我國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放互動(dòng)關(guān)系實(shí)證研究

李小鳳

摘 要：大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放之間存在一定的內(nèi)在邏輯聯(lián)系。運(yùn)用1994—2013年時(shí)序數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果顯示：（1）金融發(fā)展與我國(guó)對(duì)外開(kāi)放存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。（2）金融規(guī)模的擴(kuò)張和金融效率的提升能夠促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，而金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化卻抑制了對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展；對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展總體上對(duì)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(duì)于對(duì)外貿(mào)易的影響具有滯后性、長(zhǎng)期性與穩(wěn)定性。上述實(shí)證結(jié)果表明，在金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放互動(dòng)關(guān)系方面，我國(guó)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(kāi)放的“供給引導(dǎo)”的互動(dòng)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；對(duì)外開(kāi)放；協(xié)整檢驗(yàn)；脈沖響應(yīng)；方差分解

中圖分類號(hào)：F74

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)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(guó)多地涌現(xiàn)起申報(bào)自貿(mào)區(qū)的熱潮，全面深化對(duì)外開(kāi)放已經(jīng)成為必然趨勢(shì)。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放之間存在一定的內(nèi)在邏輯聯(lián)系。一是對(duì)外貿(mào)易與金融發(fā)展互為依托，對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展離不開(kāi)各種金融活動(dòng)的支持，而金融發(fā)展也離不開(kāi)對(duì)外貿(mào)易的有力推動(dòng)；二是國(guó)際資本流動(dòng)與金融發(fā)展相互影響，利率、匯率的波動(dòng)會(huì)影響到國(guó)際資本流動(dòng)，國(guó)際資本流動(dòng)也會(huì)影響一國(guó)的利率和匯率水平。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者已對(duì)金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。運(yùn)用一個(gè)兩部門模型，Do and Levchenko（2007）研究認(rèn)為，貿(mào)易開(kāi)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(shì)的國(guó)家擴(kuò)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(guó)的金融發(fā)展。實(shí)證研究方面，從企業(yè)外源融資的角度，Beck（2003）運(yùn)用65個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)比較優(yōu)勢(shì)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(guó)改革開(kāi)放30年來(lái)的數(shù)據(jù)為樣本，馮葉月（2009）對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易指標(biāo)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；金融規(guī)模擴(kuò)張是對(duì)外貿(mào)易的單向格蘭杰原因。運(yùn)用一階差分GMM的估計(jì)方法，萬(wàn)欣榮等（2011）對(duì)中國(guó)1991—2006年?yáng)|部、中部和西部三大區(qū)域數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)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(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在中部地區(qū)和全國(guó)范圍，對(duì)外貿(mào)易對(duì)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(duì)金融發(fā)展產(chǎn)生了負(fù)面影響，而在全國(guó)范圍對(duì)金融發(fā)展的作用并不顯著。

然而，以上研究?jī)H僅關(guān)注到對(duì)外貿(mào)易與金融發(fā)展之間的關(guān)系，忽略了國(guó)際資本流動(dòng)與金融發(fā)展之間的互動(dòng)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(kuò)張，而忽視了金融發(fā)展過(guò)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(duì)外開(kāi)放的指標(biāo)，運(yùn)用1994—2013年時(shí)序數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

2 模型與方法、指標(biāo)和數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 實(shí)證模型與方法

旨在分析我國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放的互動(dòng)關(guān)系，本文建立如下無(wú)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(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析，以及方差分解等方法，對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)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(guó)內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為中國(guó)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(lái)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(guó)有經(jīng)濟(jì)獲得銀行貸款的比率，表示整個(gè)金融系統(tǒng)的中介效率。但是，基于國(guó)有經(jīng)濟(jì)在整體經(jīng)濟(jì)中的地位，王志強(qiáng)、孫剛（2003）指出這種指標(biāo)設(shè)計(jì)是有缺陷的。他們認(rèn)為，可以用存款與貸款的比值來(lái)衡量金融效率，該比值越大，說(shuō)明商業(yè)銀行的放貸越注重效益、風(fēng)險(xiǎn)，金融效率越高。本文遵循這一做法，采用金融機(jī)構(gòu)存款與金融機(jī)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(shí)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(lái)衡量金融結(jié)構(gòu)（王志強(qiáng)、孫剛，2003；馬長(zhǎng)有，2005）。本文也遵循這一做法，將債券余額、股票市值以及保費(fèi)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(duì)外開(kāi)放指標(biāo)

（1）對(duì)外貿(mào)易（TRADE）：一般采用進(jìn)出口貿(mào)易總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重來(lái)度量，這種方法因?yàn)橹庇^且容易測(cè)算而被許多學(xué)者采用。本文也采用進(jìn)出口總額/GDP來(lái)衡量我國(guó)對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放的程度。

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

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

基于數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取1994—2013年度實(shí)際數(shù)據(jù)，計(jì)算金融發(fā)展和對(duì)外開(kāi)放變量指標(biāo)。為了消除時(shí)序數(shù)據(jù)的異方差現(xiàn)象，本文對(duì)上述變量指標(biāo)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)化處理。本文的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)金融年鑒》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)證分析均在Eviews6.0統(tǒng)計(jì)軟件下操作完成。

3 實(shí)證分析過(guò)程

3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用ADF檢驗(yàn)法，各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可知，各變量的水平序列值均沒(méi)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(duì)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(shí)，AIC值和SC值同時(shí)達(dá)到最小，并且最終預(yù)測(cè)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(yàn)的滯后階數(shù)為P-1，即為1。由于時(shí)間序列存在確定趨勢(shì)，本文選擇只有截距項(xiàng)的方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3可以看出，LTRADE與LFIR、LFE、LFS之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，LTRADE與LFI、LFE、LFS之間存在三個(gè)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(gè)協(xié)整關(guān)系，故在此只將其單獨(dú)列出（括號(hào)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(zhǎng)期的均衡關(guān)系；并且，長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)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(yàn)

從前面的協(xié)整分析可知，LTRADE、LFDI分別與LFIR、LFE、LFS之間存在長(zhǎng)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(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(shuō)明金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)能夠影響對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。LFDI是LFIR的單方向格蘭杰原因，說(shuō)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(shuō)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(yàn)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(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，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(duì)數(shù)似然函數(shù)值（130.4788）足夠大，同時(shí)，AIC和SC值相當(dāng)小，分別為-10.49764和-8.716899，說(shuō)明VAR整體解釋力較強(qiáng)。AR根估計(jì)檢驗(yàn)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(duì)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(duì)外貿(mào)易LTRADE。實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表LTRADE對(duì)LFIR、LFE、LFS一個(gè)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(gè)正向沖擊后，對(duì)外貿(mào)易LTRADE經(jīng)歷前三年的小幅波動(dòng)后，從第四年開(kāi)始保持穩(wěn)定的小幅增長(zhǎng)；表明金融規(guī)模擴(kuò)張對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易有促進(jìn)作用。（2）當(dāng)在本期給金融效率LFE一個(gè)正沖擊后，對(duì)外貿(mào)易LTRADE在前四年會(huì)有一個(gè)小幅的波動(dòng)，第五年以后開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)；表明金融效率的提升對(duì)我國(guó)對(duì)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(gè)正向沖擊后，對(duì)外貿(mào)易LTRADE前三年呈下降趨勢(shì)，第四年開(kāi)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(chǎng)的發(fā)展不利于對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，這可能與我國(guó)目前證券市場(chǎng)主要針對(duì)國(guó)內(nèi)貿(mào)易活動(dòng)發(fā)揮融資作用有關(guān)系。

圖2顯示了LFIR、LFE、LFS分別對(duì)于LTRADE的沖擊響應(yīng)，由圖2可以看出，對(duì)外貿(mào)易LTRADE對(duì)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(duì)值都非常的小，說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易對(duì)金融效率只有較小的提升作用。對(duì)外貿(mào)易LTRADE對(duì)金融規(guī)模LFIR、金融結(jié)構(gòu)LFS的沖擊作用在0附近來(lái)回波動(dòng)，說(shuō)明對(duì)外貿(mào)易對(duì)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(duì)LTRADE的貢獻(xiàn)率。

從圖3可以看出，在對(duì)外貿(mào)易LTRADE預(yù)測(cè)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(kāi)始，各變量對(duì)于LTRADE預(yù)測(cè)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(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的影響具有滯后性、長(zhǎng)期性與穩(wěn)定性。

4 結(jié)論與政策含義

運(yùn)用1994—2013年我國(guó)時(shí)序數(shù)據(jù)，本文首先基于VAR模型的協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。其次，格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融結(jié)構(gòu)、金融效率是對(duì)外貿(mào)易單向格蘭杰原因，而金融規(guī)模與對(duì)外貿(mào)易之間沒(méi)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(méi)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(kuò)張和金融效率的提升能夠促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，而金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化卻抑制了對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展；對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展總體上對(duì)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(duì)于對(duì)外貿(mào)易的影響具有滯后性、長(zhǎng)期性與穩(wěn)定性。上述實(shí)證結(jié)果表明，在金融發(fā)展與對(duì)外開(kāi)放互動(dòng)關(guān)系方面，我國(guó)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(kāi)放的“供給引導(dǎo)”的互動(dòng)關(guān)系。

由以上研究結(jié)論，引申出如下政策含義：第一，我國(guó)目前金融結(jié)構(gòu)不合理，需要加大證券業(yè)和保險(xiǎn)業(yè)的扶持力度，優(yōu)化我國(guó)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(guó)金融結(jié)構(gòu)中的積極作用。第三，我國(guó)應(yīng)該推出相關(guān)激勵(lì)政策與措施，加大金融業(yè)對(duì)民營(yíng)外貿(mào)企業(yè)的貸款支持力度，充分發(fā)揮對(duì)外貿(mào)易對(duì)金融發(fā)展的促進(jìn)作用。

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