我国金融发展与对外开放互动关系实证研究

李小凤

摘 要：大多数学者认为，金融发展与对外开放之间存在一定的内在逻辑联系。运用1994—2013年时序数据，对我国金融发展与对外开放之间的互动关系进行实证研究。实证结果显示：（1）金融发展与我国对外开放存在长期的均衡关系。（2）金融规模的扩张和金融效率的提升能够促进对外贸易的发展，而金融结构的优化却抑制了对外贸易的发展；对外贸易的发展总体上对金融规模、金融效率和金融结构的影响不显著。（3）金融发展对于对外贸易的影响具有滞后性、长期性与稳定性。上述实证结果表明，在金融发展与对外开放互动关系方面，我国表现为以“金融发展”为主导，更多的是金融发展促进贸易开放的“供给引导”的互动关系。

关键词：金融发展；对外开放；协整检验；脉冲响应；方差分解

中图分类号：F74

文献标识码：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.02.021

1 引言

继2014年上海自贸区正式获批之后，我国多地涌现起申报自贸区的热潮，全面深化对外开放已经成为必然趋势。大多数学者认为，金融发展与对外开放之间存在一定的内在逻辑联系。一是对外贸易与金融发展互为依托，对外贸易的发展离不开各种金融活动的支持，而金融发展也离不开对外贸易的有力推动；二是国际资本流动与金融发展相互影响，利率、汇率的波动会影响到国际资本流动，国际资本流动也会影响一国的利率和汇率水平。

国内外学者已对金融发展与对外开放之间的关系进行了大量的研究。运用一个两部门模型，Do and Levchenko（2007）研究认为，贸易开放程度的提高，促使在高依赖外部融资的产品上具有比较优势的国家扩大此类产品的生产，进而外部融资的需求增加，并最终促进该国的金融发展。实证研究方面，从企业外源融资的角度，Beck（2003）运用65个国家数据研究发现，金融发展对制造业比较优势形成具有积极作用，可以促进规模收益遞增产品的出口，进而影响贸易余额的结构。以我国改革开放30年来的数据为样本，冯叶月（2009）对我国金融发展与对外贸易之间的长期动态关系进行实证研究发现，金融发展与对外贸易指标存在长期均衡关系；金融规模扩张是对外贸易的单向格兰杰原因。运用一阶差分GMM的估计方法，万欣荣等（2011）对中国1991—2006年东部、中部和西部三大区域数据进行实证研究表明，外商直接投资促进了金融效率的提升，并且，与中西部区域相比较，东部区域效果更为明显。陈志刚（2013）基于1996—2010年数据的实证检验发现，在中部地区和全国范围，对外贸易对金融发展产生了正面效应；在中部地区外商直接投资对金融发展产生了负面影响，而在全国范围对金融发展的作用并不显著。

然而，以上研究仅仅关注到对外贸易与金融发展之间的关系，忽略了国际资本流动与金融发展之间的互动关系；其次，大多数研究采用的金融发展衡量指标不够完善，只是考虑到金融规模的扩张，而忽视了金融发展过程中金融效率的提升和金融结构的优化。鉴于此，本文完善了衡量金融发展与对外开放的指标，运用1994—2013年时序数据，对我国金融发展与对外开放的互动关系进行实证研究。

2 模型与方法、指标和数据来源

2.1 实证模型与方法

旨在分析我国金融发展与对外开放的互动关系，本文建立如下无约束的VAR模型：

yt=Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+μt（1）

其中：yt是k维内生变量向量，xt是d维的外生变量向量，Φ1…Φp，H是待估系数矩阵，μt是k维误差向量。

本文主要使用Joanhsen协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析，以及方差分解等方法，对我国金融发展与对外开放的互动关系进行实证研究。

2.2 指标选取

2.2.1 金融发展指标

（1）金融规模（FIR）：衡量金融规模主要有麦氏指标（M2/GDP）和戈氏指标（FIR）。国内学者普遍认为中国较高的M2/GDP应该归因于投资渠道不畅、交易手段的落后，以及支付体系的效率低下，而不是较高金融发展水平的表现，所以，本文采用戈氏指标FIR来衡量金融发展规模。

（2）金融效率（FE）：在很多研究中的普遍做法是，以非国有经济获得银行贷款的比率，表示整个金融系统的中介效率。但是，基于国有经济在整体经济中的地位，王志强、孙刚（2003）指出这种指标设计是有缺陷的。他们认为，可以用存款与贷款的比值来衡量金融效率，该比值越大，说明商业银行的放贷越注重效益、风险，金融效率越高。本文遵循这一做法，采用金融机构存款与金融机构贷款的比值衡量金融效率。

（3）金融结构（FS）：在相关的实证研究中，大多采用非银行资产占金融总资产的比重来衡量金融结构（王志强、孙刚，2003；马长有，2005）。本文也遵循这一做法，将债券余额、股票市值以及保费收入之和占金融总资产的比重作为金融结构优化程度的衡量指标。

2.2.2 对外开放指标

（1）对外贸易（TRADE）：一般采用进出口贸易总额占国内生产总值GDP的比重来度量，这种方法因为直观且容易测算而被许多学者采用。本文也采用进出口总额/GDP来衡量我国对外贸易开放的程度。

（2）外商直接投资（FDI）：许多学者将对外贸易作为衡量对外开放的单一指标。事实上，随着我国对外开放的全面深化，外商直接投资已成为对外开放的重要组成部分。本文将外资实际使用额/GDP作为衡量我国对外开放程度的指标之一。

2.3 数据来源

基于数据可获得性，本文选取1994—2013年度实际数据，计算金融发展和对外开放变量指标。为了消除时序数据的异方差现象，本文对上述变量指标进行自然对数化处理。本文的数据来自《中国金融年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》以及中经网统计数据库，实证分析均在Eviews6.0统计软件下操作完成。

3 实证分析过程

3.1 变量的平稳性检验

本文采用ADF检验法，各变量单位根检验结果见表1。由表1可知，各变量的水平序列值均没有拒绝存在单位根的假设，但各序列的一阶差分序列均拒绝了单位根存在的假设，即均为一阶单整序列，可以进行下一步的协整分析。

3.2 协整分析

VAR模型对最优滞后阶数P的确定较为敏感，不适当的滞后阶数可能导致虚假协整。由表2可知：滞后阶数等于2时，AIC值和SC值同时达到最小，并且最终预测误差（FPE）和Hannan-Quinn信息量（HQ）达到最优。综合考虑，本文选取最优滞后阶数P=2，协整检验的滞后阶数为P-1，即为1。由于时间序列存在确定趋势，本文选择只有截距项的方程进行协整检验，结果见表3。

从表3可以看出，LTRADE与LFIR、LFE、LFS之间存在两个协整关系，LTRADE与LFI、LFE、LFS之间存在三个协整关系。但是，我们通常关注由似然比确定的第一个协整关系，故在此只将其单独列出（括号内数字为回归系数的标准误差）：

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之间存在长期的均衡关系；并且，长期内对外贸易LTRADE与金融效率LFE存在正相关关系，与金融规模LFIR和金融结构LFS存在负相关关系；外商直接投资LFDI与金融规模LFIR和金融结构LFS存在正相关关系，与金融效率LFE存在负相关关系。

3.3 格兰杰因果检验

从前面的协整分析可知，LTRADE、LFDI分别与LFIR、LFE、LFS之间存在长期的均衡关系，但是，它们是否能构成因果关系，需要运用格兰杰因果检验方法进行检验，检验结果见表4。

由表4可知，LFIR是LTRADE的单向格兰杰原因，LFS是LTRADE的单向格兰杰原因，说明金融规模、金融结构能够影响对外贸易的发展。LFDI是LFIR的单方向格兰杰原因，说明外商直接投资能够影响金融规模的变化。LFS与LFDI互为格兰杰原因，说明金融结构与外商直接投资存在相互作用。

3.4 基于VAR模型的脉冲响应分析

Wald检验结果显示，LTRADE、LFIR、LFS、LFE均可作为内生变量进行建模，而LFDI没有通过检验，只能作为外生变量加入到VAR模型中。以最佳滯后阶数P=2建立的VAR模型的整体对数似然函数值（130.4788）足够大，同时，AIC和SC值相当小，分别为-10.49764和-8.716899，说明VAR整体解释力较强。AR根估计检验方法结果显示，单位根倒数均落在单位圆以内，VAR模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析。

图1显示了LTRADE分别对于LFE、LFIR、LFS冲击响应，横轴表示冲击作用的滞后期间数（年度），纵轴表示代表对外贸易LTRADE。实线表示脉冲响应函数，代表LTRADE对LFIR、LFE、LFS一个标准差冲击的影响，虚线表示正负两倍标准差偏离带。

从图1看出：（1）当在本期给金融规模LFIR一个正向冲击后，对外贸易LTRADE经历前三年的小幅波动后，从第四年开始保持稳定的小幅增长；表明金融规模扩张对我国对外贸易有促进作用。（2）当在本期给金融效率LFE一个正冲击后，对外贸易LTRADE在前四年会有一个小幅的波动，第五年以后开始稳定增长；表明金融效率的提升对我国对外贸易发展有积极作用。（3）当在本期给金融结构LFS一个正向冲击后，对外贸易LTRADE前三年呈下降趋势，第四年开始呈现稳步回升状态，但始终保持负向影响；表明金融结构的优化，尤其是证券市场的发展不利于对外贸易的发展，这可能与我国目前证券市场主要针对国内贸易活动发挥融资作用有关系。

图2显示了LFIR、LFE、LFS分别对于LTRADE的冲击响应，由图2可以看出，对外贸易LTRADE对金融效率LFE的冲击效应，除第五期外全部表现为正，但绝对值都非常的小，说明对外贸易对金融效率只有较小的提升作用。对外贸易LTRADE对金融规模LFIR、金融结构LFS的冲击作用在0附近来回波动，说明对外贸易对于金融规模、金融结构冲击作用均不显著。

3.5 基于VAR模型的方差分解

图3给出了进一步的方差分解的结果，横轴表示滞后期间数，纵轴分别代表LFIR、LFE、LFS对LTRADE的贡献率。

从图3可以看出，在对外贸易LTRADE预测标准差中，前4期贡献率较大的是LFS和LTRADE本身，从第7期开始，各变量对于LTRADE预测标准差的贡献率趋于稳定。在第10期LFIR、LFS、LFE贡献率分别为51.88%、34.96%、6.46%，LTRADE自身的贡献率为6.70%，表明金融发展对我国对外贸易的影响具有滞后性、长期性与稳定性。

4 结论与政策含义

运用1994—2013年我国时序数据，本文首先基于VAR模型的协整检验发现，我国金融发展与对外开放之间存在长期的均衡关系。其次，格兰杰因果检验发现，金融结构、金融效率是对外贸易单向格兰杰原因，而金融规模与对外贸易之间没有因果关系。金融结构与FDI为双向格兰杰原因，FDI是金融规模的单向格兰杰原因，而金融效率与FDI之间没有因果关系。第三，脉冲响应分析发现，金融规模的扩张和金融效率的提升能够促进对外贸易的发展，而金融结构的优化却抑制了对外贸易的发展；对外贸易的发展总体上对金融规模、金融效率和金融结构的影响不显著。最后，方差分解发现，金融发展对于对外贸易的影响具有滞后性、长期性与稳定性。上述实证结果表明，在金融发展与对外开放互动关系方面，我国表现为以“金融发展”为主导，更多的是金融发展促进贸易开放的“供给引导”的互动关系。

由以上研究结论，引申出如下政策含义：第一，我国目前金融结构不合理，需要加大证券业和保险业的扶持力度，优化我国的金融结构。第二，积极的引进外资，充分发挥外资在优化我国金融结构中的积极作用。第三，我国应该推出相关激励政策与措施，加大金融业对民营外贸企业的贷款支持力度，充分发挥对外贸易对金融发展的促进作用。

参考文献

[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，Financial Dependence and International Trade[J].Review of International Economics，2003，（11）：296316.

[3]孙兆斌.金融发展与出口商品结构优化[J].国际贸易问题，2004，（9）：6467.

[4]冯叶月.我国的金融发展与对外贸易—基于1978-2007年数据的实证研究[J].现代经济，2009，（8）：13.

[5]万欣荣，徐理军，刘燕.FDI对区域金融效率影响的实证分析[J].统计与决策，2011，（16）.120123.

[6]陈志刚.制度、开放与中部地区金融发展：1996—2010[J].中南民族大学学报，2013，（7）：116123.

[7]王志强，孙刚.中国金融发展规模、结构、效率与经济增长关系的经验分析[J].管理世界，2003，（7）：1320.

[8]马长有.中国金融结构与经济增长的实证分析[J].社会科学研究，2005，（3）：5560.