新疆金融發(fā)展影響對外貿(mào)易的實(shí)證分析

蘇旭峰 蘇宏枝

(1 塔里木大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 新疆 阿拉爾 843300)(2 山東理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 山東 淄博 255012)

2017年7月，習(xí)近平總書記在全國金融工作會議上強(qiáng)調(diào)“服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，防控金融風(fēng)險(xiǎn)，深化金融改革，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)和金融良性循環(huán)健康發(fā)展”[1]。自2013年一帶一路戰(zhàn)略實(shí)施以來，新疆作為一帶一路戰(zhàn)略的核心區(qū)域，國家在政策上給予大力影響，新疆對外貿(mào)易迎來了發(fā)展的政策紅利。

金融作為經(jīng)濟(jì)的核心，對國際貿(mào)易的影響尤為重要，通過對霍爾果斯和烏魯木齊等地外貿(mào)公司的實(shí)地走訪，發(fā)現(xiàn)在金融需求旺盛的情況下，新疆的金融供給相對落后。新疆金融的供給側(cè)改革如何應(yīng)對市場需求是擺在目前新疆改革與發(fā)展的一個(gè)重要問題。Carlin和Mayer (2003)[2]通過研究金融與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系發(fā)現(xiàn)技術(shù)變化之后比較優(yōu)勢會發(fā)生相應(yīng)變化，而技術(shù)發(fā)展主要依靠金融影響。包群、張雅楠(2010)[3]研究了區(qū)域金融發(fā)展與比較優(yōu)勢以及出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融對外貿(mào)具有重要的促進(jìn)作用。胡彬華(2014)[4]分析了金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步對國際貿(mào)易的影響，通過選取金融規(guī)模指標(biāo)、金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)、金融效率指標(biāo)、國際貿(mào)易規(guī)模和國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)等指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)金融規(guī)模和金融效率都會促進(jìn)國際貿(mào)易的進(jìn)步，而金融結(jié)構(gòu)對國際貿(mào)易的發(fā)展具有抑制作用。周雪晴，孫權(quán)(2015)[5]分析了金融影響對外貿(mào)易的關(guān)系，得出了金融相關(guān)比率和金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對國際貿(mào)易有正面影響，信貸轉(zhuǎn)換率對國際貿(mào)易具有抑制作用。張帥(2013)[6]對新疆金融與對外貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)新疆金融與對外貿(mào)易之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，但雙方并不是相互促進(jìn)的。本文結(jié)合新疆金融發(fā)展和對外貿(mào)易發(fā)展的實(shí)際狀況，選取協(xié)整分析和向量自回歸模型開展了新疆金融對對外貿(mào)易影響的實(shí)證分析，查找出新疆外貿(mào)與金融的必然聯(lián)系，根據(jù)如何進(jìn)一步提升對外貿(mào)易的角度提出金融發(fā)展的相關(guān)措施。

1 研究方法與模型構(gòu)建

本文主要采用了協(xié)整分析和向量自回歸(VAR,Vector Auto regression)模型進(jìn)行了研究。

1.1 協(xié)整分析

Engle和Granger(1987)[7]指出兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合可能是平穩(wěn)的。假如這樣一種平穩(wěn)的或的線性組合存在，這些非平穩(wěn)(有單位根)時(shí)間序列之間被認(rèn)為是具有協(xié)整關(guān)系的。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長期均衡關(guān)系。

1.1.1 單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是進(jìn)行數(shù)據(jù)分析的前提，直接用OLS建模可能會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，導(dǎo)致回歸結(jié)果產(chǎn)生誤差。因此，單根檢驗(yàn)是協(xié)整檢驗(yàn)和因果關(guān)系檢驗(yàn)的前提和基礎(chǔ)。為了確保方程中的殘差項(xiàng)是白噪聲，運(yùn)用單整檢驗(yàn)方法ADF對時(shí)序變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在Eviews軟件中應(yīng)用ADF檢驗(yàn)單位根。

1.1.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

如果ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)時(shí)間序列變量之間是否具有長期關(guān)聯(lián)關(guān)系，對于時(shí)間序列變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen(1995)[8]協(xié)整檢驗(yàn)是基于VAR模型的一種檢驗(yàn)方法，但也可直接用于多變量間的協(xié)整檢驗(yàn)，Johanson協(xié)整檢驗(yàn)采用似然比(LR)檢驗(yàn)方法。

1.2 VAR模型

VAR模型常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)以及分析隨機(jī)擾動(dòng)對變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。VAR模型通過把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量,作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而回避了結(jié)構(gòu)化模型的要求。

1.2.1 VAR模型的檢驗(yàn)

(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對于VAR模型，用特征方程判別穩(wěn)定性。以Yt=μ+п1Yt-1+u1為例，改寫為(I-п1L)Yt=μ+ut，其中A(L)=I-п1L。VAR模型穩(wěn)定的條件是特征方程│п1-λI│=0的根都在單位圓以內(nèi)。特征方程│п1-λI│=0的根就是п1k的特征值。

(2)滯后階數(shù)檢驗(yàn)

建立VAR模型除了要滿足平穩(wěn)性條件外，還應(yīng)該正確確定滯后期k。如果滯后期太少，誤差項(xiàng)的自相關(guān)會很嚴(yán)重，并導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計(jì)。在VAR模型中適當(dāng)加大k值(增加滯后變量個(gè)數(shù))，可以消除誤差項(xiàng)中存在的自相關(guān)。但從另一方面看，k值又不宜過大。k值過大會導(dǎo)致自由度減小，直接影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性。

用赤池(Akaike)信息準(zhǔn)則 (AIC) 選擇k值：原則是在增加k值的過程中使AIC的值達(dá)到最小。用施瓦茨(Schwartz)準(zhǔn)則 (SC) 選擇最佳k值：原則是在增加k值的過程中使SC值達(dá)到最小。

1.2.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)

當(dāng)模型中某一變量t期的擾動(dòng)項(xiàng)發(fā)生變動(dòng)，會引起模型中其它變量之間發(fā)生一系列交互作用，脈沖響應(yīng)函數(shù)用于描述整個(gè)系統(tǒng)對于沖擊擾動(dòng)在不同滯后期的反映關(guān)系，即衡量一個(gè)變量在不同滯后期對另一個(gè)變量的作用時(shí)滯。

1.2.3 方差分解

方差分解通過描述結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度來確定結(jié)構(gòu)沖擊的重要程度，即衡量出VAR模型中變量產(chǎn)生影響的隨機(jī)擾動(dòng)的重要程度，采用方差分解進(jìn)行分析。

2 指標(biāo)選取與協(xié)整分析

2.1 指標(biāo)選取

根據(jù)國內(nèi)外的研究文獻(xiàn)和新疆實(shí)際情形，選取金融發(fā)展指標(biāo)和貿(mào)易指標(biāo)進(jìn)行分析。

2.1.1 金融發(fā)展指標(biāo)

2.1.1.1 金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)

國內(nèi)外學(xué)者在衡量金融發(fā)展的規(guī)模和深度時(shí)，通常選用麥金農(nóng)的經(jīng)濟(jì)貨幣化比率指標(biāo)和戈德史密斯的金融相關(guān)比率指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)的貨幣化比率，即M2/GDP，該指標(biāo)反映了一國經(jīng)濟(jì)的貨幣化程度，貨幣的滲透力和經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)功能。金融相關(guān)比率指標(biāo)，即FIR=全部金融資產(chǎn)總量/GDP=(金融機(jī)構(gòu)資金運(yùn)用+債券余額+股票市值十保費(fèi)余額)/GDP。該指標(biāo)不但可以反映總量的變化，還可以反映金融業(yè)組成結(jié)構(gòu)的變化。本文根據(jù)新疆實(shí)際與新疆統(tǒng)計(jì)年鑒的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)選取了金融相關(guān)率(FIR)指標(biāo)，采用FIR=金融機(jī)構(gòu)存貸款/GDP進(jìn)行衡量新疆金融發(fā)展規(guī)模。

2.1.1.2 金融發(fā)展效率指標(biāo)

衡量金融發(fā)展效率的指標(biāo)有很多，比如私人信貸指標(biāo)、信貸轉(zhuǎn)換率等。本文以信貸轉(zhuǎn)化率作為金融效率(FE)指標(biāo)，即FE=貸款/存款。

2.1.1.3 金融市場指標(biāo)

金融市場有貨幣市場和資本市場，資本市場主要包括股票、債券和基金等。由于新疆的貨幣市場和資本市場數(shù)據(jù)查找困難，本文選取保險(xiǎn)深度(IP)指標(biāo)反映金融市場的發(fā)展，即IP=保費(fèi)收入/GDP。

2.1.2 貿(mào)易發(fā)展指標(biāo)

研究國際貿(mào)易通常考察兩個(gè)重要指標(biāo)，即貿(mào)易規(guī)模和進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)。本文主要分析了以外貿(mào)依存度為代表的貿(mào)易規(guī)模和外商直接投資為代表的國際金融規(guī)模指標(biāo)。其中，外貿(mào)依存度(FTD)=進(jìn)出口總額/GDP；外商直接投資(FDI)=外商直接投資額/GDP。

2.1.3 數(shù)據(jù)來源說明

本文選取的原數(shù)據(jù)主要來源于2001～2016年的新疆統(tǒng)計(jì)年鑒，以及歷年的中國金融年鑒。由于進(jìn)出口總額、外商直接投資等以美元計(jì)價(jià)，再根據(jù)每一年的中間匯率折算成人民幣，每一項(xiàng)指標(biāo)最終都以人民幣計(jì)價(jià)，然后進(jìn)行計(jì)算。數(shù)據(jù)獲取后，為了消除異方差等，對數(shù)據(jù)采用取對數(shù)處理。

2.2 協(xié)整分析

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

針對時(shí)間序列數(shù)據(jù)直接建模可能會出現(xiàn)的虛假回歸問題，Granger(1981)[9]提出協(xié)整方法對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。首先對FTD、FDI、FIR、FE和IP取對數(shù)，消除可能存在的異方差問題，然后對得到的LNFTD、LNFDI、LNFIR、LNFE和LNIP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用Augented Dichey- Fuller(ADF)檢驗(yàn)方法，通過Eviews6.0軟件對新疆外貿(mào)依存度、外商直接投資、金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率和保險(xiǎn)深度指標(biāo)數(shù)據(jù)和一階差分的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如表1所示。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)上表

變量檢驗(yàn)類型臨界值(1%)臨界值(5%)臨界值(10%)ADF檢驗(yàn)值P值平穩(wěn)性DLNFIR(c,0,0)-2.74-1.97-1.60-3.040.005是LNFE(c,0,3)-4.12-3.14-2.71-5.090.002是DLNFE(c,0,3)-2.79-1.98-1.60-2.520.017是LNIP(c,0,3)-2.77-1.97-1.60-1.730.079否DLNIP(c,0,2)-2.77-1.97-1.60-3.560.002是

注：檢驗(yàn)類型(c，t，p) 中，c代表常數(shù)項(xiàng)，t代表趨勢項(xiàng)，p代表滯后階數(shù)。

由表1可以看出，LNFTD、LNFDI、LNFIR和LNIP的ADF統(tǒng)計(jì)量均大于5%的顯著水平下的臨界值，表明這三個(gè)序列是非平穩(wěn)的，不具備進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。一階差分序列中，DLNFTD、DLNFDI、DLNFIR、DLNFE和DLNIP的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于5%的顯著水平下的臨界值，拒絕了存在單位根的檢驗(yàn)，說明一階差分的五個(gè)序列是平穩(wěn)的時(shí)間序列，即VAR(1)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.2.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用協(xié)整理論檢驗(yàn)外貿(mào)依存度與金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度及外商直接投資與金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度是否具有長期的穩(wěn)定關(guān)系。如果變量都是同階單整，且存在某種線性組合是平穩(wěn)的，則變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文采用約翰森 (Johansen )方法來檢驗(yàn)外貿(mào)依存度與金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度及外商直接投資與金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度是否協(xié)整，檢驗(yàn)結(jié)果見表2、表3。

表2 LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：* 表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。

由表2可以看出，在5%的顯著水平上，2000～2015年間外貿(mào)依存度、金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度四個(gè)變量的對數(shù)序列之間存在最多三個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明外貿(mào)依存度與金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度之間存在長期關(guān)系的均衡性。

表3 LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整關(guān)系

由表3可以看出，LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP的標(biāo)準(zhǔn)化方程為：

LNFTD=2. 19 LNFIR-18. 47 LNFE-37. 52LNIP

由LNFTD、LNFIR、LNFE、LNIP 之間的長期協(xié)整關(guān)系可以看出，外貿(mào)依存度與金融相關(guān)率之間為同向變動(dòng)關(guān)系，而與信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度之間為反向變動(dòng)關(guān)系。當(dāng)金融相關(guān)率增加1個(gè)單位時(shí)，外貿(mào)依存度將增長2. 19%。而當(dāng)信貸轉(zhuǎn)換率增加1個(gè)單位時(shí)，外貿(mào)依存度將下降18. 47%；當(dāng)保險(xiǎn)深度增加1個(gè)單位時(shí)，外貿(mào)依存度將下降37. 52%。這意味著金融規(guī)模的增加對對外貿(mào)易是起到正向作用，而金融效率和金融深度的增加當(dāng)期對對外貿(mào)易具有負(fù)影響。這和我們生活中的實(shí)際情況相吻合。

表4 LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：* 表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。

由表4可以看出，在5%的顯著水平上，2000～2015年間外商直接投資、金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度四個(gè)變量的對數(shù)序列之間存在最多兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明外商直接投資與金融相關(guān)率、信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度之間存在長期關(guān)系的均衡性。

表5 LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整關(guān)系

由表5可以看出，LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP的標(biāo)準(zhǔn)化方程為：

LNFDI=31. 11 LNFIR-28. 29 LNFE-49. 34 LNIP

由LNFDI、LNFIR、LNFE、LNIP 之間的長期協(xié)整關(guān)系可以看出，外商直接投資與金融相關(guān)率之間為同向變動(dòng)關(guān)系，而與信貸轉(zhuǎn)換率、保險(xiǎn)深度之間為反向變動(dòng)關(guān)系。當(dāng)金融相關(guān)率增加1個(gè)單位時(shí)，外商直接投資將增長31. 11%。而當(dāng)信貸轉(zhuǎn)換率增加1個(gè)單位時(shí)，外商直接投資將下降28. 29%；當(dāng)保險(xiǎn)深度增加1個(gè)單位時(shí)，外貿(mào)依存度將下降49. 34%。這意味著金融規(guī)模的增加帶動(dòng)全社會投資增加，吸引FDI的能力也在增加；而金融效率和金融深度的增加對FDI具有客觀抑制作用。

金融影響外商直接投資主要體現(xiàn)在金融相關(guān)率的變化上，也就是金融規(guī)模的變化對FDI的正向影響顯著。信貸轉(zhuǎn)化率和保險(xiǎn)深度分別代表金融效率和金融深度，它們對外商直接投資具有抑制作用。外商直接投資是一地對外經(jīng)濟(jì)開放水平的重要衡量指標(biāo)，F(xiàn)DI的增加與否也會刺激當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，從側(cè)面反映了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的活力。

3 VAR模型的實(shí)證分析

3.1 VAR模型的平穩(wěn)性與滯后階數(shù)

3.1.1 VAR模型的平穩(wěn)性

在這兩個(gè)VAR(1)模型中，對模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到該模型的單位根圖(見圖1、圖2)。這兩個(gè)模型中單位根都在圓內(nèi)，說明這兩個(gè)VAR模型的方程都是收斂的，這與前文時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性結(jié)果相吻合。此外，VAR模型的平穩(wěn)性也是進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的前提條件。

圖1 LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP的單位根檢驗(yàn)圖圖2 LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP的單位根檢驗(yàn)

3.1.2 VAR模型的滯后階數(shù)

表6 LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP 的VAR模型最佳滯后期選擇

注：*表示按標(biāo)準(zhǔn)選擇的滯后階數(shù)。

表7 LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP 的VAR模型最佳滯后期選擇

注：*表示按標(biāo)準(zhǔn)選擇的滯后階數(shù)。

通過Eviews6. 0軟件處理結(jié)果確定VAR模型的滯后階數(shù)，得到LR、FPE、AIC、SC、HQ準(zhǔn)則見表6、表7。由表6、表7可以看出，這兩個(gè)模型中的FPE、AIC、SC、HQ均認(rèn)為滯后階數(shù)為2，因此確定這兩個(gè)VAR模型最佳的滯后階數(shù)為2。

3.2 VAR模型的估計(jì)

根據(jù)數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，對各項(xiàng)指標(biāo)利用Eviews6.0軟件直接作VAR模型估計(jì)，得出VAR模型關(guān)系方程式：

LNFTD=0. 777 LNFTD(-1) - 0. 603 LNFTD(-2) + 0. 749 LNFIR(-1) - 1. 761 LNFIR(-2) - 0. 709 LNFE(-1) + 0. 377 LNFE(-2) - 1. 223 LNIP(-1) + 0. 632 LNIP(-2) - 2. 571 (1)

LNFDI=- 0. 062 LNFDI(-1) + 0. 467 LNFDI(-2) + 0. 933 LNFIR(-1) + 0. 644 LNFIR(-2) - 2. 547 LNFE(-1) + 0. 443 LNFE(-2) - 0. 518 LNIP(-1) - 1. 104 LNIP(-2) - 11. 386 (2)

由方程(1)可以看出LNFTD的滯后一期系數(shù)為0. 777，滯后二期的系數(shù)為-0. 603，當(dāng)LNFTD(-1)和LNFTD(-2)相等時(shí)，其系數(shù)之和為0. 174，說明外貿(mào)依存度對自身有強(qiáng)化作用。金融相關(guān)率的滯后一期系數(shù)為0. 749，滯后二期的系數(shù)為-1. 761，說明金融相關(guān)率在短期內(nèi)能夠提高外貿(mào)依存度，有利于對外貿(mào)易的發(fā)展。信貸轉(zhuǎn)換率的滯后一期系數(shù)為-7. 09，滯后二期的系數(shù)為0. 377；保險(xiǎn)深度的滯后一期系數(shù)為-1. 223，滯后二期的系數(shù)為0. 632，說明信貸轉(zhuǎn)換率及保險(xiǎn)深度在滯后一期的短期內(nèi)不能立即提高外貿(mào)依存度，而滯后二期時(shí)可以提高對外貿(mào)易程度。這說明金融效率的提高和金融深度的優(yōu)化對國際貿(mào)易的影響具有滯后性。

由方程(2)可以看出LNFDI的滯后一期系數(shù)為-0. 062，滯后二期的系數(shù)為0. 467，當(dāng)LNFTD(-1)和LNFTD(-2)相等時(shí)，其系數(shù)之和為0. 405，說明外商直接投資對自身有強(qiáng)化作用。金融相關(guān)率的滯后一期系數(shù)為0. 933，滯后二期的系數(shù)為0. 644，說明金融相關(guān)率的提高有利于外商直接投資的增加。信貸轉(zhuǎn)換率的滯后一期系數(shù)為-2. 547，滯后二期的系數(shù)為0. 443，說明信貸轉(zhuǎn)換率在短期內(nèi)不能立即提高外貿(mào)依存度，但是滯后期越長越能夠提高外商直接投資力度。保險(xiǎn)深度的滯后一期系數(shù)為-0. 518，滯后二期的系數(shù)為-1. 104，說明保險(xiǎn)深度的提高短期內(nèi)抑制了外商直接投資。

3.3 VAR模型的脈沖響應(yīng)分析

在VAR模型的基礎(chǔ)上，對LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP及LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP進(jìn)行脈沖分析，結(jié)果見圖3、圖4。

由圖3的結(jié)果可以看出，外貿(mào)依存度對來自自身的沖擊整體呈下降趨勢，第一期為0. 225，到第十期位-0. 068，從長期累計(jì)效應(yīng)來看，說明外貿(mào)依存度對自身的發(fā)展有顯著的促進(jìn)作用。外貿(mào)依存度對來自金融相關(guān)率的沖擊第二期最大為0. 055，到第四期最小為-0. 085，第十期為-0. 024，表明金融相關(guān)率短期內(nèi)可以提高外貿(mào)依存度。外貿(mào)依存度對來自信貸轉(zhuǎn)換率的沖擊波動(dòng)較大，第三期最小為-0. 075，第六期最大為0. 063，從長期累計(jì)效應(yīng)來看，信貸轉(zhuǎn)換率能夠提高外貿(mào)依存度，促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。外貿(mào)依存度對來自保險(xiǎn)深度的沖擊在第二期最小位-0. 036，之后一直在0左右波動(dòng)，并且在第十期呈上升趨勢，說明保險(xiǎn)深度對經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定具有重要意義，對貿(mào)易的波動(dòng)影響不大。

圖3 LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP脈沖響應(yīng)曲線 圖4 LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP脈沖響應(yīng)曲線

由圖4的結(jié)果可以看出，外商直接投資對來自自身的沖擊波動(dòng)較大，整體呈下降趨勢，第一期最大為0. 154，到第七期位-0. 104，說明外商直接投資短期內(nèi)對自身的發(fā)展有顯著的促進(jìn)作用。外商直接投資對來自金融相關(guān)率的沖擊一直為負(fù)，表明金融相關(guān)率抑制了外商直接投資的增加，國內(nèi)金融規(guī)模的增加，對外來的資金的需求降低，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。外商直接投資對來自信貸轉(zhuǎn)換率的沖擊波動(dòng)較大，第四期最小為-0. 104，第七期最大為0. 041，之后一直在0以上，說明信貸轉(zhuǎn)換率對提高外商直接投資有滯后性。外商直接投資對來自保險(xiǎn)深度的沖擊在0左右波動(dòng)，并且在第十期呈上升趨勢，說明保險(xiǎn)深度對其影響較小。

3.4 VAR模型的方差分解分析

為了衡量出這兩個(gè)VAR模型中時(shí)序變量產(chǎn)生影響的隨機(jī)擾動(dòng)的重要程度，采用方差分解進(jìn)行分析，結(jié)果見圖3和圖4。

圖5 LNFTD與LNFIR、LNFE、LNIP方差分解曲線圖6 LNFDI與LNFIR、LNFE、LNIP方差分解曲線

由圖5可以看出，外貿(mào)依存度對自身的貢獻(xiàn)度最大，并且整體呈下降趨勢，在第一期為100%，第七期開始平衡于73. 6%。金融相關(guān)率對外貿(mào)依存度貢獻(xiàn)度，第一期為0，第六期最大為16. 2%，且之后平衡于16. 1%。信貸轉(zhuǎn)換率對外貿(mào)依存度貢獻(xiàn)度，第一期為0，之后平穩(wěn)上升，在第十期最大為8. 7%。保險(xiǎn)深度對外貿(mào)依存度貢獻(xiàn)度，第一期為0，之后平衡于1. 9%。說明外貿(mào)依存度對自身的影響最大，金融相關(guān)率和信貸轉(zhuǎn)換率對外貿(mào)依存度的影響較小，保險(xiǎn)深度對外貿(mào)依存度的影響不顯著。

由圖6可以看出，外商直接投資對自身的貢獻(xiàn)度最大，并且整體呈下降趨勢，在第一期為100%，之后一直下降，最終平衡于46. 1%。金融相關(guān)率對外商直接投資貢獻(xiàn)度，第一期為0，之后一直上升，最終平衡于32. 2%。信貸轉(zhuǎn)換率對外商直接投資貢獻(xiàn)度，第一期為0，之后波動(dòng)上升，第四期最大為28. 4%，在第十期平衡于18. 1%。保險(xiǎn)深度對外商直接投資貢獻(xiàn)度，第一期為0，第三期最大為6. 8%，在第十期平衡于3. 6%。說明外商直接投資對自身的影響最大，金融相關(guān)率和信貸轉(zhuǎn)換率對外商直接投資的影響其次，保險(xiǎn)深度對外商直接投資的影響不顯著。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

4.1.1 金融相關(guān)率對外貿(mào)依存度具有積極影響，說明金融規(guī)模的增加有助于對外貿(mào)易的發(fā)展。

4.1.2 金融效率和金融深度(保險(xiǎn)深度)對外貿(mào)依存度的正向影響較為滯后，需要金融長期繁榮穩(wěn)定，才能進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。

4.1.3 金融相關(guān)率對外商直接投資具有正向積極影響，說明金融規(guī)模的增加改善了金融投資環(huán)境，金融市場化水平提升，有助于吸引外資。

4.1.4 金融效率對外商直接投資的正面影響具有滯后二期的結(jié)果，金融深度則對外商直接投資具有嚴(yán)格抑制作用，說明金融發(fā)展水平較高之后，對外商直接投資具有替代作用。

4.2 建議

根據(jù)以上的實(shí)證分析結(jié)果，在新疆金融影響對外貿(mào)易方面提出以下建議：

4.2.1 擴(kuò)大金融供給

金融相關(guān)率作為金融規(guī)模的代表指標(biāo)，要提高金融相關(guān)率必須提高金融規(guī)模。從供給的角度分析，需要進(jìn)一步提高金融的供給。以一帶一路戰(zhàn)略和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為契機(jī)，進(jìn)一步增加新疆金融的供給水平，增加銀行網(wǎng)點(diǎn)，促進(jìn)保險(xiǎn)市場和資本市場發(fā)展，增加新疆對外貿(mào)易的金融供給，提升對外貿(mào)易水平。

4.2.2 提高金融效率

進(jìn)一步提升金融效率，提高資金的使用效率，主要是放松貸款條件，提升金融服務(wù)水平，為新疆企業(yè)提供便捷的金融通道。金融效率的提升對新疆外貿(mào)提供了金融服務(wù)支持，將提升新疆對外貿(mào)易水準(zhǔn)。

4.2.3 深化金融深度(保險(xiǎn)深度)

保險(xiǎn)具有經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定器的作用，進(jìn)一步提高保險(xiǎn)在經(jīng)濟(jì)中的作用，加大地方特色的保險(xiǎn)產(chǎn)品開發(fā)和完善保險(xiǎn)市場規(guī)章制度。保險(xiǎn)市場的完善降低了外貿(mào)交易風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步推動(dòng)對外貿(mào)易發(fā)展。

4.2.4 優(yōu)化投資環(huán)境，吸引外資

外商直接投資依賴于本地區(qū)的投資環(huán)境和金融需求。伴隨一帶一路戰(zhàn)略的深入實(shí)施和新疆金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的不斷推進(jìn)，外商直接投資的環(huán)境將進(jìn)一步改善，新疆外貿(mào)發(fā)展的金融需求也將進(jìn)一步增加。從稅收等方面給予投資優(yōu)惠和便利，吸引外商直接投資。外商直接投資增強(qiáng)新疆的生產(chǎn)能力，進(jìn)一步帶動(dòng)對外貿(mào)易的發(fā)展。

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