安徽省金融發展水平對出口貿易結構的影響

楊瑾

【摘要】本文通過構建實證模型，發現安徽省金融發展的規模、結構、效率與出口貿易結構的總體優化程度和局部優化程度之間存在長期穩定的協整關系。金融發展的結構、效率與出口商品結構之間存在正相關關系，即金融發展的結構與效率有利于出口商品結構的優化。在進一步研究安徽省出口商品的局部優化程度與金融發展水平的關系中發現，金融發展的效率與出口商品結構之間存在正相關關系，即金融發展效率有利于出口商品結構的優化。

【關鍵詞】金融發展 規模 效率 結構 出口貿易結構

隨著我國對外開放節奏的不斷加快，安徽省出口貿易結構也在不斷優化調整。通過分析1999年至2013年安徽省工業制成品出口額占出口貿易總額的比重可以發現，該比重自1999年以來至2006年一直處于增長趨勢，但隨后幾年收到金融危機的影響，該比重略有下降，自2009年以來逐漸保持穩定。總體看來，我省出口貿易商品中初級制成品比重越來越少，工業制成品出口額占出口總額的比重近幾年來保持較為穩定，占比約0.94，但仔細分析工業制成品構成即可發現，我省出口的工業制成品科技含量水平仍處于中低端，出口貿易結構仍需優化。以2013年我省出口的工業制成品為例，輕紡產品、橡膠制品、礦冶產品及其制品出口額為83.24億美元，占比達33%，雜項制品出口額為64.65億美元，占比達26%。機械及運輸設備出口額為75.46億美元，占比僅為全部工業制成品的30%。由此看來，安徽省工業制成品出口還處在較為低端的水平，因此如何推動安徽省出口貿易結構的轉型升級，尤其是提升機械及運輸設備出口占工業制成品出口額的比重，是一個亟待解決的問題。

隨著安徽省工業制成品出口比重的不斷提升，其金融發展水平也在逐步推進。我省金融機構存貸款總額從1990年的1185.5億元上升到2014年的52843.56億元。其中，金融機構存款余額由1990年的193.44億元上升到2014年的30088.9億元，金融機構貸款余額由1990年的446.03億元上升到2014年的22754.66億元。那么，安徽省金融發展水平的迅速提升對出口貿易結構是否有著一定的聯系？它是否會對出口貿易結構的優化起到一定程度的影響？并且它是通過何種機制對出口貿易結構產生影響？研究這些問題，對發展我省的金融和出口貿易結構優化，都有著積極的推動作用。

一、文獻綜述

針對金融發展對出口貿易的影響，前人學者主要從以下幾個方向加以闡述：部分學者通過構建數理模型，分析兩者的影響，如劉璐，丁一兵（2014）構建了兩部門一般均衡分析框架，研究了金融發展對出口結構影響的理論模型，發現金融發展水平的提高可以降低企業的融資約束，使得資本密集型行業產業的相對價格下降，從而促進該行業出口增加。還有部分學者將金融發展規模的角度分析兩者的影響，如李欣蓉（2014）通過實證發現四川省金融發展對出口貿易規模及出口結構升級有促進作用。

而大多數學者則是通過金融發展的規模、效率、結構等角度來分析二者的影響，如姚耀軍（2010）通過GMM模型研究發現金融發展規模與金融發展效率對制成品在出口總額中的比重有推動作用；姜輝，查偉華（2013）從金融發展的規模和效率兩個方面研究上海金融發展對出口增長的影響，發現金融發展規模對出口結構優化有顯著的拉動作用，但金融發展效率對出口結構影響不顯著；詹應斌（2012）也用類似方法分析了上海金融發展對出口貿易結構的影響，發現金融發展效率和金融發展規模兩者都對出口結構有影響，但金融發展效率相比金融發展規模對出口貿易結構的影響更為顯著。

綜合前人的成果可以看出，各學者從金融發展的規模、效率、結構等方面對出口貿易結構的影響進行了研究，但大多選取兩個角度來進行分析，綜合研究的相對較少，而且針對安徽省金融發展水平對出口貿易結構影響的研究幾乎沒有。本文從安徽省金融發展的規模、效率、結構三個方面綜合研究其對出口貿易結構的影響，對促進安徽省出口貿易結構的優化提出相應建議。

二、安徽省金融發展對出口貿易影響的實證研究

（一）變量選取

1.金融發展水平指標。本文分別通過金融發展規模、金融發展結構和金融發展效率三個方面來表示金融發展水平。首先，金融發展規模指標，考慮到數據的可得性，本文選用金融機構存貸款余額占國民生產總值之比FIR來表示（萬建軍，李揚如，2014）；其次，金融發展結構指標，本文選取金融機構中長期貸款額與全部貸款額的比值FDS來表示（齊俊妍，2010）；再次，金融發展效率指標，本文選取某一時點的貸款總額與存款總額的比值SLR來表示（李欣蓉，2014）。

2.出口商品結構指標。本文通過工業制成品出口額占出口總額的比重EXS來衡量安徽省出口商品結構的總體優化程度，考慮到安徽省統計年鑒中工業制成品出口分類的編纂方式，以機械及運輸設備出口額與工業制成品出口額的比值MTEXS作為衡量安徽省出口商品結構的局部優化程度。

（二）數據來源與處理

本文數據來自2000～2014年《安徽統計年鑒》，為消除異方差的影響，各變量均取自然對數進行處理。

（三）模型建立

綜合上文分析，本文從安徽省金融發展的規模、結構、效率三個方面研究其對出口貿易結構優化的影響，其中，出口貿易結構從兩個角度來分析，第一個角度是出口貿易結構的總體優化程度來檢驗，用工業制成品出口額占出口總額的比重EXS來衡量；第二個角度是出口貿易局部優化的角度來檢驗，用機械及運輸設備出口額與工業制成品出口額的比值MTEXS來衡量。擬設定模型如下：

EXS=f（FIR，FDS，SLR） （1）

MTEXS=f（FIR，FDS，SLR） （2）

將（1）式、（2）式線性化，可得：

LnEXS=α0+α1LnFIR+α2LnFDS+α3LnSLR+ε1 （3）

LnMTEXS=β0+β1LnFIR+β2LnFDS+β3LnSLR+ε2（4）

（四）平穩性檢驗

本文考察的是時間序列數據，為消除各變量的自相關，本文先利用Eviews7.2軟件，利用ADF單位根檢驗方法對各變量的平穩性及單整階數進行檢驗（檢驗結果表略）后可知，所有的時間序列變量自身是非平穩序列，但經過一階差分后都為平穩序列，并且其均一節差分在1%的水平上顯著。因此，根據1%水平的選擇結果，用所有滿足協整條件的變量進行協整檢驗。

（五）協整關系檢驗

由平穩性檢驗結果可知，所有的時間序列都是非平穩的。在同階單整的條件下，需要進行協整檢驗，以此分析各變量與被解釋變量之間是否存在長期穩定關系。

協整檢驗用來分析各個解釋變量與被解釋變量之間是否存在長期穩定關系。目前廣泛使用的協整方法有E-G兩步檢驗法和Johansen檢驗法。Johansen檢驗是一種對多個時間序列進行協整檢驗的更為有效的方法，它克服了E-G兩步法的缺陷，能夠檢驗出存在的協整個數。

利用Eviews7.2軟件確定VAR模型的最優滯后期，首先檢驗模型（3），根據HQ、AIC和SC準則確定其滯后階為2，所以可將VAR模型的之后階數定義為2。

由于VAR模型的穩定性是保證模型有效性的前提，因此接下來對上述VAR模型進行平穩性檢驗。如果被估計的VAR模型的特征方程所有跟的倒數都小于1，即位于單位圓內，則是穩定的。利用Eviews7.2軟件得出上述VAR模型是完全穩定的，所以k=2最終被確認為VAR（3）模型的最優滯后期。

確定最優滯后期后，采用Johansen協整檢驗法，分別檢驗上述變量一階差分之間的協整關系，考察EXS與FIR，FDS和SLR之間是否存在長期穩定的關系。

通過聯合檢驗（Cointegration Test），確定選擇序列有均值和現行趨勢項，且協整方程有截距項的Johansen檢驗（結果圖略），即在顯著性水平1%上，至少存在一個有意義的協整方程。該協整方程為：

LnEXS=-1.783883LnFIR+0.879377LnFDS+1.667209LnSLR +ε1（5）

（0.03568） （0.01189） （0.01189）

R2=0.9717 Adj.R2=0.9151

從回歸結果中可以看出，該協整方程擬合優度為0.9717，表明各解釋變量對被解釋變量的解釋程度達到97.17%，擬合優度較好。接下來對方程（5）的殘差序列進行ADF檢驗，設ECM為均衡誤差（殘差）：

ECM=LnEXS+1.783883LnFIR-0.879377LnFDS-1.667209 LnSLR （6）

對上式進行ADF檢驗，從檢驗結果可看出，它是一個平穩序列。由于回歸殘差為平穩序列，說明協整關系式具有統計顯著性。根據Granger定理，如果變量間是協整的，則他們之間必然存在長期均衡關系。所以方程表明所選數據區間1999年至2013年的各變量之間存在長期均衡，FIR每增長1個百分點，EXS將下降0.56個百分點；FDS每增長1個百分點，EXS將上升1.14個百分點；SLR每增長1個百分點，EXS將上升0.60個百分點。

同理對模型（4）進行檢驗，首先確定其最優滯后期為2，其次對其進行Johansen協整檢驗，考察MTEXS與FIR，FDS和SLR之間是否存在長期穩定的關系。

通過聯合檢驗（Cointegration Test），確定選擇序列有均值和現行趨勢項，且協整方程有截距項的Johansen檢驗，結果如表2-3所示，即在顯著性水平1%上，至少存在一個有意義的協整方程。該協整方程為：

LnMTEXS=-0.041824LnFIR-0.270022LnFDS+1.749386 LnSLR+ε1 （7）

（0.00784） （0.00300） （0.00729）

R2=0.9828 Adj.R2=0.9484

從回歸結果中可以看出，該協整方程擬合優度為0.9828，表明各解釋變量對被解釋變量的解釋程度達到98.28%，擬合優度較好。接下來對方程（7）的殘差序列進行ADF檢驗，設ECM為均衡誤差（殘差）：

ECM=LnMTEXS+0.041824LnFIR+0.270022LnFDS- 1.749386LnSLR （8）

對上式進行ADF檢驗，從檢驗結果可看出，它是一個平穩序列。由于回歸殘差為平穩序列，說明協整關系式具有統計顯著性。根據Granger定理，如果變量間是協整的，則他們之間必然存在長期均衡關系。所以方程表明所選數據區間1999年至2013年的各變量之間存在長期均衡，FDS每增長1個百分點，EXS將下降3.70個百分點；SLR每增長1個百分點，EXS將上升0.57個百分點。

三、研究結論與政策建議

研究發現，安徽省出口商品總體優化程度與金融發展的規模、結構、效率之間存在長期穩定關系。金融發展的結構、效率與出口商品結構之間存在正相關關系，即金融發展的結構與效率有利于出口商品結構的優化。在進一步研究安徽省出口商品的局部優化程度與金融發展水平的關系中發現，金融發展的效率與出口商品結構之間存在正相關關系，即金融發展效率有利于出口商品結構的優化。

根據上述研究結論，基于出口商品結構優化的視角，為了促進安徽省出口商品結構發展，安徽省要積極發揮金融機構的集聚作用，提升服務質量與效率，進而更大程度地發揮金融對出口貿易的支持作用。

參考文獻

[1]劉璐，丁一兵.金融發展對出口結構影響的理論探析[J].大連理工大學學報（社會科學版）.2014（7）.

[2]李欣蓉.金融發展對出口貿易的影響探討[J].金融視線.2014（3）.

[3]姚耀軍.金融發展對出口貿易規模與結構的影響[J].財經科學.2010（4）.

[4]姜輝，查偉華.上海金融發展對出口增長的影響機理及效應研究[J].華東經濟管理.2013（10）.

[5]詹應斌.上海區域金融發展對貨物出口的影響分析[J].管理學家.2012（12）.

[6]李斌，李國強.金融發展與出口貿易結構優化[J].華南農業大學學報（社會科學版）.2008（3）.

[7]齊俊妍.金融發展與高新技術產品出口關系研究[J].經濟經緯.2010（4）.

基金項目：合肥師范學院產學研合作育人項目階段性成果.項目編號（2015CXYJDSK006）。