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作者简介：
陈恩(1956-),广东兴宁人,暨南大学经济学院教授、博士、博士生导师.暨南大学特区港澳经济研究所所长,研究方向为区域经济、特区经济、台港澳经济；
黄桂良(1979-),广东韶关人,暨南大学经济学院博士生,供职于中国人民银行广州分行,研究方向为区域金融、台港澳经经济.
摘 要 ：基于面板数据的协整分析和二阶段最小二乘法估计,分析金融发展对广东以及珠三角、东西两翼与山区对外贸易的长期均衡和短期动态影响.实证结果表明,在长期、短期,金融发展对广东进出口贸易均表现出显著的促进作用：金融发展对广东进出口贸易的影响存在明显的区域差异,珠三角地区金融发展对进出口贸易的促进作用明显大于东西两翼和山区.
关 键 词 ：区域金融；对外贸易；面板协整；TSLS估计
中图分类号：F832.7
文献标识码：A 文章编号：1002-0594(2009)06-0021-06 收稿日期：2009-01-12
改革开放以来,广东对外贸易快速增长,外贸依存度不断提高,成为我国的第一大外贸大省.1987-2007年,广东进出口总值从210.4亿美元增加到6340.4亿美元,连续二十多年居各省区首位,占全国进出口总额的比重从25.4％提高到29.2％,外贸依存度从92.5％提高到155.1％.然而,广东外贸发展的区域差异非常显著.2007年,珠三角进出口总额为46393.1亿美元,占全省进出口总额的96.2％,比1998年提高了7.9个百分点；东西两翼、山区进出口总额分别为1281.7亿美元、537.2亿美元,占全省的10.4％、1.4％,分别比1998年下降了7.7个、0.2个百分点；各市外贸依存度的最大值与最小值相差75.9倍,比1998年扩大了30.1倍.
金融部门具有降低风险、有效配置资源、动员储蓄、便利交易和加强监督管理等功能,金融的发展可以使这些功能得到充分发挥,以增加资本积累、促进技术创新,从而影响一个国家或一个地区对外贸易的比较优势.从这一角度说,金融发展是形成广东当前对外贸易格局的重要因素.改革开放以来,广东金融发展呈现出与对外贸易发展相似的态势.全省金融规模实现了突飞猛进的发展.1987-2007年,广东金融机构各项存款、贷款余额从1987年的766.8亿元、979.6亿元增加到47016.4亿元、27497.8亿元.分别在1988年、1984年居全国各省市的首位.另一方面,金融发展的区域差距逐步扩大.2007年,珠三角存款、贷款余额分别为40490.3亿元、24955.0亿元,占全省存款、贷款余额的86,5％和90.8％,比1998年提高了4.5个、12个百分点.为此,本文试图运用实证方法,分析金
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一、文献回顾
随着对外贸易的快速发展,国内外学者越来越关注金融对外贸发展的影响.国外方面,Kletzer & Bardhan(1987)认为,信贷限制较低的国家会专业化于使用外部融资的产业,而信贷市场限制较高的国家要么面临更高的外部融资成本,要么面临信贷配给,因此将专业化于不需要外部融资的产业.Baldwin(1989)通过建立金融市场比较优势来源的模型,证明了金融市场更发达的经济更容易分散需求冲击的风险,生产风险产品的企业面临更低的风险溢价和更低的边际成本,金融市场更发达的国家能更好地分散专业生产风险商品的风险.Levine等(2000)认为,金融发展能使资金更好地分配和减少信息不对称,从而降低外部融资的成本.Beck(2002)利用56个国家36个产业的数据,发现在1980-1990年,使用更多外部资金的产业的平均出口额在金融发达国家更高.Hur,Raj和Riyanto(2004)利用52个国家23个行业的数据,分析了金融发展和企业资产性质对外贸出口的促进作用.
国内方面,白当伟(2004)对金融发展和国际贸易之间关系的理论做了一个综述.孙兆斌(2004)用协整分析和格兰杰因果检验方法研究了我国金融发展和出口商品结构的关系,得出金融发展对出口商品结构具有促进作用,金融发展是出口商品结构优化的原因.齐俊妍(2005)认为金融发展可以通过提高资本禀赋和促进技术进步来影响一国的比较优势,金融发展的水平越高的地区,越有利于优化贸易结构.陈建国和杨涛(2005)采用面板数据方法,对我国22个行业出口的结构升级情况进行实证检验,结果表明金融发展对出口的结构升级有一定的作用.徐建军、汪浩瀚(2008)基于跨省面板数据,从全国以及东、中、西部区域等角度分析了我国金融发展对国际贸易的影响,结果表明,金融发展对全国以及东、中、西部的进、出口都有显著的促进作用.
总的说来,现有文献大都是在国家层面探讨金融对外贸发展的影响,极少涉及省域的层面,更没有文献研究金融发展对广东对外贸易的影响的问题.广东是我国外贸发展最快、规模最大的省份,且各区域外贸发展水平严重失衡,在很大程度上扩大区域经济的发展差距.以广东为对象,研究金融发展对外贸发展的影响及区域差异,对于全国来说具有一定的典型性.鉴于此,本文基于面板数据的协整分析和二阶段最小二乘法估计,分析金融发展对广东以及珠三角、东西两翼与山区对外贸易的影响,以期为促进广东外向型经济协调发展、缩小区域经济差距提供参考.
二、模型设定与变量说明
(一)指标选取
1.金融发展.国内外研究中,通常用金融相关率(即M2与GDP的比例)来衡量一个国家或地区的金融发展水平.因受数据获得性的限制,本文用金融机构存、贷款余额之和与地区生产总值的比例(记为F)来反映广东以及珠三角、东西两翼与山区三大区域的金融发展水平.
2.对外贸易.本文用出口依存度即出口额,地区生产总值(记为E)来反映出口贸易的发展水平,用进口依存度即进口额／地区生产总值(记为I)来反映进口贸易的发展水平.
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(二)数据处理
由于金融统计系统对于广东各市存贷款数据较完整的统计始于1998年,本文选取1998～2007年广东21个市的金融机构存贷款余额、出口额、进口额和地区生产总值作为基础数据,计算出21个市的金融相关率、出口依存度、进口依存度,以此构造全省的面板数据模型,然后分别构造珠三角、东西两翼、山区面板数据模型,其中,珠三角包括广州、深圳、佛山、东莞、江门、中山、珠海、惠州、肇庆等9个城市,东西两翼包括汕头、汕尾、揭阳、潮州、湛江、茂名和阳江等7个城市,山区包括韶关、清远、河源、梅州、云浮等5个城市.金融机构存、贷款余额数据来自中 国人民银行广州分行金融统计资料.出口额、进口额和地区生产总值来自相关年份《广东统计年鉴》.对变量F,E和I取对数值,分别用lnF,lnE和lnI来表示.
(三)研究方法
1.金融发展对广东对外贸易的长期稳定影响.本文参照徐建军、汪浩瀚(2008)的研究方法,运用面板协整理论来分析面板数据之间的长期均衡效应.首先建立以下面板模型
lnEi,t等于αilnEi,t-1+βilnFi.t,t+εi,t
(1)
lnIi,t等于αilnIi,t-1+βilnFi,tεi,t
(2)
其中i等于1,2,3,等,N,t等于1,2,3,等,T.N表示个体截面成员个数,T表示个体的观测时期数,参数αilnE为自回归系数,εi,t为随机误差项.
对(1)与(2)式进行单位根检验,如果在变量存在同阶单整的情况下,可进一步采用E-G两步法检验变量之间的协整关系.为此,先对面板数据模型(3)和(4)进行回归,得到相应的面板残差ei,t.如果面板残差ei,t是平稳的,那么lnEi,t或lnIi,t分别与lnEi,t存在协整关系,βi反映了金融发展对进、出口贸易的长期影响程度.如果面板残差ei,t是非平稳的,那么lnEi,t或lnIi,t分别与lnFi,t不存在协整关系.
lnEi,t等于αi+βilnFi,t+εei,t
(3)
lnIi,t等于αi+βilnFi,t+εei,t
(4)
2.金融发展对广东对外贸易的短期动态影响.建立动态面板数据模型(5)和(6)：
lnEi,t等于α1lnEi,t-1+α2Fi,tα3+lnFi,t-1
(5)
lnIi,t
+βt-m+1lnFi,t-n+ξiυi,t
其中i＝1,2,3,等,N,t等于1,2,3,等,T.N表示个体截面成员个数,T表示个体的观测时期数.在(5)式中,α1度量了前一期出口对当期出口的影响,α2度量了当期金融发展对当期出口的影响,αt-m+1度量了当期金融发展对当期出口的影响,ηi为所度量的各截面单元的个体差异,μi,t为随即扰动项.在(6)式中,β1度量了前一期进口对当期进口的影响,β2度量了当期金融发展对当期进口的影响,βt-m+1度量了当期金融发展对当期进口的影响,ξi为所度量的各截面单元的个体差异,υi,t为随即扰动项.
由于lnEi,t和lnLi,t分别与误差项相关,此处采用二阶段最小二乘法(TWO Stage Least Squares,即TsLS)对模型进行估计.其中,选取lnEi,t-2作为lnEi,t-1的工具变量,lnIi,t-2作为lnLi,t-1的工具变量.
三、实证分析
(一)金融发展对广东对外贸易的长期稳定影响
1.面板单位根检验.利用Eviews5.0软件,对广东和珠三角、东西两翼、山区的出口依存度(lnE)、进口依存度(lnI)和金融相关率(lnF)分别采用LLC、IPS方法进行检验.检验统计量和相伴概率值见表1.结果表明,广东以及珠三角、东西两翼、山区的出口依存度(lnE)、进口依存度(lnI)和金融相关率(lnF)三个变量均存在单位根.而一阶差分值的单位根检验结果表明,三个变量不存在单位根.由此可得,广东和珠三角、东西两翼、山区三个区域的出口依存度(lnE)、进口依存度(lnI)和金融相关率(lnF)三个变量同时存在一阶单整,即I(1).
2.面板协整检验.得出面板数据存在一阶单整后.进一步检验面板数据是否存在协整关系.按照前述的研究方法,我们以广东和珠三角、东西两翼、山区面板数据为基础,根据模型(3)和(4)进行面板回归,可以得到相应地区金融发展对进口、出口的弹性系数值,结果见表2.然后,根据求出的面板残差序列,运用LLC检验、FADF检验、FPP检验对广东和珠三角、东西两翼、山区的面板数据回归后的残差进行平稳性检验,结果见表3.由检验统计量和相伴概率可知,广东和珠三角、东西两翼、山区面板数据的回归残差均不存在单位根,说明在广东和三大区域的金融发展与进口贸易、出口贸易均存在协整关系.
尽管金融发展对珠三角、东西两翼、山区三大区域进、出口贸易存在长期影响,但在不同地区的影响是存在显著差异的,金融相关率(1flF)的系数即反映了金融发展对不同地区对外贸易长期影响的差异.从表2可知,珠三角、东西两翼、山区三大区域金融发展对出口贸易长期影响的弹性系数分别为1.284、0.842、0.546.由此可见,珠三角地区的金融发展对出口的促进作用明显大于东西两翼和山区.与金融发展对出口贸易的促进作用相似,金融发展同样促进了广东的进口贸易.珠三角、东西两翼、山区金融发展对进口的弹性影响系数(1.088、0.656、0.710)表明,珠三角地区金融发展对进口的长期促进作用也明显大于东西两翼、山区地区.
(二)金融发展对广东对外贸易的短期动态影响
1.金融发展对广东出口贸易的短期动态影响.对模型(5)进行TSLS估计,对应的参数估计值、t 值、R2和面板残差的LLC检验与IPS检验的结果如表4所示.计量结果表明,动态面板模型(5)的估计结果可用来揭示金融发展对广东外贸出口的动态影响.其中,α1度量了上一年出口对当年度出口的影响.对广东而言.上一年的出口依存度每增长1％,本年的出口依存度就增长0.568％；a2度量了金融发展对当期出口的影响,其中珠三角地区的α2值达到了1.323,且大于全省的α2值(0.953),表明珠三角金融发展对出口具有的促进作用已超过全省的整体影响水平,而东西两翼、山区的α2值为负,表明东西两翼、山区金融发展并未促进出口贸易的发展.α2度量了上一年金融发展对本年度出口的动态影响.所有地区的α3均为正,表明金融发展对广东三大区域的出口都有一定滞后作用.从三大区域α3的系数可知,珠三角地区的α3最小(0.283),而东西两翼的系数α3(0.636)最大,山区的系数α3次之,这是因为珠三角金融发展对当期出口的支持作用发挥较大,从而导致滞后效应的降低.而东西两翼、山区金融发展对外贸出口促进作用的滞后效应较大,对当期的支持作用发挥较小.
2.金融发展对广东进口贸易的短期动态影响.采用与模型(5)相同的方法进行估计,得到模型(6)的TSLS估计结果,对应的参数估计值、t值、R2和面板残差的LLC检验与IPs检验的结果如表5所示.β1度量了上一年进口对当年度进口的影响.对全省来说,上一年的进口依存度每增长1％,本年的进口依存度就增长0.376％；β2度量了金融发展对当期进口的影响,其中珠三角地区的β2值达到了1.278,且大.于全省的β2值(0.省略)
注释：
①数据来源：《广东统计年鉴2008》.
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②数据来源：中国人民银行广州分行金融统计资料.
参考文献：
白当伟.2004.金融发展中的国际贸易：理论与实证研究[D].复旦大学博士论文.
陈建国,杨涛.2005.中国对外贸易的金融促进效应分析[J].财贸经济(1).
齐俊妍.2005.金融发展与贸易结构――基于H0模型的扩展分析[J].国际贸易问题(7).
孙兆斌.2004.金融发展与出口商品结构优化[J].国际贸易问题(9).徐建军征浩瀚.2008.我国金融发展对国际贸易的影响及区域差异[J].国际贸易问题(4).
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