我國金融發(fā)展與對外開放互動關系實證研究

1、我國金融開展與對外開放互動關系實證研究摘要：大多數(shù)學者認為，金融開展與對外開放之間存在一定的內(nèi)在邏輯聯(lián)系。運用19942021年時序數(shù)據(jù)，對我國金融開展與對外開放之間的互動關系進行實證研究。實證結(jié)果顯示：1金融開展與我國對外開放存在長期的均衡關系。2金融規(guī)模的擴張和金融效率的提升能夠促進對外貿(mào)易的開展，而金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化卻抑制了對外貿(mào)易的開展；對外貿(mào)易的開展總體上對金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)的影響不顯著。3金融開展對于對外貿(mào)易的影響具有滯后性、長期性與穩(wěn)定性。上述實證結(jié)果說明，在金融開展與對外開放互動關系方面，我國表現(xiàn)為以“金融開展為主導，更多的是金融開展促進貿(mào)易開放的“供給引導的互動關系。關

2、鍵詞：金融開展；對外開放；協(xié)整檢驗；脈沖響應；方差分解中圖分類號：F74文獻標識碼：Adoi：10.19311/j ki.16723198.2021.02.0211引言繼2021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)學者認為，金融開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)易與金融開展互為依托，對外貿(mào)易的開展離不開各種金融活動的支持，而金融開展也離不開對外貿(mào)易的有力推動；二是國際資本流動與金融開展相互影響，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)外學者已對金融開展與對外開放之間的關系

3、進行了大量的研究。運用一個兩部門模型，DoandLevchenko2021研究認為，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)，進而外部融資的需求增加，并最終促進該國的金融開展。實證研究方面，從企業(yè)外源融資的角度，Beck2021運用65個國家數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融開展對制造業(yè)比較優(yōu)勢形成具有積極作用，可以促進規(guī)模收益遞增產(chǎn)品的出口，進而影響貿(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2021對我國金融開展與對外貿(mào)易之間的長期動態(tài)關系進行實證研究發(fā)現(xiàn)，金融開展與對外貿(mào)易指標存在長期均衡關系；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

4、GMM的估計方法，萬欣榮等2021對中國19912021年東部、中部和西部三大區(qū)域數(shù)據(jù)進行實證研究說明，外商直接投資促進了金融效率的提升，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2021基于19962021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)易對金融開展產(chǎn)生了正面效應；在中部地區(qū)外商直接投資對金融開展產(chǎn)生了負面影響，而在全國范圍對金融開展的作用并不顯著。然而，以上研究僅僅關注到對外貿(mào)易與金融開展之間的關系，忽略了國際資本流動與金融開展之間的互動關系；其次，大多數(shù)研究采用的金融開展衡量指標不夠完善，只是考慮到金融規(guī)模的擴張，而無視了金融開展過程中金融效率的提升和金融結(jié)

5、構(gòu)的優(yōu)化。鑒于此，本文完善了衡量金融開展與對外開放的指標，運用19942021年時序數(shù)據(jù)，對我國金融開展與對外開放的互動關系進行實證研究。2模型與方法、指標和數(shù)據(jù)來源2.1實證模型與方法旨在分析我國金融開展與對外開放的互動關系，本文建立如下無約束的VAR模型：yt=1yt-1+pyt-p+Hxt+t1其中：yt是k維內(nèi)生變量向量，xt是d維的外生變量向量，1p，H是待估系數(shù)矩陣，t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、脈沖響應分析，以及方差分解等方法，對我國金融開展與對外開放的互動關系進行實證研究。2.2指標選取2.2.1金融開展指標1金融規(guī)模FIR：衡量金融規(guī)

6、模主要有麥氏指標M2/GDP和戈氏指標FIR。國內(nèi)學者普遍認為中國較高的M2/GDP應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，而不是較高金融開展水平的表現(xiàn)，所以，本文采用戈氏指標FIR來衡量金融開展規(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)濟在整體經(jīng)濟中的地位，王志強、孫剛2021指出這種指標設計是有缺陷的。他們認為，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)

7、構(gòu)FS：在相關的實證研究中，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，2021；馬長有，2021。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。2.2.2對外開放指標1對外貿(mào)易TRADE：一般采用進出口貿(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者采用。本文也采用進出口總額/GDP來衡量我國對外貿(mào)易開放的程度。2外商直接投資FDI：許多學者將對外貿(mào)易作為衡量對外開放的單一指標。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局部。本文將外資實際使用額/GD

8、P作為衡量我國對外開放程度的指標之一。2.3數(shù)據(jù)來源基于數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取19942021年度實際數(shù)據(jù)，計算金融開展和對外開放變量指標。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進行自然對數(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，但各序列的一階差分序列均拒絕了單位根存在的假設，即均為一階單整序列，可以進行下一步的協(xié)整分析。3.2協(xié)整分析VAR模

9、型對最優(yōu)滯后階數(shù)P確實定較為敏感，不適當?shù)臏箅A數(shù)可能導致虛假協(xié)整。由表2可知：滯后階數(shù)等于2時，AIC值和SC值同時到達最小，并且最終預測誤差FPE和Hannan-Quinn信息量HQ到達最優(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)整關系，LTRADE與LFI、LFE、LFS之間存在三個協(xié)整關系。但是，我們通常關注由似然比確定的第一個協(xié)整關系，故在此只將其單獨列出括號內(nèi)數(shù)字為回歸系數(shù)的標準誤差：elt=LTRADE

10、-0.3411*LFDI+0.9556*LFIR-4.1699*LFE+0.223453*LFS20.070220.19880.16570.0551由方程2可知，LTRADE、LFDI、LFIR、LFE、LFS之間存在長期的均衡關系；并且，長期內(nèi)對外貿(mào)易LTRADE與金融效率LFE存在正相關關系，與金融規(guī)模LFIR和金融結(jié)構(gòu)LFS存在負相關關系；外商直接投資LFDI與金融規(guī)模LFIR和金融結(jié)構(gòu)LFS存在正相關關系，與金融效率LFE存在負相關關系。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系，但是，它們是否能構(gòu)成因果關系，需

11、要運用格蘭杰因果檢驗方法進行檢驗，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)易的開展。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模型的脈沖響應分析Wald檢驗結(jié)果顯示，LTRADE、LFIR、LFS、LFE均可作為內(nèi)生變量進行建模，而LFDI沒有通過檢驗，只能作為外生變量參加到VAR模型中。以最正確滯后階數(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

12、時，AIC和SC值相當小，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，可以進行脈沖響應分析。圖1顯示了LTRADE分別對于LFE、LFIR、LFS沖擊響應，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。實線表示脈沖響應函數(shù)，代表LTRADE對LFIR、LFE、LFS一個標準差沖擊的影響，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖1看出：1當在本期給金融規(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；說明金融規(guī)模擴張對我國對

13、外貿(mào)易有促進作用。2當在本期給金融效率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；說明金融效率的提升對我國對外貿(mào)易開展有積極作用。3當在本期給金融結(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)步上升狀態(tài)，但始終保持負向影響；說明金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，尤其是證券市場的開展不利于對外貿(mào)易的開展，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)揮融資作用有關系。圖2顯示了LFIR、LFE、LFS分別對于LTRADE的沖擊響應，由圖2可以看出，對外貿(mào)易LTRADE對金融效率LFE的沖擊效應，除第五期外全部表現(xiàn)為正，但絕對值都非常

14、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的奉獻率。從圖3可以看出，在對外貿(mào)易LTRADE預測標準差中，前4期奉獻率較大的是LFS和LTRADE本身，從第7期開始，各變量對于LTRADE預測標準差的奉獻率趨于穩(wěn)定。在第10期LFIR、LFS、LFE奉獻率分別為51.88%、34.96%、6.46%，LTRADE自身的奉獻率為

15、6.70%，說明金融開展對我國對外貿(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19942021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)，我國金融開展與對外開放之間存在長期的均衡關系。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之間沒有因果關系。第三，脈沖響應分析發(fā)現(xiàn)，金融規(guī)模的擴張和金融效率的提升能夠促進對外貿(mào)易的開展，而金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化卻抑制了對外貿(mào)易的開展；對外貿(mào)易的開展總體上對金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)的影響不顯著

16、。最后，方差分解發(fā)現(xiàn)，金融開展對于對外貿(mào)易的影響具有滯后性、長期性與穩(wěn)定性。上述實證結(jié)果說明，在金融開展與對外開放互動關系方面，我國表現(xiàn)為以“金融開展為主導，更多的是金融開展促進貿(mào)易開放的“供給引導的互動關系。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，我國應該推出相關鼓勵政策與措施，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)易對金融開展的促進作用。參考文獻【1】Do，Q.T.andA.A.Levchenko，ComparativeAdvantage，DemandforExternalFinanceandFinancialDevelopmentJ.JournalofFinancialEconomics，2021，86：796834.【2】ThorstenBeck，F(xiàn)inancialDependenceandInternationalTradeJ.ReviewofInternationalEconomics，2021，11：296316.【3】孫兆斌.金融開展與出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化J.國際貿(mào)易問題，2021，9：6