貿易金融類中間業務與貿易規模關系研究

摘要：自2010年以來，商業銀行的非利息收入平均占比已經達到24.61%，成為維持銀行凈利潤增長最主要的驅動因素。針對這一銀行業發展新趨勢，本文選取了與國際貿易息息相關的銀行貿易金融類中間業務發展水平這一指標，并使用時間序列模型回歸分析了2006-2016年其與我國進口和出口之間的長期關系，得出了出口、進口與中國銀行貿易金融類中間業務發展水平的相關系數均為正，說明出口和進口都促進了中國銀行貿易金融類中間業務的發展，并且進口對中國銀行貿易金融類中間業務發展水平的促進作用略強于出口對中國銀行貿易金融類中間業務發展水平的促進作用。

關鍵詞：貿易金融類中間業務；國際貿易；時間序列模型

中圖分類號：F832.2 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）003-0-02

一、引言

一直以來，金融發展與國際貿易之間的關系是國內外學者研究的一大熱點。國外學者們從融資成本與貿易結構、貨幣流動性與貿易融資、金融抑制與貿易扭曲等不同側面深入地研究了金融發展與國際貿易之間的關系，已有大量的理論與實證成果。Michel Cyrille Samba， Yu Yan（2009）指出一國的金融發展與國際貿易的比較優勢存在雙向關系：金融發展會促進國際貿易的專業化，而這會導致資本密集型商品具有比較優勢，從而形成該國國際貿易的比較優勢；與此同時，資本密集型商品具有比較優勢的國家對外源性融資會有更大的需求，從而促進該國金融發展。他們使用VAR時間序列模型，研究了東亞國家的金融發展與制成品國際貿易之間的長期關系，得出了制成品國際貿易促進了金融發展的結論。Yutaka Kurihara（2013） 使用動態面板模型研究了發達國家和發展中國家匯率變動對國際貿易的影響以及在發達國家中金融發展對國際貿易的影響，結果表明發展中國家的匯率變動對國際貿易產生消極影響，而在發達國家中匯率變動對國際貿易并無顯著影響；發達國家的金融發展對國際貿易產生積極影響。

國內學者在這一方面的研究多是對國外相關理論成果的整理及評價，以及運用各種計量模型進行實證研究。俞立平（2011）基于省際面板數據，運用面板數據向量自回歸模型分析金融與國際貿易的關系。靜態研究表明，出口和經濟發展水平對金融發展的促進作用大于進口的作用，金融和國際貿易在滯后2期后互為因果關系，在滯后3期只有出口是金融發展的原因，這也與我國是出口導向型經濟的國情相適應。動態研究表明，金融的沖擊對出口和進口的影響均為正，金融發展與國際貿易之間的關系總體是比較平穩的；而無論是進口還是出口的沖擊對金融的影響總體均是負值，也就是說，金融難以快速適應國際貿易的波動，一定程度存在金融抑制。盛雯雯（2014）通過構造一個包含廠商、金融投資者和金融部門的一般均衡模型，闡明了金融發展對一國國際貿易比較優勢演變的作用。結果表明：融資成本的下降將導致企業投資偏好呈現先提高后降低的過程，因此一國在資本密集型行業的比較優勢隨著金融發展，也將出現先提升后下降的倒U型過程，該機制最終導致了資本密集型行業從傳統發達國家項發展中國家轉移的國際分工新形態。

二、中國銀行貿易金融類中間業務發展水平

傳統上貿易金融業務主要是在外匯管理制度框架下，銀行為企業開展跨國貿易所辦理的資金收付、融資等服務。近些年，貿易金融功能范圍拓展，內容涵蓋貿易結算、貿易融資、信用擔保、避險保值、財務管理五大功能。同時，貿易金融業務既涉及銀行的表內業務，也包括銀行的表外業務，考慮到數據的可獲取性，本文所研究的是貿易金融業務中屬于表外業務的那一部分，即貿易金融類中間業務。眾所周知，貿易金融業務是中國銀行的傳統優勢業務，2015年中國銀行集團完成國際結算業務量3.98萬億美元，同比增長1.67%，中國內地機構國際貿易結算份額居同業首位，對外擔保市場份額保持同業領先。因此，研究中國銀行貿易金融業務發展水平將更有代表性，也能更好地反映貿易金融類中間業務與我國貿易規模的關系。

1.數據選擇與測度方法設定

通過閱讀中國銀行年報，了解到中國銀行貿易金融類中間業務主要包括結算與清算業務、外匯買賣業務、咨詢和顧問等業務以及信用承諾業務。考慮到數據的可獲取性，本文選取的是2006-2016年中國銀行的結算與清算手續費（X1）、外匯買賣價差收入（X2）、咨詢和顧問等手續費（X3）以及信用承諾手續費（X4）的半年度數據，并使用主成分因子分析法測度2006-2016年中國銀行貿易金融類中間業務發展水平。其中，2007年6月份的各業務收入不可得，遂使用SPSS軟件中的多重替代法填補了空白數據，以繼續完成測度。

2.測度結果

首先， KMO統計量為0.684>0.5，Kaiser認為KMO統計量取值在0～1之間并且值越大因子分析的效果就越好，一般來說KMO統計量大于0.5即可進行因子分析；此外，Bartlett球形檢驗統計量的Sig為0.000<0.01，由此否定相關矩陣為單位矩陣的零假設，即認為各變量之間存在著顯著的相關性。KMO和Bartlett檢驗的檢驗結果說明本文所選取的數據適用主成分因子分析法。因子分析結果顯示公因子只有一個并且解釋的總方差為75.543%，這說明所選取的指標相關度很高，可以很好地反映中國銀行貿易金融類中間業務發展水平。根據主成分因子分析的結果，我們選取Factor1的因子得分作為中國銀行貿易金融類中間業務發展水平（F）的測度結果，具體結果如表1所示。

三、中國銀行貿易金融類中間業務發展水平與進口和出口之間的關系

國際貿易一直是我國國民經濟的重要組成部分，尤其是出口被譽為拉動GDP增長的“三駕馬車”之一。而商業銀行貿易金融類中間業務作為時代發展的新興產物豐富了我國金融發展的內涵，研究其與我國貿易規模之間的關系也是應有之義。

1.數據說明及實證方法設定

商業銀行貿易金融類中間業務選取的指標是上文所提到的中國銀行貿易金融類中間業務發展水平（F）；而貿易規模所選取指標是進口（I）和出口（E），這是考慮到進口（I）和出口（E）對中國銀行貿易金融類中間業務發展水平（F）的影響在方向和程度上可能略有不同，所以國際貿易選取這兩個指標。其次如上文所示，中國銀行貿易金融類中間業務發展水平（F）所使用的是2006-2016年通過SPSS測度的半年度數據，進口（I）和出口（E）所使用的是2006-2016年進口額和出口額的半年度數據，數據來源于國研網數據統計庫。此外，本文所選取的模型是時間序列模型，使用的是時間序列模型中的協整檢驗。

2.協整檢驗及結果

在進行協整檢驗之前要先進行單位根檢驗，只有同為平穩序列或單整次數相同的變量之間才可能存在協整關系。經檢驗，在1%的顯著性水平下中國銀行貿易金融類中間業務發展水平（F）、進口（I）和出口（E）均是二階單整序列，有可能存在協整關系。

對F和I 、F和E進行協整檢驗，所使用的方法是單一方程的EG兩步法協整檢驗。第一步，用OLS法分別作協整回歸方程：

F=α1+β1I+μt 或F=α2+β2E+θt

進行估計，分別得到殘差序列、。

第二步，檢驗殘差序列it、et的平穩性，所使用的方法是對其進行單位根檢驗，若是平穩序列，則說明F和I、F和E之間存在協整關系。協整檢驗結果顯示：在1%的顯著性水平下，F和E之間存在協整關系；在5%的顯著性水平下，F和I之間存在協整關系。從而得到F和I 、F和E之間的長期均衡方程分別為：

四、結語

根據上文所述，可以得到以下結論：一是貿易規模對中國銀行貿易金融類中間業務發展水平確實有影響，但總體來說影響不大，可以忽略不計。二是出口、進口與中國銀行貿易金融類中間業務發展水平的相關系數均為正，說明出口和進口都促進了中國銀行貿易金融類中間業務的發展，并且進口對中國銀行貿易金融類中間業務發展水平的促進作用略強于出口對中國銀行貿易金融類中間業務發展水平的促進作用。

參考文獻：

[1]殷劍峰.中國金融發展報告（2016）[M].社會科學文獻出版社，2015（12）.

[2]Michel Cyrille Samba， Yu Yan. Financial Development and International Trade in Manufactures： An Evaluation of the Relation in Some Selected Asian Countries [J].International Journal of Business and Management，2009（12）.

[3]Yutaka Kurihara. Effects of Exchange Rate Fluctuations and Financial Development on International Trade： Recent Experience [J].International Journal of Business Management &Economic Research，2013（09）.

[4]俞立平.基于PVAR的省際金融發展與國際貿易關系研究[J].國際貿易問題，2011（12）.

[5]于倩，趙琮琮.金融發展與國際貿易互動機理的研究進展[J].廣東商學院學報，2013（5）.

[6]盛雯雯.金融發展與國際貿易比較優勢[J].世界經濟，2014（7）.

作者簡介：萬姣娜（1992-），女，漢族，湖北安陸人，現就讀于武漢紡織大學金融碩士專業，主要從事金融發展與國際貿易研究。