小议金融发展与对外开放度的关系

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摘要:本文采用湖北省1988-2009年的数据,运用协整分析、格兰杰因果关系检验和状态空间模型,对金融发展与对外开放度之间的因果关系及动态变动关系进行实证分析。结果表明,金融发展对对外开放度的影响在2001年之前整体上呈下降趋势,从2002年开始逐渐加强,并在此基础上提出促进金融发展与经济对外开放协调发展的政策建议。

关键词:金融发展对外开放度状态空间模型

国内学者大都认为金融发展与经济对外开放度之间存在着密切关系,对两者之间的实证研究主要是把中国作为一个整体来分析,或者是分析各地区之间的差异。如白当伟(2004)对中国的实证分析结果表明,改革开放后中国的金融发展和贸易开放之间不存在长期关系。梁莉(2005)认为贸易开放度是金融发展的格兰杰原因,贸易开放促进了金融发展,反之不成立。沈能(2006)认为我国金融发展与国际贸易存在中长期均衡关系。无论是长期还是短期,金融规模与国际贸易正相关,具有双向因果关系。李伟平(2007)使用协整分析和Granger因果检验对金融发展与经济开放度之间的关系进行实证研究,结果表明除了资本化率指标外,其他的金融发展指标与经济开放度之间存在协整关系。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。因此,本文从湖北省的角度来分析金融发展与对外开放度之间的关系,以便更具地区针对性和实际意义。

一、指标选取和数据来源

(一)指标选取

1金融发展指标。对于金融发展指标,选用金融发展规模、金融发展效率、股票市场的发展水平、保险市场的发展水平4个指标来反映。第一。金融发展规模指标用Goldsmi(hfl9691提出的金融相关率指标表示,等于金融资产总量与名义GDP之比。由于湖北省数据的缺乏,同时存贷款余额之和占金融资产的大部分,参照周立(2002)的做法,选取存贷款余额之和代替金融资产总量。第二,金融发展效率指标,有很多关于衡量金融发展效率的表示方法,我们选用金融机构的贷款余额与存款余额的比值来表示。第三,股票市场的发展水平,一般用股票市场的筹资额与GDP之比来代表。由于无法收集到湖北省股票市场的直接统计数据,放弃该指标。第四,保险市场的发展水平指标用保费收入与GDP之比表示。

2经济开放度指标。经济开放度反映了一国对外开放的程度,涉及贸易、资本、劳动力等多方面,因此对于经济开放度指标的度量存在许多不同见解。通常认为经济开放度指标的选取应当以经济发展阶段、贸易发展水平和对外开放的特点为依据和原则,同时也要考虑测度指标数据的可得性及实用性。因此。本文选取外贸依存度和外资依存度之和作为经济对外开放度的指标。这样选取有两个原因:第一,对外贸易是湖北省外向型经济发展的主要形式,可以用外贸依存度来衡量:第二,引进外资是湖北省对外开放的重要体现,可以用外资依存度来衡量。

金融发展规模、金融发展效率和保险市场发展水平分别用GM、XL和BS表示。外贸依存度、外资依存度用WMYC和WZYC表示,对外开放度用OPEN表示,并且OPEN=WMYC+WZYC。

(二)数据来源及说明

由于20世纪80年代中期以前我国外商直接投资数额很小,其影响基本上可以忽略不计,并且那时湖北省尚无外贸经营权。因此本文选取1988-2009年的数据。所有数据均来自《湖北省统计年鉴》各期的数据、《新中国五十五年统计资料汇编》和湖北省统计局网站、中国统计局网站,并在此基础上进行整理和计算得到,使用Eviews5.0软件进行数据分析与处理。由于没有湖北省股票市场的直接统计数据,因此金融发展指标没有直接考虑股票市场的发展水平,但是其他3个指标,即金融发展规模、金融发展效率和保险市场发展水平间接包含了这一因素,用这3个指标可以比较准确地反映湖北省金融的发展水平。

由于无法收集湖北省1994年之前保费收入的统计数据,但是全国保费收入的数据比较完整,通过相关性分析可知,1995-2009年湖北省与全国保费收入之间的相关系数高达0.9895。因此,可以使用1995-2009年的数据对湖北省保费收入与全国保费收入建立线性回归模型,得到如下结果:

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

t(-4.693)(24,677)

其中,BF代表湖北省保费收入。BF1代表全国的保费收入。利用上述回归结果,估计1988-1994年湖北省的保费收入。

二、实证分析

在变量之间建立状态空间模型时,要求变量之间具有协整关系,否则所建立的模型将是伪回归。如果变量之间存在协整关系,那么变量必须是同阶单整的。因此,首先要对变量进行平稳性检验和协整检验。

(一)平稳性检验

由于宏观经济变量指标的绝对量基本上都是非平稳的,所以在对其进行进一步分析之前需要做平稳性检验,下面采用最常用的ADF检验法对OPEN、GM、XL和BS进行平稳性检验,检验结果如表1所示。从表l可以看出,这4个变量都是非平稳的时间序列,但是它们的一阶差分是平稳的,即上述变量都是一阶单整的。

(二)协整检验

如果2个或多个非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合,即该组合不具有随机趋势,那么这组序列之间就具有协整关系,对应的线性组合就是协整方程,表示一种长期的均衡关系。下面采用Johansen协整检验来检验时间序列之间的协整关系,检验结果如表2所示。

由表2可以看出,在5%的显著性水平下,经济对外开放度OPEN与金融发展规模GM、金融发展效率XL和保险市场发展水平BS之间至少存在一个协整向量。由于协整关系只能说明变量之间存在长期均衡关系,但是不能确定具体的因果关系。因此,需要进一步检验变量之间的因果关系。

(三)格兰杰因果关系检验

采用非平稳序列的格兰杰因果关系检验法检验湖北省金融发展与经济对外开放度之间的因果关系,以确定状态空间模型中变量之间的因果关系,检验结果如表3所示。

从表3可以看出,在5%的显著性水平下,金融发展规模和金融发展效率是经济对外开放度的格兰杰原因。但从经济对外开放度对金融发展的影响来看,它并不是金融发展规模、发展效率和保险市场发展水平的格兰杰原因。

(四)状态空间模型的估计结果分析

研究金融发展与对外开放度关系的传统方法,一般是使用静态的固定参数模型来描述两者之间的关系,但是对于时间跨度较大时,固定参数模型无法反映出由于不可观测原因对两者相关程度带来的变化,所以估计出来的结果可能存在较大偏差。在计量经济学中,动态系统的状态空间模型用来估计不可观测的时间变量,采用状态空间模型可以反应相关程度的变化,主要有两点好处:第一,状态空间模型将不可观测的状态变量并入可观测模型并与其一起得到估计结果:第二,状态空间模型是利用卡尔曼滤波来进行估计的,卡尔曼滤波是在时刻基于所得到的所有信息计算状态向量最理想的递推过程。

通过上述分析,可以建立如下的状态空间模型:

量测方程:OPENt=c+αtGMt+β1XLt+μt(1)

状态方程:αt=ctαt-1+vt(2)

βt=C2βt-1+ωt

上式中,OPEN,、GM,和XL,是可观测变量。可变参数αt和βαt是随时间改变的,体现了解释变量对被解释变量影响关系的改变,称为状态向量,是不可观测变量,是待估计的。上述模型假设状态向量为AR(1)过程,也可以假设状态向量为其他的过程,本文选择了3种形式的状态转移方程,结果表明AR(1)过程拟合效果最佳,因此选用这种形式。

变参数αt和βt的曲线图如图1、2所示,可以看出,1988年以来,湖北省金融发展规模和发展效率对对外开放度的影响变化比较大,金融发展规模的乘数在0,00196到0.001167之间,而金融发展效率的乘数在-0.3848到0.3464之间。金融发展规模对对外开放度的影响在2001年之前整体上呈现下降的趋势,到2001年负面影响达到最大,从2002年开始影响呈现上升的趋势,到2009年正面影响达到最大。金融发展效率对对外开放度的影响在2001年之前的变化过程与金融发展规模的变化基本一致,到2001年达到最大的负面影响,2002年开始呈现上升趋势但是和金融发展规模相比,上升势头明显低得多。

三、结论与建议

由上述实证分析的格兰杰因果检验可知,选取的3个金融发展指标中有2个,即金融发展规模和金融发展效率是对外开放度的格兰杰原因:对外开放度并不是3个金融发展指标的格兰杰原因。这说明湖北省的金融发展给经济开放带来了发展动力,有积极地促进作用:然而,经济对外开放的发展并没有促进金融发展规模的扩大和效率的提高,也没有带动保险市场的发展,从状态空间模型的结果来看,总体上金融发展效率对经济开放的影响要大一些,而且金融发展规模和金融发展效率的影响趋势基本相同。但是从2002年开始,金融发展规模影响的上升速度明显高于金融效率影响的上升速度,这与金融发展的效率不高有一定关系。

目前湖北省金融部门发展水平与发达省份相比还相对比较落后,这制约了经济对外开放的发展步伐。因此,促进金融发展对湖北省的金融部门和对外贸易部门都有着非常重要的意义。通过金融发展,可以为外贸企业提供更有效的融资渠道,提高在国际分工和国际竞争中的地位,从而促进经济对外开放的进一步深入发展。目前,湖北省金融发展规模与对外开放的相关程度在逐渐提高,但是金融发展效率水平比较低,高效率的金融体系是经济对外发展的基础,为了促进经济对外开放的进一步发展,湖北省应发展多元化金融机构体系,大力发展非国有金融机构和非银行金融机构,满足各种各样的需求,促进金融机构的良性竞争,提高效率。推动证券市场发展,为企业提供更有效的直接融资渠道,满足企业对外发展时对金融支持的多样化需求,从而实现金融发展与经济对外开放的协调发展。