金融發展、對外貿易與能源消費

[摘要] 利用1980-2013年的樣本數據，運用自回歸分布滯后模型（ARDL）對我國金融發展、對外貿易與能源消費三者間的關系進行實證研究。研究結果表明：金融發展對能源消費具有長期顯著的負向效應，能源消費對金融發展的長短期影響顯著為負；金融發展對對外貿易的長短期彈性系數是3.1068和0.40871，分別通過1%和10%的顯著性檢驗，對外貿易對金融發展的顯著影響只存在于短期關系中；能源消費對對外貿易具有長期顯著的促進作用，節能計劃的實施，會降低貿易發展水平。基于此，我國應充分發揮金融在經濟系統中的作用，在促進對外貿易發展的同時減少能源消費，實現經濟社會的可持續發展。

[關鍵詞] 金融發展；對外貿易；能源消費；ARDL模型

[中圖分類號] F224[文獻標識碼] A[文章編號] 1008—1763（2016）04—0107—07

Abstract：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 longterm 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 longterm and shortterm 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 shortterm 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.

Key words： financial development； trade openness； energy consumption； ARDL model

一引言

金融是現代經濟的核心，能源是經濟發展的物質基礎，對外貿易是經濟增長的發動機，作為經濟系統中重要的三個要素，金融發展、對外貿易與能源消費三者間的協調發展將有利于社會經濟的可持續發展。本文將基于ARDL模型深入探究金融發展、對外貿易與能源消費三者間的相互影響機理，以期為科學決策提供理論依據。

關于金融發展、對外貿易與能源消費三者之間的相互關系，國內外學者做了許多有益的探索。國外方面，Kletzer、Bardhan基于擴展的HOS模型研究發現，金融發展有利于企業建立融資成本的比較優勢，加大制成品的出口貿易[1]；Fenney、Hillman建立了一個只含進口與出口兩部門的模型研究金融發展與對外貿易之間的關系，研究結果顯示，金融發展可以通過資產組合的多樣化來分散特定要素的風險，從而促進對外貿易的發展[2]；Shahbaz、Lean基于ARDL邊限協整和VECM格蘭杰因果檢驗研究發現，金融發展對能源消費具有顯著的促進作用，且兩者互為格蘭杰因果關系[3]；Sadorsky利用八個中東國家1980-2007年的數據研究發現，對外貿易對能源消費具有顯著的促進作用，進口貿易與能源消費之間存在雙向因果關系，出口貿易是能源消費的單項格蘭杰原因[4]。國內方面，沈能運用Geweke因果分解和協整檢驗研究發現，對外貿易與金融發展規模之間存在雙向因果關系，具體表現為金融帶動貿易的“供給引導”型關系[5]；李美平、汪浩瀚從金融發展規模、金融發展效率、金融發展完善程度三方面衡量金融發展水平，得出我國金融發展與對外貿易是貿易為主導的“需求尾隨”型關系[6]；任力、黃崇杰采用面板廣義矩估計研究金融發展與能源消費之間的關系，研究結果顯示，金融相關比率、非國有部門信貸比重與能源消費呈正相關，FDI與能源消費呈負相關[7]；劉劍鋒、黃敏運用馬爾科夫轉移向量自回歸模型研究發現，能源消費與金融發展的關系會隨區制發生變化，在非線性研究框架下，兩者之間不存在因果關系[8]；徐少君運用協整技術和VECM格蘭杰檢驗研究發現：對外貿易發展對能源消費具有顯著促進作用，能源消費與出口貿易之間存在雙向因果關系，與進口貿易之間不存在因果關聯[9]。

近幾年國外一些學者開始在同一框架下研究金融發展、對外貿易與能源消費三者間的關系[10-12]，而國內很少有學者將三者納入統一框架中研究。金融發展與對外貿易對能源消費的作用方式是否一致，能源消費對兩者的影響是否相同，金融發展與對外貿易之間又有怎樣的聯系，諸多問題都值得做深入的探討。本文嘗試運用ARDL模型對金融發展、對外貿易和能源消費之間的關系進行實證研究，以期進一步豐富和拓展三者之間的研究內容。

二變量選取和模型構建

（一）變量選取

考慮到金融發展、對外貿易與能源消費都是經濟增長的源泉，本文將經濟增長納入分析框架，研究三者間的相互關系，各變量的具體說明如下：

經濟增長（GDP）：以人均實際GDP表示，單位是元/人。

金融發展（FIN）：由于現有統計資料并未給出金融發展指標，國內實證研究大多采用金融機構存貸款之和/GDP、金融機構貸款/GDP或M2/GDP等指標來度量金融發展水平。然而對于我國而言，相當部分貸款會被政府指令或干預借貸給那些缺乏效率的國有企業[13]，從而導致這些指標不能真實衡量我國金融發展水平。而發放給私人部門的信貸決策往往市場化程度較高且信貸投放也更有效率[7]，因此本文選用私人部門信貸占GDP的比重來代表金融發展水平。

對外貿易（TR）：以人均實際進出口貿易總額表示，單位是元/人。

能源消費（EN）：以人均能源消費總量表示，單位是千克標準煤/人。

本文選取的數據跨度是從1980～2013年，人均實際GDP、私人部門信貸占GDP比重、年中人口估算值來自《世界銀行世界發展指標數據庫》，進出口貿易總額、能源消費總量來自《中國統計年鑒》。實證研究中，為了使模型系數有更好的解釋意義，對所有變量都進行對數化處理，具體用LnGDPt、LnFINt、LnTRt、LnENt表示。

（二）ARDL模型

ARDL模型是近期出現的一種協整檢驗模型，該方法最早提出者是Charemza和Deadman[14]，后來由Pesaran、Shin、Smith進行完善和推廣[15]。與傳統的協整檢驗相比，邊限協整檢驗的ARDL方法具有以下優點：（1）參與ARDL模型的變量可以是零階或一階單整；（2）ARDL邊限協整檢驗建立在單一模型的基礎上，允許不同變量有不同的滯后階數；（3）ARDL方法在小樣本情況下更加穩健；（4）即使解釋變量存在內生變量，ARDL模型估計結果仍是有效的。ARDL方法的運用具體分以下兩個步驟：

第一步：通過ARDL邊限協整檢驗判斷變量間是否存在長期協整關系。從ARDL模型中可以導出包含長期和短期信息的無約束誤差修正模型（Unrestricted Error Correction Model，UECM）：

檢驗變量間是否存在長期協整關系，可對UECM模型中滯后一階變量系數的聯合顯著性進行F檢驗。以方程（1）為例，ARDL邊限協整檢驗的原假設是變量間不存在長期協整關系，即H0：β2=β3=β4=β5=0；備擇假設是存在長期協整關系，即H1：β2、β3、β4、β5至少一個不為0。Pesaran、Shin、Smith證明，在H0成立的情況下，F統計量服從一個非標準的漸進分布，并給出了F統計量的上、下邊限值[15]。將計算得到的F統計量與上、下邊限值進行比較，如果F統計量超過上邊限值，則拒絕原假設，說明變量間存在長期協整關系；如果F統計量低于下邊限值，則接受原假設，說明變量間不存在長期協整關系；如果F統計量值介于上、下邊限值之間，則無法確定是否存在長期協整關系。為了保證小樣本檢驗的精確性，本文選用Narayan產生的樣本容量在30～80之間的F統計量的臨界值[16]。

第二步：在確定變量間存在長期協整關系后，基于ARDL模型對變量間的長短期關系進行估計。

三實證分析

（一）單位根檢驗

由于ARDL方法要求序列為平穩或一階單整，所以先要對變量進行單位根檢驗。考慮到ADF檢驗在小樣本情況下功效較低，本文采用DFGLS檢驗對變量進行單位根檢驗，同時給出ADF檢驗結果進行對比。ADF檢驗結果顯示：所有變量都是在一階差分下平穩；DFGLS檢驗結果顯示：變量LnGDPt的原序列和一階差分序列都是平穩序列，說明兩種檢驗得到的結果略有不同。但綜合來看，變量LnENt、LnGDPt、LnFINt、LnTRt都是零階或一階單整序列，所以可以用ARDL邊限協整檢驗變量間是否存在長期協整關系。

從表2中可知，當LnENt、LnFINt、LnTRt作為響應變量時，其F統計值分別為16.9476、15.2174和4.5769，分別高于1%、10%顯著性水平下的上邊限值6.368和3.898，說明變量間存在長期協整關系；當LnGDPt作為響應變量時，其F統計值低于10%顯著水平下的下邊限值，說明LnENt、LnFINt、LnTRt對LnGDPt的長期影響不顯著，所以本文研究的變量之間存在3個協整關系。

（三）長短期估計

在ARDL模型估計之前首先要確定合適的滯后階數，考慮到本文樣本數較少，所以選用AIC準則，然后運用Microfit4.1軟件估計得到：方程（5）（被解釋變量是能源消費）的最優模型是ARDL（2，2，1，2）；方程（7）（被解釋變量是金融發展）的最優模型是ARDL（1，0，1，1）；方程（8）（被解釋變量是對外貿易）的最優模型是ARDL（1，2，1，1），具體結果如表3～5所示。

從表3中可知，當能源消費作為因變量時，金融發展對能源消費的長期影響顯著為負，說明在金融驅動下，能源消耗得到有效控制，金融發展的不斷深化，引領更多的資金流向高能效、低能耗的企業，為企業的技術研發、節能環保設備購買提供資金支持，從而提高了能源效率，減少了能源消費，但短期來看，這種作用效果并不顯著。對外貿易對能源消費的長短期影響系數分別為0.21421、0.12314和0.083451，均未通過顯著性檢驗，說明對外貿易對能源消費的促進作用并不明顯，對外貿易并不是導致我國能源消費增加的主要因素。經濟增長對能源消費的長期彈性在5%的顯著水平下顯著為正，說明隨著經濟的不斷發展，能源消費也在持續增多，但從短期來看，經濟增長對能源消費存在滯后一期的負向效應，可見短期內我國經濟結構有所優化，符合能源EKC曲線的猜想。另外，從短期ECM模型中可知，能源消費的滯后一期對當期能源消費具有顯著的促進作用，說明能源消費存在嚴重的路徑依賴，本期能源消費很大程度會受到上期的影響，所以短時間內很難下降。誤差修正項的系數為-0.13562，在1%的顯著性水平下顯著為負，說明在系統偏離長期均衡的狀態下，可以以每年13.562%的速度進行修正。

從表4中可知，能源消費對金融發展的長短期系數分別為-0.52886和-0.33918，在5%和10%的顯著水平下顯著為負，說明能源消費的增加會抑制金融發展，能源的大量消耗會產生一系列的環境及社會問題，從而不利于金融的有序發展。對外貿易對金融發展的短期影響系數是0.28874，通過10%的顯著性檢驗，說明當期的人均對外貿易總額每增加1%，同期的私人部門信貸占GDP比重將增加0.28874%，對外貿易的發展會刺激金融機構進行改革升級，加快金融創新，對整個金融業的發展起到推動作用，但從長期來看，這種促進作用并不顯著。經濟增長對金融發展的長期影響系數為0.55096，通過1%的顯著性檢驗，說明經濟增長對金融發展具有促進作用，經濟的不斷發展為金融創新提供了十分有利的宏觀環境，有利于金融規模的擴大、金融效率的提高，但短期內，經濟增長會抑制金融發展，說明金融發展仍有待深化。誤差修正項的系數為-0.64134，在1%的置信水平下顯著為負，說明經濟系統受到的短期沖擊，在下一年會得到64.134%的修正。

從表5中可知，在長期關系中，人均能源消費總量每增加1%，人均對外貿易總額就會增加0.97636%，說明能源作為重要的投入要素，對對外貿易發揮著重要的作用，隨著全球產業分工重組的不斷深化，越來越多的勞動密集型、資源密集型的產業被轉移到中國，我國成為了世界的制造中心，而生產加工這些貿易商品往往需要大量的能源，據國際能源署（IEA）統計，我國貿易產品出口產生的能源間接出口占到能源消費總量的28%，而這一比例美國僅為6%，歐盟僅為7%，可見我國貿易發展具有很強的能源依賴。金融發展對對外貿易的長短期系數是3.1068和0.40871，分別通過1%和10%的顯著性檢驗，說明金融業的不斷發展有效地降低了企業的融資成本，拓寬了企業的融資渠道，為企業提供了足夠的資金支持，從而促進我國的貿易規模不斷增長，同時還發現金融發展對對外貿易的長期系數明顯要大于短期系數，說明金融發展對對外貿易的影響需要一定量的積累。經濟增長對對外貿易的短期影響系數為1.8449，在1%的顯著性水平下顯著為正，說明在短期關系中，經濟增長對貿易發展具有積極的推動作用。誤差修正項的系數在1%的顯著性水平下是顯著為負，符合負向反饋機制。

（四）穩定性檢驗

為了確保前文構建ARDL模型的穩健可靠性，本文利用遞歸殘差累計和（CUSUM）檢驗和遞歸殘差平方累計和（CUSUMSQ）檢驗對模型估計的參數進行穩定性檢驗，檢驗結果如圖1～3所示。

圖中的兩條直線表示的是顯著性水平為5%時的上下臨界值，中間的折線表示的是隨時間變化的CUSUM值和CUSUNSQ值。從圖1～3中可以看出，除了因變量為LnTRt時計算的CUSUNSQ值略不穩定外，其余均位于上、下臨界值之間，說明模型是有效的，研究結果具有一定的參考價值。

四結論與政策建議

本文基于1980-2013年的年度數據研究了金融發展、對外貿易與能源消費三者之間的相互關系。研究結果顯示，能源消費、經濟增長、金融發展與對外貿易之間存在長期協整關系。在長期關系中，金融發展與能源消費互為抑制作用，金融發展、能源消費對對外貿易均具有顯著的促進作用，對外貿易對能源消費、金融發展的正向作用均不顯著；從短期來看，能源消費存在嚴重的路徑依賴，短時間內很難下降，金融發展與對外貿易之間存在相互促進作用，能源消費對金融發展具有顯著的負向效應，金融發展對能源消費的負向效應并不明顯，對外貿易和能源消費互為促進關系，但均不顯著。

從上述分析中可知，能源消費是對外貿易的投入要素，節能計劃的實施會對貿易發展造成不利的影響，而金融發展可以在促進貿易發展的同時減少能源消費，因此應該充分發揮金融發展在經濟系統中的作用。第一，要穩步推進金融創新，進一步健全完善對外貿易金融服務體系。雖然金融在支持、服務外貿發展上已取得積極成效，但由于我國外貿企業規模較小，缺乏有效抵押物，信用體系建設落后，銀行與企業之間嚴重的信息不對稱，為企業融資增加了難度。因此應該對抵押方式進行創新，適當放寬抵押資產的范圍，積極創新應收賬款、倉單、商標權、專利權抵押等抵押方式，規范抵押的評估登記程序，建立獨立完善的外貿企業信用評價和擔保體系，組建專業的擔保機構，通過財政注資等方法對風險進行補償，建立本地安全機構作為全國性的再擔保機構，分散銀行的投資風險，減緩企業的融資壓力；進一步推進人民幣跨境使用，加快發展外匯市場，加強出口信用保險支持，規避分散國際貿易中的風險，促進外貿持續發展。第二，充分發揮低碳金融的調控政策，開展綠色信貸業務，將企業的環保守法情況作為貸款的必要條件之一，制定系統的綠色信貸政策，全面推進綠色信貸建設，引領更多的信貸資金流入低能耗、低排放產業，充分發揮金融對產業轉型升級的導向作用，促進產業結構的調整；創新財政金融支持方式，加大財政科技的投入力度，通過設立專項引導基金、落實政府采購政策以及稅收優惠政策等多種方式鼓勵企業進行技術創新，使用先進的節能技術，提高能源使用效率，減少能源消費。

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