福建省金融發展與對外貿易關系的實證研究

陳 玲，林秋斌

(1.福州大學經濟與管理學院，福建 福州 350116；2.福州外語外貿學院，福建 福州 350202)

在經濟全球化背景下，對外貿易已成為我國與世界市場聯系的重要紐帶與關鍵橋梁，是推動我國經濟快速增長的重要動力來源.福建省作為我國東南沿海的省份之一，南北分別連接珠三角與長三角，西連內地，與臺灣隔海相望，是海西建設的主體，在對外貿易上具有得天獨厚的地理優勢.根據年鑒統計(數據源自2017年福建統計年鑒)，1978—2016年，福建省GDP由66.37億元增長到28,519.15億元，增加了428.70倍，年均增長率達到17.30%；與此同時，外貿進出口總額由1981年的108,272萬元人民幣增長到2016年的103,449,561萬元人民幣，增加了954.46倍，年均增長率達到21.66%；外貿規模從10.25%上升至36.27%，其中在美國次貸危機前達到61.2%.外貿業務從最初的商品貿易向資金、技術、商品、勞務的合作與交流等業務全面發展；此外，出口總額中工業制成品的比重不斷上升，貿易結構日益優化.伴隨著福建自貿區(廈門片區、福州片區、平潭片區)的開展，海峽兩岸經濟交流的深化，進出口貿易對當地經濟增長的重要性日益突出.

隨著經濟增長，福建省內金融業也快速發展起來.從存貸款上看，2016年福建省的金融機構存款和貸款余額分別為39,275.82億元和36,356.06億元，相比1990年分別增長了108.27倍和94.19倍.如果用存貸款總額占GDP的比重衡量福建省金融發展規模，那么福建省的金融發展規模從1990年的141.95%上升到2016年的265.20%.金融發展促進了資金融通，提高了資源優化配置效率，推動了經濟增長，同時也影響對外貿易.金融發展與對外貿易存在著密切關系，基于此，本文以福建省為例探討這二者之間的關系，這對于研究福建省金融發展如何有效支持外貿發展和推動福建省金融體系的改革具有一定的理論意義和現實價值.

1 文獻綜述

國外學者較早開始對金融發展與對外貿易的關系進行研究，他們從規范的理論分析、嚴謹的實證研究、宏觀層面的對比、定性與定量結合分析等多角度對此進行了探討.Blackburn等[1]曾使用內生增長模型研究發現外貿的發展會促進金融業的發展，進而推動金融創新.Do與Levchenko[2]利用96個國家的30年的面板數據分析建模，結果得出對外貿易對金融發展有重要影響這一結論.Susanto等[3]研究發現相比發達國家，發展中國家的金融發展對促進農產品和制成品的出口影響更為顯著.

相比國外，我國金融市場發展緩慢，因此國內學者對這一課題研究起步較晚，且多數是基于國家層面的研究.趙靜敏[4]使用協整檢驗、Granger因果檢驗、ALMON模型、脈沖函數等多種方法探討了金融發展與對外貿易的長期與短期動態關系，結果表明金融規模的擴大促進了外貿增長，金融效率的提高促進了外貿結構優化.鄭開放等[5]指出金融發展因素是外貿發展的單向格蘭杰原因，并且外貿發展有利于金融發展規模的擴大和金融發展效率的提高.趙建明[6]基于安徽省和浙江省的發展差異，深入探討和對比分析由于省份之間的影響差異導致的金融發展與對外貿易的不同關系，研究發現在區域和國際層面上，金融發展與對外貿易的影響機理都是成立的，它們之間是長期穩定的均衡關系.尹永威[7]利用我國1997—2011年間的季度數據進行VAR模型分析，研究發現金融效率提高促進了外貿規模的擴大.李琪[8]對安徽省的金融發展與外貿關系進行了探討，實證過程發現金融規模和效率促進了外貿發展，但金融結構對外貿的作用并不顯著，而且外貿對金融發展的效應也不明顯.

綜合國內外文獻研究現狀，我們發現大部分學者是從國家宏觀層面的視角研究金融發展與外貿的關系，而鮮有從省份區域的主體出發.我國地域遼闊，東、中、西部地區之間經濟發展不平衡，區域差異明顯，因此從國家層面研究這二者的關系得出的結論并不適用于每個省份.基于此，本文以福建省為研究對象，試圖探討這二者之間的內在聯系，運用協整檢驗、脈沖響應、方差分解等多種方法，從靜態與動態的視角研究金融發展與對外貿易的關系，研究得到的結論將更加符合福建省發展實際，提出的建議針對性和效果性更強，因此具有較大的現實價值.

2 實證研究

2.1 指標選取與模型設定

2.1.1 指標選取

在借鑒國內外學者的研究基礎上，本文從規模與效率兩個方面反映金融發展水平，同時從規模與結構兩個方面反映對外貿易發展水平，各指標的選取依據如下：

其一，金融發展結構.美國經濟學家Goldsmith(1969)提出了用金融相關率指標衡量金融資產規模，綜合考慮我國金融體系現狀及數據統計等原因，結合前人的研究經驗，本文亦選用這一指標.即用福建省金融機構人民幣存款和貸款總額衡量金融資產水平，其總額與福建省GDP 的比值代表金融發展規模.該指標用符號FIR表示.

其二，金融發展效率.Goldsmith的金融發展理論指出，貸款余額與存款余額的比值即為金融發展效率，它可以理解為金融機構對資金的配置效率.趙靜敏(2008)、李琪(2014)、崔欣欣(2015)[9]等多位國內學者也采用這一指標反映金融機構將存款轉換為貸款的能力.基于此，本文選用福建省金融機構貸款額與存款額的比值反映儲蓄向投資轉換的效率，該數值越大，則資金利用率越高.該指標用符號FE表示.

其三，對外貿易規模.關于對外貿易依存度，不少文獻提到用進口和出口總額占該地區同期的GDP的比重表示，這一指標可以體現經濟增長與對外貿易的密切聯系，該數值越大，表明對外貿易對該地區的經濟發展越重要.該指標用符號TR表示.

其四，對外貿易結構.外貿結構以一個地區的出口總額中工業制品的出口比例表示，該數值可以在很大程度上反映對外貿易結構的變動情況.該指標用符號TS表示.

鑒于國內金融市場發展的情況以及數據的可獲取性，本文對1990—2015年的金融與外貿相關數據整理后進行研究，所用數據來自《福建統計年鑒2016》.

2.2.2 模型設定

為考察福建省金融發展與外貿的內在聯系，同時為消除數據異方差性，對數據的整理結果進行取對數后再建立模型，則：LnFIR=Log(FIR)，LnFE=Log(FE)，LnTR=Log(TR)，LnTS=Log(TS).本文構造如下的時間序列模型.

LnTRi=α1LnFIRi+α2LnFEi+εi

LnTSi=β1LnFIRi+β2LnFEi+μi

其中，LnFIRi和LnFEi即金融發展因素為解釋變量，LnTRi和LnTSi即外貿規模和外貿結構為被解釋變量，α1、α2、β1、β2是與之對應的解釋變量的待估參數，εi和μi為誤差項.

2.2 實證過程與分析

2.2.1 單位根檢驗

為避免出現偽回歸現象，在計量分析前先要對數據進行平穩性檢驗.本文實證分析使用Eviews8.0軟件操作完成，由表1的ADF單位根檢驗結果知，四個變量LnFIR、LnFE、LnTR、LnTS的原序列都是非平穩的，但一階差分都在1%的顯著性水平上拒絕原假設，可判定這四個變量是I(1)序列.

表1 ADF單位根檢驗結果

注：1.Δ表示各個變量的一階差分；2.檢驗形式表示單位根方程是否包含常數項、趨勢項以及滯后階數；3.滯后階數是根據SC準則確定的.

2.2.2 VAR模型穩定性檢驗

在協整檢驗前，首先進行VAR模型滯后長度檢測，選擇最優滯后階數時，共有LR、SC、AIC、FPE與HQ五個指標供參考.兩個函數的檢測結果顯示大部分指標選擇了階數2.隨后進行VAR模型的穩定性檢驗，如表2、表3所示.在選擇最優滯后階數2時，模型的AR根都小于1，即模型的單位根模的倒數都在單位圓以內，說明模型是穩定的.

表2 外貿規模(LnTR)AR根的表

表3 外貿結構(LnTS)AR根的表

2.2.3 協整檢驗

由前面的單位根檢驗結果知，模型各變量均為I(1)序列，因此，接著對這些變量進行協整檢驗，驗證它們是否存在長期均衡關系.本文選用在實踐運用中適合多變量檢驗的Johansen協整檢驗法.

根據表4、表5所示的檢驗結果，對于LnTR的跡統計量和最大特征值統計量檢驗，結果顯示在5%顯著性水平上拒絕了第一個原假設，因此認為LnTR與LnFIR、LnFE之間存在一個協整方程.對于LnTS的兩個統計量檢驗，也是在5%水平上拒絕了第一個原假設，因此認為LnTS與LnFIR、LnFE之間至少存在一個協整關系.

表4 Johansen協整檢驗結果(跡統計量)

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設.

表5 Johansen協整檢驗結果(最大特征值統計量)

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設.

在確定存在協整關系之后，得到關于對外貿易與金融發展關系的一個標準化的協整方程如下：

外貿規模LnTR=0.664312LnFIR-3.086143LnFE

(1)

(0.21538) (0.44271)

外貿結構LnTS=0.145371LnFIR-0.329773LnFE

(2)

(0.03370) (0.05814)

括號內的值是對應系數值的標準差，可知各標準差的值較小，表明系數估計值擬合效果較為理想.從協整方程(1)知，福建省的金融發展規模對進出口規模有正向影響，具體表現為金融發展規模增加1%，外貿規模增加0.66%；福建省的金融發展效率對外貿規模有負向影響，具體表現為金融發展效率提高1%，外貿規模縮小3.09%.金融發展效率對外貿增長的長期影響大于金融發展規模對外貿增長的影響.從協整方程(2)知，福建省的金融發展規模對外貿結構有正向影響，具體表現為金融發展規模增加1%，外貿結構優化0.15%；福建省的金融發展效率對外貿結構有負向影響，具體表現為金融發展效率提高1%，外貿結構縮小0.33%.近幾年來，金融規模的快速擴張為企業提供了更多的資金支持，企業采用先進技術改善產品質量，提高了產品競爭力，極大地促進了進出口貿易，因此金融規模對外貿規模和外貿結構的效應表現為顯著的正向作用.但福建省的金融效率并不能促進外貿規模的擴大和外貿結構的改善，原因可能是全省外貿企業中國有企業偏少，中小企業較多，企業融資成本整體較高，因此不少中小企業通過民間金融融資.但由于無法獲取這些數據，導致研究結果不能反映省內金融發展效率全貌.反映了福建省金融體系存在缺陷，金融機構對資金的配置效率不高等問題.

2.2.4 格蘭杰因果檢驗

協整檢驗表明模型中LnTR、LnTS分別與LnFIR和LnFE存在長期的均衡關系，但其是否具有因果關系及因果關系的方向如何，尚不明晰.因此，考慮對其進行Granger因果關系檢驗.由表6所示，在外貿規模與金融發展指標的關系檢驗中，金融發展規模和效率是外貿規模的單向Granger原因；在外貿結構與金融發展指標的關系檢驗中，金融發展規模與外貿結構互為因果關系；在10%顯著性水平上，外貿結構是金融發展效率的單向Granger原因.

表6 外貿規模和結構與金融發展指標的格蘭杰因果檢驗

注：*，**，*** 分別表示在10%、5%和1%水平下拒絕原假設.

2.2.5 脈沖響應分析

脈沖響應是指系統對其中某一變量的一個沖擊或信息所做的反應，在如下的脈沖響應圖中，橫軸為滯后階數，本文為10期(單位：年)；縱軸代表被解釋變量(LnTR或LnTS)的響應情況；折線代表脈沖響應函數.

圖1 外貿規模對自身及金融發展因素的脈沖響應

圖2 外貿結構對金融發展因素的脈沖響應

如圖1所示，當給外貿規模(LnTR)本身一個正的標準差沖擊后，在第1期對自身的波動有最大的正影響，達到0.1120；隨后開始逐漸減弱并在第8期達到最小值0.0202，其對自身的影響均為正值，這與經濟理論相符合.當給金融規模(LnFIR)一個正沖擊后，外貿規模先是出現正向波動，在第3期波動達到最大值0.0177；隨后開始逐漸減弱并在第5期開始出現負值，其對外貿規模的影響先正后負.當給金融發展效率(LnFE)一個正沖擊后，外貿規模的變動在第2期最大，從第3期開始出現微小的負向波動；在第5期之后出現正向波動并緩慢上升.總體上看，金融發展效率對外貿規模的擴大具有拉動作用.

如圖2所示，當給外貿結構(LnTS)本身一個正的標準差沖擊后，初期就達到了最大正值0.0153；隨后開始逐漸減弱并在第10期出現負值.當給金融發展規模(LnFIR)一個正的沖擊后，外貿規模從第5期開始表現為負向波動，并且具有擴大趨勢.當給金融發展效率(LnFE)一個正的沖擊后，外貿規模除了在第2期出現微小的正向波動外，在其余期數均表現為負值.總體上看，金融發展規模和效率對外貿結構的影響均表現為抑制作用且持續期較長.

2.2.6 方差分解分析

脈沖響應函數是形容VAR模型中給某個內生變量一個沖擊之后是如何影響其他內生變量的；方差分解是描述每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻程度，從而得出由不同結構沖擊產生的重要性.本文接著對LnTR和LnTS進行方差分解，將各變量的短期動態貢獻度量化分析，如表7所示.不考慮被解釋變量自身的貢獻率，進出口規模(LnTR)的方差分解結果中，雖然LnFIR和LnFE對外貿規模的貢獻從第1期到第10期在逐步增加，但貢獻率較小，累計約11%，大部分的貢獻來自于外貿規模自身.外貿結構(LnTS)的方差分解結果中，金融規模和金融效率對外貿規模的貢獻是逐步增加的，在最后一期達到最大值，分別為11.87%和13.96%.

表7 方差分解結果

注釋： 分解順序為 LnTR、LnFIR、LnFE/ LnTS、LnFIR、LnFE.

2.3 實證結論

我們通過建立基于VAR模型的Johansen協整檢驗討論福建省金融發展對外貿關系的影響，各種實證方法在結論上呈現出較好的一致性，這增加了實證結果的說服力.由實證分析可得到如下結論：

第一，平穩性檢驗結構表明模型中各指標均為一階單整的時間序列，同時VAR模型穩定檢驗結果顯示所有根模的倒數小于1，這些為Johansen協整檢驗提供了前提條件.協整檢驗方程顯示，福建省金融市場規模促進了外貿增長和結構優化，但金融市場效率阻礙了外貿增長和結構優化，這可能與福建省中小外貿企業偏多，私營企業融資成本較高，不利于企業進出口貿易等原因有關.

第二，Granger關系檢驗結果表明，金融市場規模和效率指標是外貿規模的單向格蘭杰原因，金融市場規模與外貿結構互為因果關系，外貿結構是金融發展效率的單向Granger原因，說明金融市場對外貿發展的影響確實存在，兩者之間的互動關系正在逐漸融合加深.

第三，通過脈沖響應分析，外貿規模對金融發展規模的沖擊響應是先正后負，長期來看，金融發展效率對外貿規模的擴大具有拉動作用.外貿結構對金融發展指標的沖擊響應主要表現為負值.隨后的方差分解發現，金融發展規模對外貿發展的貢獻大于金融發展效率對外貿發展的貢獻.隨著時間的推移，金融發展指標對外貿規模和結構的貢獻會越來越大，其中，金融規模和金融效率對外貿結構的貢獻較大，在第10期合計達到26%.

3 對策建議

海西經濟區的建設和自貿區的推進將福建省擺在了重中之重的地位，為福建省經濟增長帶來了巨大的機遇和挑戰，福建省應利用獨特的區位優勢和政府的政策支持，調整產業結構，加快發展對外貿易，同時推動金融體系改革，為經濟發展創造更好的宏觀環境.

(1)改善外貿企業融資環境，拓寬融資渠道

盡管始于90年代的金融體系改革讓國內的金融市場獲得了較大的發展，銀行體系的金融服務水平大大提升，但當前福建省的外貿企業中民營企業占有多數，其向銀行獲取信貸融資的成本較高，阻礙了外貿發展.基于此，一方面建議各金融機構根據自身的經營特點和業務優勢找準自身定位，設計符合中小外貿企業融資需求的信貸產品.國有銀行信貸部門應完善征信體系，降低貸款抵押擔保要求，簡化信貸手續，提高審批效率；地方金融機構可結合地域和產業優勢，創新小微金融信貸服務產品，提高對外貿企業的支持力度.另一方面建議地方政府逐步放寬對民間金融的管制，允許非正規金融機構和金融機構分工協作、和平共處，擴大資金供給，有效滿足多層次的金融需求.通過法律法規等措施肯定民間金融的合法存在，保障其權益.引導非正規金融機構的行為更加規范化、合法化，充分發揮和提高社會閑置資金的配置效率，擴大對外貿企業的融資渠道，創造良好的金融市場環境[10].

(2)鼓勵企業技術創新，優化進出口產品結構

從2001年開始至今，福建省工業制成品出口比重達到90%以上，但其中多數屬于低附加值和低技術含量的粗加工的勞動密集型產品，產品缺乏核心競爭力，企業利潤低.基于此，一方面福建省可充分發揮本省資源稟賦的比較優勢，與當地的銀行等金融機構加強合作，挖掘國內市場需求，實現內需增長對行業發展的持續拉動作用；另一方面發揮對臺“五緣”優勢，擴大與臺貿易規模，吸引外商企業投資，積累足夠資金，完善企業生產和服務設備.同時引進高技術水平人才，鼓勵技術創新，由勞動密集型產品向資本和技術密集型產品逐步過渡，優化進出口產品結構，提升產品的國際競爭力，刺激國際市場需求，促進企業成長壯大.

(3)深化金融改革，提升金融體系運行效率

本文基于1990-2016年的福建省數據，分別從金融市場規模和效率兩個角度研究對外貿規模和結構的影響，實證研究發現金融市場規模的擴大有利于外貿增長和結構優化，但金融市場效率的提高對外貿發展存在阻礙作用.說明當前福建省金融機構的資金配置效率較為低下，金融服務水平有待提高，因此建議推動制度創新，加快金融基礎設施建設，同時協調發展證券、保險、信托、基金、金融租賃等非銀行金融機構，構建多層次金融市場，提高儲蓄—投資轉化率，實現金融資源良性循環.此外，中小外貿企業和金融機構之間的信息不對稱也是導致企業貸款難的一個重要原因，因此可建立統一的征信信息數據庫，建立良好的信用市場；同時金融機構可創新信貸業務，例如結合當地特色經濟、優勢產業創新擔保制度和方式，解決企業融資困境.

參考文獻：

[1]Blackburn K, Hung V T Y. A theory of growth, financial development and trade[J]. Economica, 1998, (257): 107-124.

[2]Do Q T, Levchenko A A. Trade and financial development[J].World Bank Policy Research Working Paper,2004,(4):33-47.

[3]Susanto D, Rossson C P, Costa R. Financial development and international trade: Regional and sectoral analysis[J].AAEA working paper,2011,(7):24-26.

[4]趙靜敏.我國金融發展與對外貿易關系的經驗研究:基于1978-2007年數據[J].金融發展研究,2008,(10):14-18.

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[7]尹永威.我國對外貿易與金融發展關系的經驗研究:基于季度數據的VAR模型分析[J].中國物價,2013,(5):31-33.

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[10]楊大慶，丁麗瓊.岳陽開放型經濟發展的策略研究[J].湖南商學院學報，2017，(3)：42-48.