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。主要有以下結(jié)論。

第一，首先觀察貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響。從估計結(jié)果看，貿(mào)易開放對金融規(guī)模有正向的促進作用，并且影響程度均顯著。也就是說，在更長的樣本區(qū)間段內(nèi)，中國貿(mào)易開放對金融規(guī)模是有顯著促進作用的。

第二，金融開放對金融發(fā)展的影響。金融開放只對部分指標有顯著正向影響。這說明中國金融開放對金融發(fā)展的作用尚未全面顯現(xiàn)。

第三，控制變量對金融發(fā)展的影響。從本文的估計結(jié)果看，除個別變量外，控制變量對金融發(fā)展的影響程度是十分顯著的，但影響方向并不統(tǒng)一。

綜合以上的分析可以看出，貿(mào)易開放對金融規(guī)模有促進作用，但對金融效率卻有抑制作用?？傮w上看，貿(mào)易開放只是促進了金融規(guī)模上的擴張，但效率并未有顯著提升。中國貿(mào)易開放對金融效率的負向影響也表明市場對于金融資源的分配效率亟待改進。另外，從金融開放對金融發(fā)展的影響看，其促進作用是存在的。

表2　全樣本數(shù)據(jù)SYS-GMM回歸結(jié)果：1993～2014年

（二）不同數(shù)據(jù)區(qū)間段的比較分析

為了驗證本文所提出的第一個假設(shè)，分別對1993～2000年以及2001～2014年的樣本數(shù)據(jù)進行回歸。表3、表4分別給出了兩個時間段的具體回歸結(jié)果。從估計結(jié)果看，在第一個時間段內(nèi)，貿(mào)易開放對金融規(guī)模有抑制作用。在1993～2000年，中國的貿(mào)易開放程度處于起步階段，這可能與我國對外部環(huán)境變化的不適應(yīng)有關(guān)。另外，貿(mào)易開放對金融效率指標的影響有正有負。對存貸比的影響為負，對儲蓄投資轉(zhuǎn)化率為正向影響。這說明在貿(mào)易開放程度較低的情況下，其對金融效率的影響也不是一致的。對比來看，2001～2014年的樣本回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響出現(xiàn)反轉(zhuǎn)，其對金融規(guī)模指標的影響部分變?yōu)檎?。這說明在貿(mào)易開放程度不斷提升后，金融規(guī)模是得到了同步發(fā)展的。這似乎與張成思（2013）的研究結(jié)論相悖。事實上，這與本文的研究樣本選取有關(guān)。本文將2008年金融危機后的相關(guān)數(shù)據(jù)納入了樣本，而后危機時代中國金融資產(chǎn)規(guī)模急劇膨脹，這或許是造成這一結(jié)果出現(xiàn)的原因。從這一角度看，金融危機的爆發(fā)對我國金融規(guī)模的擴張是有促進作用的。另外，在這一時間段內(nèi)，貿(mào)易開放對金融效率的影響均為負值，顯著性水平也較高。這說明貿(mào)易開放程度的不同的確會對金融效率帶來不同影響。

從金融開放對金融發(fā)展產(chǎn)生的影響看，在第一個樣本區(qū)間內(nèi)，其對金融發(fā)展的促進作用是比較突出的，也就是說溫和的金融開放可以有效地促進金融發(fā)展。但在第二個樣本區(qū)間內(nèi)，伴隨金融開放程度的不斷提升，其對金融發(fā)展及金融效率部分指標的影響均不再顯著。這表明金融開放的突然加速使得金融部門對資源的配置方向出現(xiàn)一定程度的扭曲。這樣的研究結(jié)論也說明了開放程度的不同的確會對金融發(fā)展帶來不同的影響。從控制變量的回歸結(jié)果看，在第一階段，政府支出對金融發(fā)展起到了負向影響，這可能與早期中國金融體系受行政約束的過度影響有關(guān)。在第二階段政府支出對金融發(fā)展的影響變?yōu)檎怠＿@一時期，中國對國內(nèi)金融業(yè)進行了大規(guī)模的改革和整頓，財政支出規(guī)模的增大為金融發(fā)展提供了更為健康的經(jīng)濟金融環(huán)境，這有效地促進了金融發(fā)展。另外，經(jīng)濟增速對金融發(fā)展在兩個階段大都為負向影響，這與全樣本數(shù)據(jù)的結(jié)論一致。最后，國有產(chǎn)值的提升對金融發(fā)展在兩個階段內(nèi)大都呈現(xiàn)出了負向影響，這也與全樣本的估計結(jié)論一致。

表3　第一時間段SYS-GMM回歸結(jié)果：1993～2000年

表4　第二時間段SYS-GMM回歸結(jié)果：2001～2014年

五、結(jié)論

本文通過使用中國1993～2014年的省域面板數(shù)據(jù)，研究了對外開放與金融發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系。同時將樣本數(shù)據(jù)區(qū)間進行了劃分，用以考察對外開放對金融發(fā)展的影響是否與開放程度有關(guān)。為了進一步觀測對外開放的地區(qū)效應(yīng)，本文還將樣本數(shù)據(jù)劃分為東、中、西三個地區(qū)進行了回歸分析。主要得到以下結(jié)論：第一，從全樣本數(shù)據(jù)看，貿(mào)易開放對金融規(guī)模有顯著促進作用。另外，從不同區(qū)間段的估計結(jié)果看，貿(mào)易開放程度的差異的確會對金融發(fā)展帶來不同影響。在早期階段，貿(mào)易開放對金融規(guī)模有負向作用。此外，貿(mào)易開放對金融效率有顯著的負向影響。在貿(mào)易開放度加大之后，這種影響體現(xiàn)得更加突出。第二，金融開放對金融發(fā)展有部分促進作用，并且比較明顯，但金融開放程度的加大對金融發(fā)展的促進作用在減弱。

綜上，我國貿(mào)易開放對金融規(guī)模具有促進作用，但對金融效率卻呈現(xiàn)出抑制作用，從本文的結(jié)論看，對外開放與金融發(fā)展之間呈現(xiàn)出一種“悖論”，即開放程度的提升未必會直接促進金融業(yè)的發(fā)展，這種情況必須要引起足夠關(guān)注。中國的貿(mào)易開放較為迅速，而金融發(fā)展則相對滯后。長期以來，中國經(jīng)濟的快速擴張更有賴于民營經(jīng)濟的支持，尤其是以出口為主的中小企業(yè)。但金融業(yè)尤其是商業(yè)銀行在具體運營過程中面臨了一種“經(jīng)營綁架”，這使得其在業(yè)務(wù)對象選擇上出現(xiàn)了明顯的傾向性。金融資源配置效率的低下在影響經(jīng)濟發(fā)展的同時，也對金融體系的經(jīng)營效率產(chǎn)生了負面影響，這反映出了中國貿(mào)易開放與金融結(jié)構(gòu)不匹配這一特征。中國現(xiàn)有的金融結(jié)構(gòu)可能難以消化外部沖擊所產(chǎn)生的負面影響，同時可能會使內(nèi)部金融資源的供求矛盾進一步激化，從而降低金融效率。此外，金融開放對金融發(fā)展的促進作用在減弱，這說明我國金融業(yè)開放方式的選擇以及現(xiàn)有金融秩序可能需要修正，因此勢必需要推行更進一步的改革。現(xiàn)階段，我國金融改革力度在不斷加大，相信其對金融發(fā)展的促進作用在未來會逐步顯現(xiàn)，這會不斷促進金融效率的提升。

［1］張成思，李穎.全球化與通貨膨脹動態(tài)機制研究：基于新興市場國家的經(jīng)驗分析與啟示［J］.世界經(jīng)濟，2010，（11）：24～36.

［2］李巍.資本賬戶開放、金融發(fā)展和經(jīng)濟金融不穩(wěn)定的國際經(jīng)驗分析［J］.世界經(jīng)濟，2008，（03）：34～43.

［3］顧國達，鐘晶晶.貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響分析［J］.國際金融研究，2008，（09）：55～60.

［4］孔東民，傅蘊英，康繼軍.政府支出、金融發(fā)展、對外開放與企業(yè)投資［J］.南方經(jīng)濟，2012，（03）：66～82.

［5］張成思，朱越騰，蘆哲.對外開放對金融發(fā)展的抑制效應(yīng)之謎［J］.金融研究，2013，（06）：16～30.

［6］張岑，黃幼飛，熊德平.對外開放、金融發(fā)展與海洋產(chǎn)業(yè)集聚——基于PanelData模型的省際差異分析［J］.科技與管理，2015，（04）：103～108.

［7］田利輝.市場化改革、風(fēng)險防控和我國金融發(fā)展——首屆“中國金融發(fā)展學(xué)術(shù)論壇”綜述［J］.經(jīng)濟研究，2014，（01）：182～185.

［8］張軍，金煜.中國的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測：1987～2001［J］.經(jīng)濟研究，2005，（11）：34～45.

［9］Aizenman，J，2003，“On the Hidden Links Between Financial an d Trade opening，”NBER Working Paper，No.9906.

［10］Beck，T.and R.Levine，2002，“Industry Growth and Capital Allocation：Does Having a Marketor Bank-based SystemMatter？”，Journal of Financial Economics，64，147～180.

［11］Guariglia，A.and S.Poncet，2008，“Could Financial Distortions be No Impediment to Economic Growth After All？Evidence from China”，Journal of Comparative Economics，36，633～657.

［12］Hanh，P.T.H，2010，“FinancialDevelopment，F(xiàn)inancialopennessandTradeOpenness：New evidenee，”CA ME-EMR，，Univer ity of Rouen，F(xiàn)rance.

［13］Law，S.H，2009，“Trade Openness，Capital Flows andFinancial Development inDeveloping Economies”，International Economic Journal，23，409～426.

［14］Mishkin，F(xiàn).S，2009，“Globalizationand Financial Development”，Journal of Development Economics，89，164～169.

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A

1006-169X（2016）08-0009-06

國家社會科學(xué)基金項目“新疆與哈薩克斯坦跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算問題研究”（13CGJ032）；新疆社科基金項目“新疆與中亞國家跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算問題研究”（12CJY014）；新疆財經(jīng)大學(xué)中亞經(jīng)貿(mào)研究院招標課題“東亞與中亞貨幣金融合作的比較研究”（2012zy63c08）。