金融发展与对外贸易之比较范文

本站小编为你精心准备了金融发展与对外贸易之比较参考范文，愿这些范文能点燃您思维的火花，激发您的写作灵感。欢迎深入阅读并收藏。

白当伟（2004）以金融机构的流动性负债占GDP的比重作为金融深化指标，以私人信息占总信贷的比重作为金融发展指标，采用1965－2000年77个国家截面数据进行截面回归分析，得出“金融发展是影响国际贸易的一个重要因素”。白当伟（2004）以中国1978—2001年的时间序列数据为样本，采用协整检验和VAR方程进行实证分析，得出“中国金融发展与国际贸易不存在长期关系”。梁莉（2005）对我国1993—2004年的季度时间序列数据进行协整分析和格兰杰因果检验，得出“贸易开放度与金融中介和股票市场规模指标具有协整关系，贸易开放度是金融中介和股票市场规模指标的格兰杰原因”。沈能（2006）对我国1980—2003年的相关数据进行GEWEKE分解检验和协整分析，得出“无论长期还是短期，我国金融规模与国际贸易都互为因果关系，但从反馈份额来看，表现为金融规模带动国际贸易的‘供给引导’的互动关系”。钟晶晶（2009）得出“我国贸易开放和金融发展是以贸易带动金融为主导的‘需求尾随’的互动关系”。在我国对外贸易和金融高速发展的情况下研究对外贸易对金融发展的影响将有着很大的理论意义与现实意义，本文运用协整与Granger因果检验对我国金融发展与对外贸易的关系进行实证分析，并基于分析结果提出了针对性的建议。

研究设计

（一）变量选择

1．金融发展指标选择本文将采用金融发展规模和金融发展效率来衡量金融发展水平，具体指标选择如下：（1）金融发展规模的指标FDS经济货币化是金融发展的基础和先决条件，金融发展的具体表现形式即是经济货币化程度的加深。就金融规模而言，广义货币供给量M2最能反映经济货币化程度与经济发展水平之间的关系，也能代表金融体系对经济活动提供的基本服务。鉴于数据易于获得，同时借鉴白当伟（2004）、沈能（2006）、刘杰和王定祥（2011）的研究，本文以货币化指标M2／GDP来衡量金融发展规模。（2）金融发展效率的指标FDE王志强、孙刚（2003）认为由于体制原因国有经济在整体经济中的主要地位仍没有改变，“以往的研究中以非国有经济获得银行贷款与GDP的比率来衡量金融发展效率是有缺陷的，应采用金融机构存款比值来衡量金融发展效率”。借鉴王志强、孙刚的指标设计，本文采用我国金融机构存贷款比值来衡量我国的金融发展效率。

2．对外贸易指标选择本文借鉴国内外大多数学者的研究采用以下3个指标来衡量对外贸易发展：（1）贸易开放度本文借鉴Svaleryd＆Vlachos（2002）、梁莉（2005）等学者的研究，选择贸易开放度（OPEN－NESS），即进口与出口之和占GDP的比重作为衡量外贸增长的重要指标，该指标可以很好地反映贸易开放度和贸易规模。（2）贸易竞争力指标贸易竞争力是指一国某产品的净出口额占该国该产品进出口总额的比值。此指标可以反映我国贸易竞争力的变化。

（二）模型设计

本文研究金融发展与对外贸易发展关系，揭示金融发展与对外贸易之间的长期均衡关系，而协整关系正是刻画两个或多个序列之间的平衡或稳定关系。协整关系基本步骤如下：1．单位根检验由于大多数经济时间序列是非平稳的，因此我们需要首先进行单位根检验，来检查平稳性。本文采用ADF（AugmentedDickey－FullerTest）检验来检验序列平稳性，进行如下回归原假设H0：δ＝0，备择假设：H1：δ＜0；如果接受原假设H0，拒绝备择假设H1，说明经济时间序列Yt至少存在一个单位根，此序列是非平稳的；如果拒绝原假设H0，接受备择假设H1，说明经济时间序列Yt是平稳的。如果序列是非平稳序列，还需检验其一阶差分的平稳性，如果变量的一阶差分是平稳的，则称此变量为I（1）。如果一阶差分后序列仍非平稳，则检验二阶差分的平稳性。一般而言，一个序列经过两次差分以后都可以变为一个平稳序列，序列非平稳是协整检验的必要条件。2．协整检验协整检验的目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有协整关系，即刻画两个或多个序列之间的平衡或平衡关系。协整检验从检验的对象上主要有两种检验方法：一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的AEG检验，二是Johansen和Juselius提出的基于VAR的协整回归系数检验。“由于AEG检验存在诸多缺点而逐渐被淘汰，Jo－hansen检验是一种进行多变量协整检验的较好的方法”［11］，因此本文采用Johansen检验进行协整检验。3．格兰杰因果检验协整检验只是刻画了一组非平稳序列是否存在长期均衡关系，而无法判断是否存在因果关系。而格兰杰提出的Granger因果检验则可以解决这一问题。一个变量Y如果受到其他变量X的滞后影响，则称X是Y的Granger原因。如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整的情况下，格兰杰检验将是无效的。

（三）数据来源

本文利用我国1978—2011年的相关数据进行实证分析，1990年以前的M2数据来自于赵静敏（2010）［12］，1992年之后的M2数据、GDP、对外贸易进出口额数据来源于国泰安金融研究数据库，金融机构存款额和贷款额来源于中宏教研支持系统。

我国金融与对外贸易发展趋势

（一）金融发展

改革开放以来，我国金融业得到了迅速发展，金融业的快速发展为资金融通效率的提高，资源优化配置，经济增长起到了很大作用。戈德史密斯（1994）提出了5个金融发展的评价指标，分别是：货币化比率、金融相关率、金融资产的多样化、金融机构种类和数量、金融资产发展的规范化。限于收集到的数据，本文以金融发展规模（货币化比率M2／GDP）和金融机构存贷款比率来分析我国金融发展水平。货币化程度越高，则货币和金融机构对经济的调节作用越强。一般而言，货币化程度达到100％时，就说明一国的货币化过程已完成。从图1可以看出，改革开放以来，随着GDP和广义货币量M2的增长，我国经济货币化程度逐年提高，从1978年的31．8％上升到了2010年的180．9％，表明了我国的货币化程度之高。以金融机构存贷款比率来衡量的金融效率也逐年提高，由1978年的61．32％上升到了149．88％。金融规模的扩大，金融效率的提高，可以为企业提供资金支持，促进对外贸易的发展。

（二）对外贸易发展

1978年我国对外贸易进出口总额为355．1亿元，随着我国改革开放的深化，至1992年，我国对外贸易进出口总额达到了9119．6亿，15年间我国对外贸易进出口总额年平均增长率为26．97％，出口额、进口额年平均增长速度分别27．41％和27．27％，此阶段大多年份对外贸易处于逆差状态。随着改革开放的进一步深化，1992年至2010年间，我国对外贸易进出口总额年平均增长率为20．6％，进口额、出口额年平均增长速度为20．89％和19．91％，这一阶段我国对外贸易处于顺差状态，且贸易顺差持续扩大。尤其是2001年我国成功加入WTO后，我国对外贸易高速发展，至2010年，我国对外贸易进出口总额达到了201722．15亿元，成为仅次于美国的世界第二大贸易大国。更直观的表现如图2、图3、图4所示。出口是拉动经济增长的三驾马车之一，对外贸易的高速增长极大地促进了我国经济的发展，魏巍贤（1999）指出“中国经济增长的大约31％应归功于实行出口导向型战略的结果”。改革开放以后，在高速增长的对外贸易的推动下，我国GDP年平均增长速度为16．04％。以Svaleryd＆Vlachos（2002）提出的进出口总额占GDP的比重为标准来衡量我国对外贸易开放度，1978—2010年间我国对外贸易开放度由9．73％上升到了50．28％。

对外贸易与金融发展的实证分析

（一）单位根检验

由于大多数经济时间序列是非平稳的，为了防止产生伪回归，因此我们首先进行ADF单位根检验，来检查序列平稳性。我们根据各组数据的时序图选择各变量ADF检验时是否采用截距项和时间趋势，同时进一步检验各变量数据单位根方程中截距项和时间趋势的系数显著性来判断单位根检验模型设定问题。基于AIC最小信息准则来确定滞后阶ρ。结果如表1所示。从表1中可以看出，各变量序列均没通过显著性检验，都存在单位根，都是非平衡序列。它们的一阶差分都在10％的显著性水平下拒绝了单位根假设，OPENNESS、FDS、FDE、TCI经过一阶差分后都是平衡序列，各变量的序列都是I（1）过程。基于此我们可以进行协整检验。

（二）金融发展与对外贸易指标长期关系协整检验

笔者用Johansen最大似然法分析FDS、FDE和OPENNESS，FDS、FDE和TCI的协整关系。协整模型的设定和滞后期确定原则是先根据最小化AIC和SC信息的标准选取，然后进行模型设定检验，若不能通过检验，则重新设定，直到找到相对更好的模型。综合AIC和SC等信息选择滞后两期，通过Eviews6．0软件计算，具体协整检验结果如表2。从表中可以看出，FDE和OPENNESS、FDS和TCI两组变量都不存在协整关系，FDS和OPEN－NESS、FDE和TCI这两组变量分别存在着一个协整关系，即金融发展规模与贸易开放度、金融发展效率与贸易竞争力之间存在长期均衡关系，协整方程分别为（扩号内数字表示回归系数的标准误差）：从方程（1）和（2）可以看出，贸易开放度与金融发展规模呈正相关关系，贸易竞争力与金融发展效率呈负相关关系，金融发展效率指标是用我国金融机构存贷款比值来衡量的，金融发展效率越高，则该指标越小，存款转化为贷款的比例越大。从上面可以看出，对外贸易的发展对金融发展规模有一定的促进作用，对外贸易竞争力的提高有利于金融发展效率的提高。

（三）金融发展与对外贸易指标格兰杰因果关系检验

从Johansen协整检验可以看出，变量FDS和OPENNESS、FDE和TCI存在长期协整关系，但是它们是否能构成因果关系，还需要通过Granger进一步进行检验。由于变量FDE和OPENNESS、FDS和TCI不存在长期协整关系，因此这三组数据不需再讨论因果关系。Granger因果关系检验结果如下表3：从表中可以看出，金融发展规模与对外贸易开放度存在着单向因果关系，在1％的显著性水平下，金融发展规模是对外贸易开放度的Granger原因，而对外贸易开放度不是金融发展规模的原因。事实上，1978年以来，我国金融发展规模（M2）的扩张，即M2的快速增长，可以给企业提供资金支持促进企业技术进步，改善企业产品质量，提高产品国际竞争力，从而提高了国家产口出口额，此外，金融发展规模的提高也为企业扩大产品进口提供了资金支持。贸易竞争力与金融效率存在着单向因果关系，在5％的显著性水平下，金融发展效率是对外贸易竞争力的Granger原因，而对外贸易竞争力不是金融发展效率的Granger原因。金融发展水平越高，则越可能降低金融机构的搜索成本，企业的出口品的生产效率随着金融中介搜索成本的降低而增加，因为通过获得资金来扩大生产规模，达到规模经济，进而提高出口品的比较优势，改善贸易条件，促进对外贸易竞争力的提高。近年来，我国金融发展效率的极大提高促进了我国对外贸易力的增强。由此可见，我国金融发展规模与对外贸易的关系是对金融发展为主导的供给因果关系，我国金融发展规模对对外贸易开放起到了一定的推动力与影响力，金融发展效率的提高促进了对外贸易竞争力的提升。

政策建议

本文采用我国1978－2010年的相关数据，运用Johansen协整分析和Granger因果检验对我国金融发展与对外贸易的关系进行了实证分析，得出改革开放以来我国金融发展对对外贸易有着长期的促进作用。因此应重视我国金融的发展，大力发展金融业，提高金融效率，发挥好金融的服务功能，为对外贸易的发展创造一个良好的环境。

（一）加快金融发展，加大金融创新，促进对外贸易发展

从前面的实证研究结果得出，金融发展规模与贸易开放度存在长期协整关系，且金融发展规模又是对外贸易开放度的Granger原因。我国金融的发展促进了我国对外贸易水平的提高，因此应当进一步提高我国金融发展水平，加快我国金融制度改革，大力发展股票市场、债券市场，为企业提供更多的融资渠道；加强金融创新，大力发展金融衍生产品，为企业提供更多规避风险的金融工具，提高企业融通资金的效率，以促进我国对外贸易开放度的进一步提高。

（二）金融发展促进企业技术创新，提升我国对外贸易竞争力

从前面的实证研究中得出金融效率的提高有助于对外贸易竞争力的增强，因此应当扩大包括股票市场、债券市场在内的资本市场在中国金融体系中的作用，进一步提高我国金融机构存款转化为贷款的速度，提高我国金融发展效率，为企业技术创新提供更多的资金支持，金融效率的提高应当为高附加值的高新技术产品的出口创造条件，从而改善我国对外贸易的结构，提升我国对外贸易竞争力。

作者：郑开放姜超曹佩真单位：西南大学经济管理学院对外经济贸易大学国际商学院