金融发展、对外贸易与能源消费——基于ARDL模型的实证研究*

胡宗义，郑 瑶

(湖南大学 金融与统计学院，湖南 长沙 410079)

金融发展、对外贸易与能源消费
——基于ARDL模型的实证研究*

胡宗义，郑 瑶

(湖南大学 金融与统计学院，湖南 长沙 410079)

利用1980-2013年的样本数据，运用自回归分布滞后模型(ARDL)对我国金融发展、对外贸易与能源消费三者间的关系进行实证研究。研究结果表明：金融发展对能源消费具有长期显著的负向效应，能源消费对金融发展的长短期影响显著为负；金融发展对对外贸易的长短期弹性系数是3.1068和0.40871，分别通过1%和10%的显著性检验，对外贸易对金融发展的显著影响只存在于短期关系中；能源消费对对外贸易具有长期显著的促进作用，节能计划的实施，会降低贸易发展水平。基于此，我国应充分发挥金融在经济系统中的作用，在促进对外贸易发展的同时减少能源消费，实现经济社会的可持续发展。

金融发展；对外贸易；能源消费；ARDL模型

一 引 言

金融是现代经济的核心，能源是经济发展的物质基础，对外贸易是经济增长的发动机，作为经济系统中重要的三个要素，金融发展、对外贸易与能源消费三者间的协调发展将有利于社会经济的可持续发展。本文将基于ARDL模型深入探究金融发展、对外贸易与能源消费三者间的相互影响机理，以期为科学决策提供理论依据。

关于金融发展、对外贸易与能源消费三者之间的相互关系，国内外学者做了许多有益的探索。国外方面，Kletzer、Bardhan基于扩展的HOS模型研究发现，金融发展有利于企业建立融资成本的比较优势，加大制成品的出口贸易[1]；Fenney、Hillman建立了一个只含进口与出口两部门的模型研究金融发展与对外贸易之间的关系，研究结果显示，金融发展可以通过资产组合的多样化来分散特定要素的风险，从而促进对外贸易的发展[2]；Shahbaz、Lean基于ARDL边限协整和VECM格兰杰因果检验研究发现，金融发展对能源消费具有显著的促进作用，且两者互为格兰杰因果关系[3]；Sadorsky利用八个中东国家1980-2007年的数据研究发现，对外贸易对能源消费具有显著的促进作用，进口贸易与能源消费之间存在双向因果关系，出口贸易是能源消费的单项格兰杰原因[4]。国内方面，沈能运用Geweke因果分解和协整检验研究发现，对外贸易与金融发展规模之间存在双向因果关系，具体表现为金融带动贸易的“供给引导”型关系[5]；李美平、汪浩瀚从金融发展规模、金融发展效率、金融发展完善程度三方面衡量金融发展水平，得出我国金融发展与对外贸易是贸易为主导的“需求尾随”型关系[6]；任力、黄崇杰采用面板广义矩估计研究金融发展与能源消费之间的关系，研究结果显示，金融相关比率、非国有部门信贷比重与能源消费呈正相关，FDI与能源消费呈负相关[7]；刘剑锋、黄敏运用马尔科夫转移向量自回归模型研究发现，能源消费与金融发展的关系会随区制发生变化，在非线性研究框架下，两者之间不存在因果关系[8]；徐少君运用协整技术和VECM格兰杰检验研究发现：对外贸易发展对能源消费具有显著促进作用，能源消费与出口贸易之间存在双向因果关系，与进口贸易之间不存在因果关联[9]。

近几年国外一些学者开始在同一框架下研究金融发展、对外贸易与能源消费三者间的关系[10-12]，而国内很少有学者将三者纳入统一框架中研究。金融发展与对外贸易对能源消费的作用方式是否一致，能源消费对两者的影响是否相同，金融发展与对外贸易之间又有怎样的联系，诸多问题都值得做深入的探讨。本文尝试运用ARDL模型对金融发展、对外贸易和能源消费之间的关系进行实证研究，以期进一步丰富和拓展三者之间的研究内容。

二 变量选取和模型构建

(一)变量选取

考虑到金融发展、对外贸易与能源消费都是经济增长的源泉，本文将经济增长纳入分析框架，研究三者间的相互关系，各变量的具体说明如下：

经济增长(GDP)：以人均实际GDP表示，单位是元/人。

金融发展(FIN)：由于现有统计资料并未给出金融发展指标，国内实证研究大多采用金融机构存贷款之和/GDP、金融机构贷款/GDP或M2/GDP等指标来度量金融发展水平。然而对于我国而言，相当部分贷款会被政府指令或干预借贷给那些缺乏效率的国有企业[13]，从而导致这些指标不能真实衡量我国金融发展水平。而发放给私人部门的信贷决策往往市场化程度较高且信贷投放也更有效率[7]，因此本文选用私人部门信贷占GDP的比重来代表金融发展水平。

对外贸易(TR)：以人均实际进出口贸易总额表示，单位是元/人。

能源消费(EN)：以人均能源消费总量表示，单位是千克标准煤/人。

本文选取的数据跨度是从1980～2013年，人均实际GDP、私人部门信贷占GDP比重、年中人口估算值来自《世界银行世界发展指标数据库》，进出口贸易总额、能源消费总量来自《中国统计年鉴》。实证研究中，为了使模型系数有更好的解释意义，对所有变量都进行对数化处理，具体用LnGDPt、LnFINt、LnTRt、LnENt表示。

(二)ARDL模型

ARDL模型是近期出现的一种协整检验模型，该方法最早提出者是Charemza和Deadman[14]，后来由Pesaran、Shin、Smith进行完善和推广[15]。与传统的协整检验相比，边限协整检验的ARDL方法具有以下优点：(1)参与ARDL模型的变量可以是零阶或一阶单整；(2)ARDL边限协整检验建立在单一模型的基础上，允许不同变量有不同的滞后阶数；(3)ARDL方法在小样本情况下更加稳健；(4)即使解释变量存在内生变量，ARDL模型估计结果仍是有效的。ARDL方法的运用具体分以下两个步骤：

第一步：通过ARDL边限协整检验判断变量间是否存在长期协整关系。从ARDL模型中可以导出包含长期和短期信息的无约束误差修正模型(Unrestricted Error Correction Model，UECM)：

ΔLnENt=β0+β1T+β2LnENt-1+

β3LnGDPt-1+β4LnFINt-1+β5LnTRt-1+

(1)

ΔLnGDPt=γ0+γ1T+γ2LnENt-1+

γ3LnGDPt-1+γ4LnFINt-1+γ5LnTRt-1+

(2)

ΔLnFINt=λ0+λ1T+λ2LnENt-1+

λ3LnGDPt-1+λ4LnFINt-1+λ5LnTRt-1+

(3)

ΔLnTRt=ρ0+ρ1T+ρ2LnENt-1+ρ3LnGDPt-1+

(4)

检验变量间是否存在长期协整关系，可对UECM模型中滞后一阶变量系数的联合显著性进行F检验。以方程(1)为例，ARDL边限协整检验的原假设是变量间不存在长期协整关系，即H0:β2=β3=β4=β5=0；备择假设是存在长期协整关系，即H1:β2、β3、β4、β5至少一个不为0。Pesaran、Shin、Smith证明，在H0成立的情况下，F统计量服从一个非标准的渐进分布，并给出了F统计量的上、下边限值[15]。将计算得到的F统计量与上、下边限值进行比较，如果F统计量超过上边限值，则拒绝原假设，说明变量间存在长期协整关系；如果F统计量低于下边限值，则接受原假设，说明变量间不存在长期协整关系；如果F统计量值介于上、下边限值之间，则无法确定是否存在长期协整关系。为了保证小样本检验的精确性，本文选用Narayan产生的样本容量在30～80之间的F统计量的临界值[16]。

第二步：在确定变量间存在长期协整关系后，基于ARDL模型对变量间的长短期关系进行估计。

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

三 实证分析

(一)单位根检验

由于ARDL方法要求序列为平稳或一阶单整，所以先要对变量进行单位根检验。考虑到ADF检验在小样本情况下功效较低，本文采用DF-GLS检验对变量进行单位根检验，同时给出ADF检验结果进行对比。

ADF检验结果显示：所有变量都是在一阶差分下平稳；DF-GLS检验结果显示：变量LnGDPt的原序列和一阶差分序列都是平稳序列，说明两种检验得到的结果略有不同。但综合来看，变量LnENt、LnGDPt、LnFINt、LnTRt都是零阶或一阶单整序列，所以可以用ARDL边限协整检验变量间是否存在长期协整关系。

表1 单位根检验结果

注：① 检验类型(C，T，0)表示单位根检验方程包含截距项、包含趋势项和不含趋势项。② *、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平。

(二)ARDL边限协整检验

本文综合考虑AIC准则、SBC准则、检验序列相关性的LM统计量以及时间趋势项的显著性，最终确定方程(1)～(4)的滞后阶数分别是4、2、3、2。用OLS方法估计方程(1)～(4)，得到ARDL边限协整检验结果如表2所示。

表2 ARDL边限协整检验

注：①临界值来自Narayan(2005)[16]，具体取自样本量N=35，回归变量个数K=4情况下的值，CaseⅢ表示只含非限定常数项，无趋势项，CaseⅤ表示含非限定常数项和非限定趋势项。②*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平。

从表2中可知，当LnENt、LnFINt、LnTRt作为响应变量时，其F统计值分别为16.9476、15.2174和4.5769，分别高于1%、10%显著性水平下的上边限值6.368和3.898，说明变量间存在长期协整关系；当LnGDPt作为响应变量时，其F统计值低于10%显著水平下的下边限值，说明LnENt、LnFINt、LnTRt对LnGDPt的长期影响不显著，所以本文研究的变量之间存在3个协整关系。

(三)长短期估计

在ARDL模型估计之前首先要确定合适的滞后阶数，考虑到本文样本数较少，所以选用AIC准则，然后运用Microfit4.1软件估计得到：方程(5)(被解释变量是能源消费)的最优模型是ARDL(2,2,1,2)；方程(7)(被解释变量是金融发展)的最优模型是ARDL(1,0,1,1)；方程(8)(被解释变量是对外贸易)的最优模型是ARDL(1,2,1,1)，具体结果如表3～5所示。

表3 ARDL-ECM模型估计结果(被解释变量：LnENtARDL(2,2,1,2))

从表3中可知，当能源消费作为因变量时，金融发展对能源消费的长期影响显著为负，说明在金融驱动下，能源消耗得到有效控制，金融发展的不断深化，引领更多的资金流向高能效、低能耗的企业，为企业的技术研发、节能环保设备购买提供资金支持，从而提高了能源效率，减少了能源消费，但短期来看，这种作用效果并不显著。对外贸易对能源消费的长短期影响系数分别为0.21421、0.12314和0.083451，均未通过显著性检验，说明对外贸易对能源消费的促进作用并不明显，对外贸易并不是导致我国能源消费增加的主要因素。经济增长对能源消费的长期弹性在5%的显著水平下显著为正，说明随着经济的不断发展，能源消费也在持续增多，但从短期来看，经济增长对能源消费存在滞后一期的负向效应，可见短期内我国经济结构有所优化，符合能源EKC曲线的猜想。另外，从短期ECM模型中可知，能源消费的滞后一期对当期能源消费具有显著的促进作用，说明能源消费存在严重的路径依赖，本期能源消费很大程度会受到上期的影响，所以短时间内很难下降。误差修正项的系数为-0.13562，在1%的显著性水平下显著为负，说明在系统偏离长期均衡的状态下，可以以每年13.562%的速度进行修正。

表4 ARDL-ECM模型估计结果(被解释变量：LnFINtARDL(1,0,1,1))

从表4中可知，能源消费对金融发展的长短期系数分别为-0.52886和-0.33918，在5%和10%的显著水平下显著为负，说明能源消费的增加会抑制金融发展，能源的大量消耗会产生一系列的环境及社会问题，从而不利于金融的有序发展。对外贸易对金融发展的短期影响系数是0.28874，通过10%的显著性检验，说明当期的人均对外贸易总额每增加1%，同期的私人部门信贷占GDP比重将增加0.28874%，对外贸易的发展会刺激金融机构进行改革升级，加快金融创新，对整个金融业的发展起到推动作用，但从长期来看，这种促进作用并不显著。经济增长对金融发展的长期影响系数为0.55096，通过1%的显著性检验，说明经济增长对金融发展具有促进作用，经济的不断发展为金融创新提供了十分有利的宏观环境，有利于金融规模的扩大、金融效率的提高，但短期内，经济增长会抑制金融发展，说明金融发展仍有待深化。误差修正项的系数为-0.64134，在1%的置信水平下显著为负，说明经济系统受到的短期冲击，在下一年会得到64.134%的修正。

表5 ARDL-ECM模型估计结果

从表5中可知，在长期关系中，人均能源消费总量每增加1%，人均对外贸易总额就会增加0.97636%，说明能源作为重要的投入要素，对对外贸易发挥着重要的作用，随着全球产业分工重组的不断深化，越来越多的劳动密集型、资源密集型的产业被转移到中国，我国成为了世界的制造中心，而生产加工这些贸易商品往往需要大量的能源，据国际能源署(IEA)统计，我国贸易产品出口产生的能源间接出口占到能源消费总量的28%，而这一比例美国仅为6%，欧盟仅为7%，可见我国贸易发展具有很强的能源依赖。金融发展对对外贸易的长短期系数是3.1068和0.40871，分别通过1%和10%的显著性检验，说明金融业的不断发展有效地降低了企业的融资成本，拓宽了企业的融资渠道，为企业提供了足够的资金支持，从而促进我国的贸易规模不断增长，同时还发现金融发展对对外贸易的长期系数明显要大于短期系数，说明金融发展对对外贸易的影响需要一定量的积累。经济增长对对外贸易的短期影响系数为1.8449，在1%的显著性水平下显著为正，说明在短期关系中，经济增长对贸易发展具有积极的推动作用。误差修正项的系数在1%的显著性水平下是显著为负，符合负向反馈机制。

(四)稳定性检验

为了确保前文构建ARDL模型的稳健可靠性，本文利用递归残差累计和(CUSUM)检验和递归残差平方累计和(CUSUMSQ)检验对模型估计的参数进行稳定性检验，检验结果如图1～3所示。

图1 递归残差累计和平方累计检验结果(因变量：LnENt)

图2 递归残差累计和平方累计检验结果(因变量：LnFINt)

图3 递归残差累计和累计平方检验结果(因变量：LnTRt)

图中的两条直线表示的是显著性水平为5%时的上下临界值，中间的折线表示的是随时间变化的CUSUM值和CUSUNSQ值。从图1～3中可以看出，除了因变量为LnTRt时计算的CUSUNSQ值略不稳定外，其余均位于上、下临界值之间，说明模型是有效的，研究结果具有一定的参考价值。

四 结论与政策建议

本文基于1980-2013年的年度数据研究了金融发展、对外贸易与能源消费三者之间的相互关系。研究结果显示，能源消费、经济增长、金融发展与对外贸易之间存在长期协整关系。在长期关系中，金融发展与能源消费互为抑制作用，金融发展、能源消费对对外贸易均具有显著的促进作用，对外贸易对能源消费、金融发展的正向作用均不显著；从短期来看，能源消费存在严重的路径依赖，短时间内很难下降，金融发展与对外贸易之间存在相互促进作用，能源消费对金融发展具有显著的负向效应，金融发展对能源消费的负向效应并不明显，对外贸易和能源消费互为促进关系，但均不显著。

从上述分析中可知，能源消费是对外贸易的投入要素，节能计划的实施会对贸易发展造成不利的影响，而金融发展可以在促进贸易发展的同时减少能源消费，因此应该充分发挥金融发展在经济系统中的作用。第一，要稳步推进金融创新，进一步健全完善对外贸易金融服务体系。虽然金融在支持、服务外贸发展上已取得积极成效，但由于我国外贸企业规模较小，缺乏有效抵押物，信用体系建设落后，银行与企业之间严重的信息不对称，为企业融资增加了难度。因此应该对抵押方式进行创新，适当放宽抵押资产的范围，积极创新应收账款、仓单、商标权、专利权抵押等抵押方式，规范抵押的评估登记程序，建立独立完善的外贸企业信用评价和担保体系，组建专业的担保机构，通过财政注资等方法对风险进行补偿，建立本地安全机构作为全国性的再担保机构，分散银行的投资风险，减缓企业的融资压力；进一步推进人民币跨境使用，加快发展外汇市场，加强出口信用保险支持，规避分散国际贸易中的风险，促进外贸持续发展。第二，充分发挥低碳金融的调控政策，开展绿色信贷业务，将企业的环保守法情况作为贷款的必要条件之一，制定系统的绿色信贷政策，全面推进绿色信贷建设，引领更多的信贷资金流入低能耗、低排放产业，充分发挥金融对产业转型升级的导向作用，促进产业结构的调整；创新财政金融支持方式，加大财政科技的投入力度，通过设立专项引导基金、落实政府采购政策以及税收优惠政策等多种方式鼓励企业进行技术创新，使用先进的节能技术，提高能源使用效率，减少能源消费。

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Financial Development, Trade Openness and Energy Consumption——Empirical Study Based on ARDL Model

HU Zong-yi, ZhENG Yao

(College of Finance and Statistics, Hunan University, Changsha 410079,China)

Based on the sample data of 1980 to 2013, this paper uses the autoregressive distributed lag (ARDL) model to investigate the relationship between China’s financial development, trade openness and energy consumption. The results show that the long-term effect of financial development on energy consumption is significantly negative, while energy consumption has a negative impact on financial development both in the long and short term. The long-term and short-term elasticity coefficient of financial development to trade openness are 3.1068 and 0.40871, which are significant at 10% and 1% levels respectively, while a significant impact of trade openness on financial development only exists in short-term relationship. In addition, energy consumption plays a significant role in promoting trade openness in the long term. The implementation of energy saving plan, will reduce the trade openness. China should give full play to the role of financial development in the economic system, which can reduce energy consumption while promoting trade openness, and achieve sustainable economic and social development.

financial development; trade openness; energy consumption; ARDL model

2015-02-25

国家社会科学基金重点项目(12AJL007)；教育部新世纪优秀人才支持计划资助项目(NCET-09-0329)；高等学校博士学科点专项科研基金项目(20100161110030)；湖南省自然科学基金资助项目(12JJ5038)

胡宗义(1964—)，男，湖南宁乡人，湖南大学金融与统计学院教授，博士生导师.研究方向：计量经济模型、数理金融与计量金融.

F224

A

1008—1763(2016)04—0107—07