李小鳳

摘 要：大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，金融發(fā)展與對外開放之間存在一定的內(nèi)在邏輯聯(lián)系。運用1994—2013年時序數(shù)據(jù)，對我國金融發(fā)展與對外開放之間的互動關(guān)系進(jìn)行實證研究。實證結(jié)果顯示：（1）金融發(fā)展與我國對外開放存在長期的均衡關(guān)系。（2）金融規(guī)模的擴張和金融效率的提升能夠促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展，而金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化卻抑制了對外貿(mào)易的發(fā)展；對外貿(mào)易的發(fā)展總體上對金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)的影響不顯著。（3）金融發(fā)展對于對外貿(mào)易的影響具有滯后性、長期性與穩(wěn)定性。上述實證結(jié)果表明，在金融發(fā)展與對外開放互動關(guān)系方面，我國表現(xiàn)為以“金融發(fā)展”為主導(dǎo)，更多的是金融發(fā)展促進(jìn)貿(mào)易開放的“供給引導(dǎo)”的互動關(guān)系。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；對外開放；協(xié)整檢驗；脈沖響應(yīng)；方差分解

中圖分類號：F74

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.02.021

1 引言

繼2014年上海自貿(mào)區(qū)正式獲批之后，我國多地涌現(xiàn)起申報自貿(mào)區(qū)的熱潮，全面深化對外開放已經(jīng)成為必然趨勢。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，金融發(fā)展與對外開放之間存在一定的內(nèi)在邏輯聯(lián)系。一是對外貿(mào)易與金融發(fā)展互為依托，對外貿(mào)易的發(fā)展離不開各種金融活動的支持，而金融發(fā)展也離不開對外貿(mào)易的有力推動；二是國際資本流動與金融發(fā)展相互影響，利率、匯率的波動會影響到國際資本流動，國際資本流動也會影響一國的利率和匯率水平。

國內(nèi)外學(xué)者已對金融發(fā)展與對外開放之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。運用一個兩部門模型，Do and Levchenko（2007）研究認(rèn)為，貿(mào)易開放程度的提高，促使在高依賴外部融資的產(chǎn)品上具有比較優(yōu)勢的國家擴大此類產(chǎn)品的生產(chǎn)，進(jìn)而外部融資的需求增加，并最終促進(jìn)該國的金融發(fā)展。實證研究方面，從企業(yè)外源融資的角度，Beck（2003）運用65個國家數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對制造業(yè)比較優(yōu)勢形成具有積極作用，可以促進(jìn)規(guī)模收益遞增產(chǎn)品的出口，進(jìn)而影響貿(mào)易余額的結(jié)構(gòu)。以我國改革開放30年來的數(shù)據(jù)為樣本，馮葉月（2009）對我國金融發(fā)展與對外貿(mào)易之間的長期動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與對外貿(mào)易指標(biāo)存在長期均衡關(guān)系；金融規(guī)模擴張是對外貿(mào)易的單向格蘭杰原因。運用一階差分GMM的估計方法，萬欣榮等（2011）對中國1991—2006年東部、中部和西部三大區(qū)域數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究表明，外商直接投資促進(jìn)了金融效率的提升，并且，與中西部區(qū)域相比較，東部區(qū)域效果更為明顯。陳志剛（2013）基于1996—2010年數(shù)據(jù)的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，在中部地區(qū)和全國范圍，對外貿(mào)易對金融發(fā)展產(chǎn)生了正面效應(yīng)；在中部地區(qū)外商直接投資對金融發(fā)展產(chǎn)生了負(fù)面影響，而在全國范圍對金融發(fā)展的作用并不顯著。

然而，以上研究僅僅關(guān)注到對外貿(mào)易與金融發(fā)展之間的關(guān)系，忽略了國際資本流動與金融發(fā)展之間的互動關(guān)系；其次，大多數(shù)研究采用的金融發(fā)展衡量指標(biāo)不夠完善，只是考慮到金融規(guī)模的擴張，而忽視了金融發(fā)展過程中金融效率的提升和金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。鑒于此，本文完善了衡量金融發(fā)展與對外開放的指標(biāo)，運用1994—2013年時序數(shù)據(jù)，對我國金融發(fā)展與對外開放的互動關(guān)系進(jìn)行實證研究。

2 模型與方法、指標(biāo)和數(shù)據(jù)來源

2.1 實證模型與方法

旨在分析我國金融發(fā)展與對外開放的互動關(guān)系，本文建立如下無約束的VAR模型：

yt=Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+μt（1）

其中：yt是k維內(nèi)生變量向量，xt是d維的外生變量向量，Φ1…Φp，H是待估系數(shù)矩陣，μt是k維誤差向量。

本文主要使用Joanhsen協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析，以及方差分解等方法，對我國金融發(fā)展與對外開放的互動關(guān)系進(jìn)行實證研究。

2.2 指標(biāo)選取

2.2.1 金融發(fā)展指標(biāo)

（1）金融規(guī)模（FIR）：衡量金融規(guī)模主要有麥?zhǔn)现笜?biāo)（M2/GDP）和戈氏指標(biāo)（FIR）。國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為中國較高的M2/GDP應(yīng)該歸因于投資渠道不暢、交易手段的落后，以及支付體系的效率低下，而不是較高金融發(fā)展水平的表現(xiàn)，所以，本文采用戈氏指標(biāo)FIR來衡量金融發(fā)展規(guī)模。

（2）金融效率（FE）：在很多研究中的普遍做法是，以非國有經(jīng)濟(jì)獲得銀行貸款的比率，表示整個金融系統(tǒng)的中介效率。但是，基于國有經(jīng)濟(jì)在整體經(jīng)濟(jì)中的地位，王志強、孫剛（2003）指出這種指標(biāo)設(shè)計是有缺陷的。他們認(rèn)為，可以用存款與貸款的比值來衡量金融效率，該比值越大，說明商業(yè)銀行的放貸越注重效益、風(fēng)險，金融效率越高。本文遵循這一做法，采用金融機構(gòu)存款與金融機構(gòu)貸款的比值衡量金融效率。

（3）金融結(jié)構(gòu)（FS）：在相關(guān)的實證研究中，大多采用非銀行資產(chǎn)占金融總資產(chǎn)的比重來衡量金融結(jié)構(gòu)（王志強、孫剛，2003；馬長有，2005）。本文也遵循這一做法，將債券余額、股票市值以及保費收入之和占金融總資產(chǎn)的比重作為金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度的衡量指標(biāo)。

2.2.2 對外開放指標(biāo)

（1）對外貿(mào)易（TRADE）：一般采用進(jìn)出口貿(mào)易總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重來度量，這種方法因為直觀且容易測算而被許多學(xué)者采用。本文也采用進(jìn)出口總額/GDP來衡量我國對外貿(mào)易開放的程度。

（2）外商直接投資（FDI）：許多學(xué)者將對外貿(mào)易作為衡量對外開放的單一指標(biāo)。事實上，隨著我國對外開放的全面深化，外商直接投資已成為對外開放的重要組成部分。本文將外資實際使用額/GDP作為衡量我國對外開放程度的指標(biāo)之一。

2.3 數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取1994—2013年度實際數(shù)據(jù)，計算金融發(fā)展和對外開放變量指標(biāo)。為了消除時序數(shù)據(jù)的異方差現(xiàn)象，本文對上述變量指標(biāo)進(jìn)行自然對數(shù)化處理。本文的數(shù)據(jù)來自《中國金融年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，實證分析均在Eviews6.0統(tǒng)計軟件下操作完成。

3 實證分析過程

3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗法，各變量單位根檢驗結(jié)果見表1。由表1可知，各變量的水平序列值均沒有拒絕存在單位根的假設(shè)，但各序列的一階差分序列均拒絕了單位根存在的假設(shè)，即均為一階單整序列，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整分析。

3.2 協(xié)整分析

VAR模型對最優(yōu)滯后階數(shù)P的確定較為敏感，不適當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)可能導(dǎo)致虛假協(xié)整。由表2可知：滯后階數(shù)等于2時，AIC值和SC值同時達(dá)到最小，并且最終預(yù)測誤差（FPE）和Hannan-Quinn信息量（HQ）達(dá)到最優(yōu)。綜合考慮，本文選取最優(yōu)滯后階數(shù)P=2，協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)為P-1，即為1。由于時間序列存在確定趨勢，本文選擇只有截距項的方程進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果見表3。

從表3可以看出，LTRADE與LFIR、LFE、LFS之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，LTRADE與LFI、LFE、LFS之間存在三個協(xié)整關(guān)系。但是，我們通常關(guān)注由似然比確定的第一個協(xié)整關(guān)系，故在此只將其單獨列出（括號內(nèi)數(shù)字為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差）：

elt=LTRADE-0.3411*LFDI+0.9556*LFIR-4.1699*LFE+0.223453*LFS（2）

（0.07022） （0.1988） （0.1657） （0.0551）

由方程（2）可知，LTRADE、LFDI、LFIR、LFE、LFS之間存在長期的均衡關(guān)系；并且，長期內(nèi)對外貿(mào)易LTRADE與金融效率LFE存在正相關(guān)關(guān)系，與金融規(guī)模LFIR和金融結(jié)構(gòu)LFS存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；外商直接投資LFDI與金融規(guī)模LFIR和金融結(jié)構(gòu)LFS存在正相關(guān)關(guān)系，與金融效率LFE存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.3 格蘭杰因果檢驗

從前面的協(xié)整分析可知，LTRADE、LFDI分別與LFIR、LFE、LFS之間存在長期的均衡關(guān)系，但是，它們是否能構(gòu)成因果關(guān)系，需要運用格蘭杰因果檢驗方法進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果見表4。

由表4可知，LFIR是LTRADE的單向格蘭杰原因，LFS是LTRADE的單向格蘭杰原因，說明金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)能夠影響對外貿(mào)易的發(fā)展。LFDI是LFIR的單方向格蘭杰原因，說明外商直接投資能夠影響金融規(guī)模的變化。LFS與LFDI互為格蘭杰原因，說明金融結(jié)構(gòu)與外商直接投資存在相互作用。

3.4 基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析

Wald檢驗結(jié)果顯示，LTRADE、LFIR、LFS、LFE均可作為內(nèi)生變量進(jìn)行建模，而LFDI沒有通過檢驗，只能作為外生變量加入到VAR模型中。以最佳滯后階數(shù)P=2建立的VAR模型的整體對數(shù)似然函數(shù)值（130.4788）足夠大，同時，AIC和SC值相當(dāng)小，分別為-10.49764和-8.716899，說明VAR整體解釋力較強。AR根估計檢驗方法結(jié)果顯示，單位根倒數(shù)均落在單位圓以內(nèi)，VAR模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

圖1顯示了LTRADE分別對于LFE、LFIR、LFS沖擊響應(yīng)，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（年度），縱軸表示代表對外貿(mào)易LTRADE。實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表LTRADE對LFIR、LFE、LFS一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的影響，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖1看出：（1）當(dāng)在本期給金融規(guī)模LFIR一個正向沖擊后，對外貿(mào)易LTRADE經(jīng)歷前三年的小幅波動后，從第四年開始保持穩(wěn)定的小幅增長；表明金融規(guī)模擴張對我國對外貿(mào)易有促進(jìn)作用。（2）當(dāng)在本期給金融效率LFE一個正沖擊后，對外貿(mào)易LTRADE在前四年會有一個小幅的波動，第五年以后開始穩(wěn)定增長；表明金融效率的提升對我國對外貿(mào)易發(fā)展有積極作用。（3）當(dāng)在本期給金融結(jié)構(gòu)LFS一個正向沖擊后，對外貿(mào)易LTRADE前三年呈下降趨勢，第四年開始呈現(xiàn)穩(wěn)步回升狀態(tài)，但始終保持負(fù)向影響；表明金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，尤其是證券市場的發(fā)展不利于對外貿(mào)易的發(fā)展，這可能與我國目前證券市場主要針對國內(nèi)貿(mào)易活動發(fā)揮融資作用有關(guān)系。

圖2顯示了LFIR、LFE、LFS分別對于LTRADE的沖擊響應(yīng)，由圖2可以看出，對外貿(mào)易LTRADE對金融效率LFE的沖擊效應(yīng)，除第五期外全部表現(xiàn)為正，但絕對值都非常的小，說明對外貿(mào)易對金融效率只有較小的提升作用。對外貿(mào)易LTRADE對金融規(guī)模LFIR、金融結(jié)構(gòu)LFS的沖擊作用在0附近來回波動，說明對外貿(mào)易對于金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)沖擊作用均不顯著。

3.5 基于VAR模型的方差分解

圖3給出了進(jìn)一步的方差分解的結(jié)果，橫軸表示滯后期間數(shù)，縱軸分別代表LFIR、LFE、LFS對LTRADE的貢獻(xiàn)率。

從圖3可以看出，在對外貿(mào)易LTRADE預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差中，前4期貢獻(xiàn)率較大的是LFS和LTRADE本身，從第7期開始，各變量對于LTRADE預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)差的貢獻(xiàn)率趨于穩(wěn)定。在第10期LFIR、LFS、LFE貢獻(xiàn)率分別為51.88%、34.96%、6.46%，LTRADE自身的貢獻(xiàn)率為6.70%，表明金融發(fā)展對我國對外貿(mào)易的影響具有滯后性、長期性與穩(wěn)定性。

4 結(jié)論與政策含義

運用1994—2013年我國時序數(shù)據(jù)，本文首先基于VAR模型的協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，我國金融發(fā)展與對外開放之間存在長期的均衡關(guān)系。其次，格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，金融結(jié)構(gòu)、金融效率是對外貿(mào)易單向格蘭杰原因，而金融規(guī)模與對外貿(mào)易之間沒有因果關(guān)系。金融結(jié)構(gòu)與FDI為雙向格蘭杰原因，F(xiàn)DI是金融規(guī)模的單向格蘭杰原因，而金融效率與FDI之間沒有因果關(guān)系。第三，脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，金融規(guī)模的擴張和金融效率的提升能夠促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展，而金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化卻抑制了對外貿(mào)易的發(fā)展；對外貿(mào)易的發(fā)展總體上對金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)的影響不顯著。最后，方差分解發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對于對外貿(mào)易的影響具有滯后性、長期性與穩(wěn)定性。上述實證結(jié)果表明，在金融發(fā)展與對外開放互動關(guān)系方面，我國表現(xiàn)為以“金融發(fā)展”為主導(dǎo)，更多的是金融發(fā)展促進(jìn)貿(mào)易開放的“供給引導(dǎo)”的互動關(guān)系。

由以上研究結(jié)論，引申出如下政策含義：第一，我國目前金融結(jié)構(gòu)不合理，需要加大證券業(yè)和保險業(yè)的扶持力度，優(yōu)化我國的金融結(jié)構(gòu)。第二，積極的引進(jìn)外資，充分發(fā)揮外資在優(yōu)化我國金融結(jié)構(gòu)中的積極作用。第三，我國應(yīng)該推出相關(guān)激勵政策與措施，加大金融業(yè)對民營外貿(mào)企業(yè)的貸款支持力度，充分發(fā)揮對外貿(mào)易對金融發(fā)展的促進(jìn)作用。

參考文獻(xiàn)

[1]Do，Q.T.and A.A.Levchenko， Comparative Advantage， Demand for External Finance and Financial Development[J].Journal of Financial Economics，2007，（86）：796834.

[2]Thorsten Beck，F(xiàn)inancial Dependence and International Trade[J].Review of International Economics，2003，（11）：296316.

[3]孫兆斌.金融發(fā)展與出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化[J].國際貿(mào)易問題，2004，（9）：6467.

[4]馮葉月.我國的金融發(fā)展與對外貿(mào)易—基于1978-2007年數(shù)據(jù)的實證研究[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)，2009，（8）：13.

[5]萬欣榮，徐理軍，劉燕.FDI對區(qū)域金融效率影響的實證分析[J].統(tǒng)計與決策，2011，（16）.120123.

[6]陳志剛.制度、開放與中部地區(qū)金融發(fā)展：1996—2010[J].中南民族大學(xué)學(xué)報，2013，（7）：116123.

[7]王志強，孫剛.中國金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的經(jīng)驗分析[J].管理世界，2003，（7）：1320.

[8]馬長有.中國金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析[J].社會科學(xué)研究，2005，（3）：5560.