小議金融發展與對外開放度的關系

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摘要:本文采用湖北省1988-2009年的數據,運用協整分析、格蘭杰因果關系檢驗和狀態空間模型,對金融發展與對外開放度之間的因果關系及動態變動關系進行實證分析。結果表明,金融發展對對外開放度的影響在2001年之前整體上呈下降趨勢,從2002年開始逐漸加強,并在此基礎上提出促進金融發展與經濟對外開放協調發展的政策建議。

關鍵詞:金融發展對外開放度狀態空間模型

國內學者大都認為金融發展與經濟對外開放度之間存在著密切關系,對兩者之間的實證研究主要是把中國作為一個整體來分析,或者是分析各地區之間的差異。如白當偉(2004)對中國的實證分析結果表明,改革開放后中國的金融發展和貿易開放之間不存在長期關系。梁莉(2005)認為貿易開放度是金融發展的格蘭杰原因,貿易開放促進了金融發展,反之不成立。沈能(2006)認為我國金融發展與國際貿易存在中長期均衡關系。無論是長期還是短期,金融規模與國際貿易正相關,具有雙向因果關系。李偉平(2007)使用協整分析和Granger因果檢驗對金融發展與經濟開放度之間的關系進行實證研究,結果表明除了資本化率指標外,其他的金融發展指標與經濟開放度之間存在協整關系。徐建軍、汪浩瀚(2008)基于跨省面板數據,從全國以及東、中、西部區域角度分析了我國金融發展對國際貿易的影響,結果表明,金融發展對全國以及東、中、西部的進出口都有顯著的促進作用。因此,本文從湖北省的角度來分析金融發展與對外開放度之間的關系,以便更具地區針對性和實際意義。

一、指標選取和數據來源

(一)指標選取

1金融發展指標。對于金融發展指標,選用金融發展規模、金融發展效率、股票市場的發展水平、保險市場的發展水平4個指標來反映。第一。金融發展規模指標用Goldsmi(hfl9691提出的金融相關率指標表示,等于金融資產總量與名義GDP之比。由于湖北省數據的缺乏,同時存貸款余額之和占金融資產的大部分,參照周立(2002)的做法,選取存貸款余額之和代替金融資產總量。第二,金融發展效率指標,有很多關于衡量金融發展效率的表示方法,我們選用金融機構的貸款余額與存款余額的比值來表示。第三,股票市場的發展水平,一般用股票市場的籌資額與GDP之比來代表。由于無法收集到湖北省股票市場的直接統計數據,放棄該指標。第四,保險市場的發展水平指標用保費收入與GDP之比表示。

2經濟開放度指標。經濟開放度反映了一國對外開放的程度,涉及貿易、資本、勞動力等多方面,因此對于經濟開放度指標的度量存在許多不同見解。通常認為經濟開放度指標的選取應當以經濟發展階段、貿易發展水平和對外開放的特點為依據和原則,同時也要考慮測度指標數據的可得性及實用性。因此。本文選取外貿依存度和外資依存度之和作為經濟對外開放度的指標。這樣選取有兩個原因:第一,對外貿易是湖北省外向型經濟發展的主要形式,可以用外貿依存度來衡量:第二,引進外資是湖北省對外開放的重要體現,可以用外資依存度來衡量。

金融發展規模、金融發展效率和保險市場發展水平分別用GM、XL和BS表示。外貿依存度、外資依存度用WMYC和WZYC表示,對外開放度用OPEN表示,并且OPEN=WMYC+WZYC。

(二)數據來源及說明

由于20世紀80年代中期以前我國外商直接投資數額很小,其影響基本上可以忽略不計,并且那時湖北省尚無外貿經營權。因此本文選取1988-2009年的數據。所有數據均來自《湖北省統計年鑒》各期的數據、《新中國五十五年統計資料匯編》和湖北省統計局網站、中國統計局網站,并在此基礎上進行整理和計算得到,使用Eviews5.0軟件進行數據分析與處理。由于沒有湖北省股票市場的直接統計數據,因此金融發展指標沒有直接考慮股票市場的發展水平,但是其他3個指標,即金融發展規模、金融發展效率和保險市場發展水平間接包含了這一因素,用這3個指標可以比較準確地反映湖北省金融的發展水平。

由于無法收集湖北省1994年之前保費收入的統計數據,但是全國保費收入的數據比較完整,通過相關性分析可知,1995-2009年湖北省與全國保費收入之間的相關系數高達0.9895。因此,可以使用1995-2009年的數據對湖北省保費收入與全國保費收入建立線性回歸模型,得到如下結果:

BFt=-3,0266+0,0316BFItR2=0,9791

t(-4.693)(24,677)

其中,BF代表湖北省保費收入。BF1代表全國的保費收入。利用上述回歸結果,估計1988-1994年湖北省的保費收入。

二、實證分析

在變量之間建立狀態空間模型時,要求變量之間具有協整關系,否則所建立的模型將是偽回歸。如果變量之間存在協整關系,那么變量必須是同階單整的。因此,首先要對變量進行平穩性檢驗和協整檢驗。

(一)平穩性檢驗

由于宏觀經濟變量指標的絕對量基本上都是非平穩的,所以在對其進行進一步分析之前需要做平穩性檢驗,下面采用最常用的ADF檢驗法對OPEN、GM、XL和BS進行平穩性檢驗,檢驗結果如表1所示。從表l可以看出,這4個變量都是非平穩的時間序列,但是它們的一階差分是平穩的,即上述變量都是一階單整的。

(二)協整檢驗

如果2個或多個非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合,即該組合不具有隨機趨勢,那么這組序列之間就具有協整關系,對應的線性組合就是協整方程,表示一種長期的均衡關系。下面采用Johansen協整檢驗來檢驗時間序列之間的協整關系,檢驗結果如表2所示。

由表2可以看出,在5%的顯著性水平下,經濟對外開放度OPEN與金融發展規模GM、金融發展效率XL和保險市場發展水平BS之間至少存在一個協整向量。由于協整關系只能說明變量之間存在長期均衡關系,但是不能確定具體的因果關系。因此,需要進一步檢驗變量之間的因果關系。

(三)格蘭杰因果關系檢驗

采用非平穩序列的格蘭杰因果關系檢驗法檢驗湖北省金融發展與經濟對外開放度之間的因果關系,以確定狀態空間模型中變量之間的因果關系,檢驗結果如表3所示。

從表3可以看出,在5%的顯著性水平下,金融發展規模和金融發展效率是經濟對外開放度的格蘭杰原因。但從經濟對外開放度對金融發展的影響來看,它并不是金融發展規模、發展效率和保險市場發展水平的格蘭杰原因。

(四)狀態空間模型的估計結果分析

研究金融發展與對外開放度關系的傳統方法,一般是使用靜態的固定參數模型來描述兩者之間的關系,但是對于時間跨度較大時,固定參數模型無法反映出由于不可觀測原因對兩者相關程度帶來的變化,所以估計出來的結果可能存在較大偏差。在計量經濟學中,動態系統的狀態空間模型用來估計不可觀測的時間變量,采用狀態空間模型可以反應相關程度的變化,主要有兩點好處:第一,狀態空間模型將不可觀測的狀態變量并入可觀測模型并與其一起得到估計結果:第二,狀態空間模型是利用卡爾曼濾波來進行估計的,卡爾曼濾波是在時刻基于所得到的所有信息計算狀態向量最理想的遞推過程。

通過上述分析,可以建立如下的狀態空間模型:

量測方程:OPENt=c+αtGMt+β1XLt+μt(1)

狀態方程:αt=ctαt-1+vt(2)

βt=C2βt-1+ωt

上式中,OPEN,、GM,和XL,是可觀測變量?？勺儏郸羣和βαt是隨時間改變的,體現了解釋變量對被解釋變量影響關系的改變,稱為狀態向量,是不可觀測變量,是待估計的。上述模型假設狀態向量為AR(1)過程,也可以假設狀態向量為其他的過程,本文選擇了3種形式的狀態轉移方程,結果表明AR(1)過程擬合效果最佳,因此選用這種形式。

變參數αt和βt的曲線圖如圖1、2所示,可以看出,1988年以來,湖北省金融發展規模和發展效率對對外開放度的影響變化比較大,金融發展規模的乘數在0,00196到0.001167之間,而金融發展效率的乘數在-0.3848到0.3464之間。金融發展規模對對外開放度的影響在2001年之前整體上呈現下降的趨勢,到2001年負面影響達到最大,從2002年開始影響呈現上升的趨勢,到2009年正面影響達到最大。金融發展效率對對外開放度的影響在2001年之前的變化過程與金融發展規模的變化基本一致,到2001年達到最大的負面影響,2002年開始呈現上升趨勢但是和金融發展規模相比,上升勢頭明顯低得多。

三、結論與建議

由上述實證分析的格蘭杰因果檢驗可知,選取的3個金融發展指標中有2個,即金融發展規模和金融發展效率是對外開放度的格蘭杰原因:對外開放度并不是3個金融發展指標的格蘭杰原因。這說明湖北省的金融發展給經濟開放帶來了發展動力,有積極地促進作用:然而,經濟對外開放的發展并沒有促進金融發展規模的擴大和效率的提高,也沒有帶動保險市場的發展,從狀態空間模型的結果來看,總體上金融發展效率對經濟開放的影響要大一些,而且金融發展規模和金融發展效率的影響趨勢基本相同。但是從2002年開始,金融發展規模影響的上升速度明顯高于金融效率影響的上升速度,這與金融發展的效率不高有一定關系。

目前湖北省金融部門發展水平與發達省份相比還相對比較落后,這制約了經濟對外開放的發展步伐。因此,促進金融發展對湖北省的金融部門和對外貿易部門都有著非常重要的意義。通過金融發展,可以為外貿企業提供更有效的融資渠道,提高在國際分工和國際競爭中的地位,從而促進經濟對外開放的進一步深入發展。目前,湖北省金融發展規模與對外開放的相關程度在逐漸提高,但是金融發展效率水平比較低,高效率的金融體系是經濟對外發展的基礎,為了促進經濟對外開放的進一步發展,湖北省應發展多元化金融機構體系,大力發展非國有金融機構和非銀行金融機構,滿足各種各樣的需求,促進金融機構的良性競爭,提高效率。推動證券市場發展,為企業提供更有效的直接融資渠道,滿足企業對外發展時對金融支持的多樣化需求,從而實現金融發展與經濟對外開放的協調發展。