對外開放對金融發展的抑制效應

潘向亞

【摘 要】社會在不斷進步的同時，經濟日益蓬勃發展，各國紛紛打開國門，讓對外開放步伐得到加速，經濟不再是某個國家的經濟，而是全球性經濟，國與國之間的經濟、貿易、金融不再獨立。我國屬于發展中國家，隨著世貿組織的加入，國家之間的貿易往來頻繁，就這點來說，我國的對外開放程度大大提高了，不過就我國目前狀況來看，對外開放對金融發展并不是一味地促進，同樣會有一定程度的抑制作用，在此背景下，本文著手研究中國對外開放與金融發展之間的聯系。

【關鍵詞】對外開放；金融發展；抑制

對外開放指的是國家自行增加與其他國家之間的經濟往來，并將相應方面的政策解除限制或放松條款，這些方面通常指國內市場或國內投資的保護政策，隨著全球經濟的騰飛，各國之間經濟交流日趨頻繁，大部分國家將對外開放作為重點進行實施；一個國家的金融發展看的是金融結構在不同時期內的變化，而對金融結構產生影響的是金融工具和金融機構，但是金融發展與經濟發展脫不了關系，金融如何發展經濟也跟著發展，那么對外開放與金融發展之間的沖突研究顯得尤為重要，值得我們探討。

一、對外開放與金融發展動態模型的建立

（一）對外開放與金融發展動態模型的分析

衡量金融發展的指標通常有三個，我們把金融發展和對外開放有關的指標分別看作被解釋變量和解釋變量，與動態效應相聯系，建立動態模型。

在這個模型中，其中，i表示地區，t代表時間，FD指的是金融發展指標， TRO表示貿易開放度，FO表示金融開放度，GOV表示政府支出，STATE表示國有企業產值比重，ENROLL表示毛入學率，RGDPGR表示真實GDP增長率，u為模型中的隨機擾動項，包含省域個體效應和時間效應。

因為受到個體效應和時間效用的影響，動態面板數據模型常常受到內生性問題的困擾。由于內生性的存在，運用普通面板最小二乘法（LSDV）或者可行廣義最小二乘法（FGLS）對模型進行估計，不能夠準確地反映它們之間的關系。對于利用法律制度來處理內生性問題，由于我國不同地區間幾乎擁有相同的相關制度，導致法律制度這條路行不通。所以，為了達到式中參數使用動態面板數據廣義的方法估計，工具變量選擇模型中所有變量滯后一到二期。估計過程中，系數和權重矩陣的收斂使用迭代循環方式計算，廣義矩權重使用橫截面權重法，以允許在相關維度上存在異方差，從而使估計結果相對準確。

（二）對外開放與金融發展的動態模型相關指標的確定

金融發展的好壞在一定程度上影響著資源分配效率和國際競爭結構，因此本文對三項重要指標有更深層次的細化。金融發展規模指標更詳細的分為金融相關比率、金融發展深度以及國民儲蓄比率。金融發展效率指標又可以由儲蓄投資轉化率、存比以非國有企業存貸比等三個指標來表示。其中，非國有企業在某種程度上顯示金融在社會資源配置方面的實際效率，從實際情況出發，非國有企業在公用資金中要占有較大份額。

就目前來說，相關數據表明，對金融發展有一定作用的是政府支出、教育體系的改善，區域國有部門比重越大，金融資源配置效率就越低，反之亦然，在金融機構貸款中國有部門的貸款有顯著優勢，因此，從理論層面來說，在我國應該存在在貸款中國有部門占有較高比重的現象，而這種現象不利于金融發展效率的提高，也不利于金融競爭力的提升，可現實表明，國有企業貸款的優越性沒有對金融發展規模產生明顯的影響。

二、對外開放與金融發展的影響驗證與分析

（一）數據分析

我國從兩千年對國有銀行股份制進行改革，2001年加入WTO，基于此，本文從相關資料中獲得有關數據，對對外開放與金融發展之間的關系進行分析和研究。對有關數據進行統計表明，從2000年到2015年金融相關比率均值為2.41、金融發展深度均值為1.02、居民儲蓄比率均值為0.9，0.8、0.3，1.1是它們的標準差；同時，從這些年間，儲蓄投資轉化率的均值為0.75、存貸比均值為0.76、非國有企業存貸比均值為0.79， 0.239、0.125、3.62分別為它們的標準差，2000～2015年間金融市場競爭程度均值為5.9，2.7為標準差；金融開放和貿易開放這兩項指標在2000～2015年間的均值為0.03和0.33，標準差分別為0.025和0.42；同時期，政府支出均值為0.16、毛入學率均值為0.50、國有比重均值為0.99、實際經濟增長率均值為0.15，而其標準差為：0.066、0.20、0.02、0.07.

（二）對外開放對金融發展的影響分析

對以上數據進行分析可知：第一、金融發展的規模、效益兩項指標以及貿易開放度的回歸系數比零小，其中只有非國有企業存貸比和居民儲蓄比率這兩項指標表現突出，這從某種意義上表明在2000～2015年期間我國貿易開放程度越來越高，可是這并沒有促進金融發展的規模和儲蓄投資轉化率，那么，總結這段時期，貿易開放程度不僅沒有促進金融發展的規模，反而抑制了它的發展。第二、數據表明貿易開放回歸系數盡管都大于零，但是并沒有明顯的關聯，從某種意義上來說，貿易開放確實對金融競爭程度有提高作用，但顯然這種作用是不明顯的。第三、數據表明，居民儲蓄比率的固定效應回歸系數大于零為0.36，然而其他與之相關的指標都小于零，不過沒有束縛，這在某種意義上說明了金融開放對兼容發展規模的擴大會有一定的抑制作用。

正如上述分析所得，當我國不斷提高對外貿易開放程度的同時，金融發展并沒有突出表現，不僅如此，在金融對外不斷開放期間，并沒有很大程度的促進金融發展，在這個過程中，知識在一定程度上促進了存儲向投資的轉化以及金融競爭程度，不過也突出的表現了對資金分配效率的抑制作用，當國有部門占有較大份額時期，金融發展規模出現消減的現象，這個現象在2008年時出現逆轉，不過這種逆轉是與當年的金融危機息息相關的，由此可知，對外開放對金融發展的抑制效應的分析具有一定的穩健性和可靠性。

（三）對外開放對金融發展的抑制效應分析

由以上相關數據和分析得出，我國對外貿易開放政策的實施，僅僅只提高了城鎮居民儲蓄比率，對金融發展規模和效率不但不促進反而還抑制，這也就意味著隨著我國對外貿易開放程度的提高，金融發展的規模和效率得到不提升。而這個結果是與當前的研究不相符，當前研究表明對外開放能在很大程度上促進金融發展，在我國在對外開放實施過程中，收到諸多不利因素的影響導致金融發展受到抑制，不僅如此，我國金融發展相對滯后于貿易發展，他們之間的不協調性導致不利因素的增多，最終導致對外開放對金融發展進行抑制。

三、結語

由以上論述我們可以知道，對外開放已成為當今社會的主流，不過由于我國的貿易與金融的開放程度沒有協調好腳步、結構沒有完美結合，導致對外開放對金融發展產生了一些負面影響。首先，對外開放在我國大力發展，可金融的規模沒有顯著的擴張，效率也沒有明顯提高；其次，金融開放在某種程度上有助于金融發展，但效果并不明顯，這表明我國金融開放與金融發展之間存在聯系，但這種聯系是不明顯的，需要進一步提升金融開放程度，并且在提高之前要完善相關法律和穩固宏觀經濟，這為我國的金融結構調整指明了前進的方向。

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