一带一路规划视角下我国金融支持与对外贸易的关系研究.docx
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一带一路规划视角下我国金融支持与对外贸易的关系研究
“一带一路”规划视角下我国金融支持与对外贸易的关系研究
摘要:
本文基于2003―2013年我国31个省份的面板数据,分别从金融市场和外部融资角度,选取包括金融相关比率、金融系统效率、金融发展结构在内的6类指标,实证研究“一带一路”规划版图下国内圈定的18个省份与全国地区金融支持与对外贸易发展关系。
实证结果表明:
从金融市场来看,金融相关比率和金融发展结构对对外贸易存在显著正向影响,信贷转换率的提高则抑制了对外贸易发展;从外部融资条件来看,金融机构信贷、外商直接投资、股票市场交易效率均对对外贸易存在显著的正向影响。
关键词:
金融支持;外部融资;对外贸易
中图分类号:
F831文献标识码:
A〓文章编号:
1003-9031(2015)07-0021-05DOI:
10.3969/j.issn.1003-9031.2015.07.05
一、引言
2015年3月28日,国家发展改革委、外交部、商务部联合发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》,规划版图重点圈定黑龙江、内蒙古、上海等沿线18省份,为新常态下我国国际贸易的发展开启了新篇章。
近年来,我国金融发展在支持实体经济方面成效显著,金融和贸易的互动与融合日益深化,“一带一路”战略布局后,各大金融机构厉兵秣马,加速战略布局,积极运用多元化渠道为“走出去”的企业提供金融支持,助力“一带一路”建设。
那么,在“一带一路”战略规划下,我国金融支持对对外贸易发展是否存在影响?
“一带一路”规划版图下国内重点圈定的18个省份在金融发展促进对外贸易方面是否具有不同于全国地区的区域性特征?
鉴于此,深入研究金融支持对对外贸易发展的影响,对于落实“一带一路”建设,具有重要实践价值与理论意义。
在金融发展与对外贸易的关系中,国内外学者积累了大量的研究成果。
国外研究中,Kletezer和Bardhan(1987)从资金配置功能角度指出:
金融发展是出口的原因,信贷优势的差别会影响各国的国际贸易比较优势[1]。
Beck(2002)从金融市场视角,通过对65个国家1966―1995年的数据实证研究发现金融发展水平与反映贸易结构的比率之间呈现显著正相关[2]。
Feeney和Hillman(2
001)从风险管理角度提出一国的金融发展主要体现在金融市场的多样性上,国内金融市场风险分散机制的发展将会减少贸易障碍[3]。
近年来,国内学者也开始了关于金融发展与对外贸易关系的研究,主要集中在理论分析和实证研究两方面。
理论研究主要为对国外已有研究成果进行拓展,如基于H-O理论框架和内生金融模型(AK模型),认为金融发展通过提高资本禀赋和促进技术进步两个渠道,来提升一国的贸易比较优势[4-5]。
实证研究方面,研究认为银行贷款、股市规模、储蓄投资转换率、金融深化等因素对国际贸易存在影响,但结论不尽一致[6-9]。
学术界现有研究成果奠定了本研究的逻辑起点,但也存在着一定缺憾:
(1)已有研究多数从金融市场角度来考察金融支持对对外贸易的影响效应,对于外部融资这一重要视角却鲜有涉猎;
(2)经济新常态下,国际贸易所处的经济环境与政策条件均产生了较大变化,尤其是“一带一路”规划出台后,其金融支持如何在这一战略规划下作用于对外贸易发展还有待研究。
鉴于此,本文基于2003―2013年我国省际面板数据,尝试从金融市场和外部融资两个角度,对我国金融支持与对外贸易发展二者之间的关系展开研究,并进一步分析“一带一路”重点圈定18省与全国地区金融支持对外贸易发展可能存在的差异性,力争揭示“一带一路”规划视角下金融支持与对外贸易发展的新型关系,为金融发展助力“一带一路”建设提供可供政策制定和决策参考的理论依据与经验支撑。
二、模型设定、变量选取与样本说明
(一)模型设定与变量选取
本文以Beck(2002)的计量模型为基础,选取我国2003―2013年31个省级行政区的对外贸易发展、金融支持及其他经济变量指标,对我国金融支持与对外贸易的关系进行实证检验,基于双对数模型构建计量模型如下:
lnFTD■=c+βlnFINANCE■+λCV■+μ■
(1)
其中,FTD■表示第t年i省份的对外贸易发展规模,参照梁莉(2005)等学者的研究,选取对外贸易依存度,即进出口贸易额之和占GDP的比值,衡量各地区对贸易发展状况;FINANCE■表示第t年i省份的金融发展水平指标;CV■表示控制变量;c为截距项;μ■为残差项[10]。
基于数据的可得性和我国金融市场发展现状,本文分别从金融市场和外部融资两个不同层面研究“一带一路”规划下我国金融支持与对外贸易的关系。
首先,从金融市场发展视角研究金融支持对对外贸易的影响,选取以下三个指标来衡量金融市场发展:
(1)金融相关比率(FIR),借鉴申明浩等(2012)的做法,以各地区金融机构存贷款余额占GDP的比重衡量,该指标反映金融规模的增长情况,取值越大,意味着金融市场化程度越高[11];
(2)金融系统效率(FE),又称信贷转换率,本文参考李美平(2011)等研究[12],采用各地区我国金融机构贷款额与存款额的比值来衡量信贷转换率,其反映出储蓄与投资之间的转换效率,取值越大,说明资金的转换效率越高。
(3)金融发展结构(FS),参考冉光和等(2013)做法,以各省股票总市值和保费收入之和占金融总资产①的比值衡量,该指标反映了各地区金融体系结构[13]。
为考察金融市场与对外贸易的关系,构建计量模型如下:
lnFTD■=c+β■lnFIR■+β■lnFE■+β■lnFS■+φCV■+μ■
(2)
其中,c为截距项,μ■为残差项,βΚ(k=1,2,3)为相应变量的弹性系数,φ为控制变量的弹性系数。
其次,从三个方面基于外部融资视角考察金融支持与对外贸易的关系:
(1)信贷密度(LOAN),即各地区金融机构贷款额占当地GDP的比重,信贷密度越高,说明金融机构贷款量投入较大,企业获得外部资金的能力越强;
(2)外资密度(FDI),用外商直接投资额占当地GDP的比重表示,外资密度越高,说明外资流入量越大;(3)股票市场交易效率(STRAD),用各地区股票市场的总成交金额占GDP的比值来衡量。
构建考察外部融资与对外贸易发展的计量模型如下:
lnFTD■=c+α1lnLOANti+α2lnSTRAit+α3lnFDIit+λCVit
+μit(3)
其中,c为截距项,μit为残差项。
αk(k=1,2,3)为相应变量的弹性系数,λ为控制变量的弹性系数。
此外,在模型控制变量选择中,重点考察了三个方面:
(1)交通设施(TRAF),选用各地区的铁路与公路里程与地面面积之比来衡量;
(2)财政支出(GOV),即地区财政支出占各地区当年GDP的比重,用来衡量各省份地方政府对经济活动的参与程度;(3)研发支出(R&D),选用各地区科研投入费用来衡量。
(二)数据说明
本文选用2003―2013年全国31个省(自治区、直辖市)的面板数据。
其中,各地区GDP、进口贸易额、出口贸易额、铁路里程、公路里程、地面面积、政府财政支出数据均来自历年《中国统计年鉴》,R&D科研费用来自历年《中国科技统计年鉴》,各地区股票交易额、股票总市值、保费收入及金融机构存、贷款余额来自wind数据库,各地区外商直接投资额来自ACMR数据中心。
各变量描述性分析如表1所示。
三、实证结果
(一)平稳性检验
计量建模时要求实证数据是平稳的,否则可能出现“伪回归”的现象。
为避免“伪回归”现象的出现,本文分别采用LLC和PP-Fisher两种不同的检验方法检验数据的平稳性,平稳性检验结果详见表2。
根据表2实证面板数据平稳性检验结果可知,“一带一路”圈定18省和全国地区样本群下,被解释变量FTD和解释变量(包含FIR、FE、FS、LOAN、FDI、STRAD在内的6个金融发展指标)均在1%的显著性条件下拒绝原假设,序列是平稳的。
控制变量TRAF、GOV在两种平稳性检验方法均能再5%的显著性条件下拒绝原假设,R&D的PP-Fisher检验显示不能拒绝原假设,而LLC检验结果显示其在1%显著性水平下拒绝原假设,故可认为数据是平稳的。
综合来看,本文建立计量模型时选用的数据平稳,计量回归时不会存在“伪回归”现象。
(二)金融市场发展对对外贸易的影响估计
本文运用“一带一路”规划版图下国内圈定的18个省份与全国31个省份两个样本群在观察期2003―2013年间的省级面板数据,利用Eviews7实证研究金融市场对对外贸易的影响,同时,为避免金融相关变量之间可能存在自相关影响估计结果的稳健性,故首先分别对金融相关比率(FIR)、金融系统效率(FE)、金融发展结构(FS)进行逐一引入,回归结果如表3中模型
(1)
(2)(3)所示。
随后,对上文设定的方程
(2)进行回归,考察金融市场多因素对对外贸易发展的协同作用,回归结果如表3中模型(4)所示。
由表3可知,对金融市场发展相关解释变量单独引入与同时引入时弹性系数符号稳定,显著性一致,同时注意到同时引入金融市场发展3变量时模型修正的可决系数Adj.R2明显改善,因此,可认为模型(4)是稳健的,能够较好地解释各金融市场发展变量及其协同作用对对外贸易发展的影响。
具体来看,根据模型(4)分析结果如下:
金融相关效率(FIR)系数均在1%水平上显著为正,说明金融市场化程度在促进对外贸易发展过程中具有明显且稳定的促进作用。
其中“一带一路”规划内省份金融相关效率弹性系数为1.749,略低于全国地区的1.894水平,可见“一带一路”规划省份在过去十年表现中,金融市场促进对外贸易发展成效有待提高,其金融相关效率每提升1%,可带动对外贸易发展提升1.749%,低于全国地区1%金融相关效率的提升带动对外贸易扩大1.894%的水平。
大量研究成果表明,良好的金融体系有利于企业创新能力的提升,促进内生技术进步,进而影响一国与他国的技术差异,形成技术密集型产品上的比较优势。
控制变量研发支出(R&D)对对外贸易的提升具有显著的正向作用也支持了这一论点。
金融系统效率(FE)系数在1%水平下,不论是全国地区或是仅“一带一路”划定省份,均显著为负,这意味着金融机构资金转换率越高,反而不利于对外贸易水平的提升。
这与学者们基于AK模型认为“金融发展提升了储蓄向投资的转化率,从而增加投资,扩大生产,进而有利于促进外贸的增长”这一论点是不一致的。
然而,我国金融系统效率对对外贸易存在的反向作用并不难解释,我国金融体系具有明显的制度偏向特征[14],而金融系统大量资金集中于国有商业银行,近年中国银行业改革,为控制不良资产的增加,惜贷、不贷现状显著,银行往往倾向于选择国有企业,但全国出口额多数由非国有经济贡献,同时信贷转换率仅能体现金融机构信贷转换能力,对款项贷出用途不予统计,事实上金融系统效率的提高形成的信贷扩大部分并未流向外贸行业。
控制变量政府支出(GOV)也支持了这一论断,政府行为不利于对外贸易水平的提升,关键在于政府支出主要投向国有经济,其带来的乘数效应更多体现于国内基础设施相关行业的增长,并未显著作用于对外经济贸易。
金融发展结构(FE)系数在1%水平下对对外贸易的发展存在显著的正向影响,“一带一路”规划圈定国内18省份和全国地区两个样本群下的弹性系数分别为0.432、0.216,这意味着随着证券市场和保险市场的蓬勃发展,我国金融市场体系日益完善,多样化的金融产品大大改善了企业的投融资环境,有利于对外贸易企业的发展和扩大,其中“一带一路”规划省份金融发展结构每提升1%,即可促进该地区对外贸易发展增加0.432%,其金融发展结构对对外贸易水平的促进作用高于全国地区,呈现出金融支持对外贸易发展的良好成效。
控制变量中科研支出(R&D)显著为正,即科研投入有利于扩大企业的创新技术能力,从而提升企业在技术方面的比较优势,增强对外贸易竞争力;政府支出(GOV)显著为负,这意味着政府行为对对外贸易发展存在着显著的负向作用;而交通状况(TRAF)的弹性系数并不显著。
(三)外部融资对对外贸易的影响估计
同样,为避免金融发展变量之间可能存在的自相关,首先分别考察信贷密度(LOAN)、外资密度(FDI)、股票市场交易效率(STRAD)对对外贸易发展的影响,如表4中模型(5)(6)(7)所示,然后再同时引入各外部融资变量进行回归,计量结果详见表4中的模型(8)。
由表4可知,对外部融资相关解释变量单独引入时其弹性系数符号与显著性与同时引入各外部融资变量时完全一致,但同时引入外部融资3变量时模型修正的可决系数Adj.R2得到了明显改善,因此,可认为模型(8)是合理且稳健的,能够较好地解释各外部融资变量及其协同作用对对外贸易发展的影响。
根据模型(8)实证结果做如下拓展分析:
整体来看,信贷密度(LOAN)对金融发展具有显著正向影响,国家进出口金融体制下,出口信贷、对外优惠贷款以及但保险政策业务的开展,提升了银行信贷规模与对外贸易匹配性,推动了对外贸易的健康发展。
比较来看,“一带一路”规划省份外贸企业在享受信贷资金予以支持其对外贸易发展上的正向效应远小于全国地区,其弹性系数(0.691)约为全国地区(1.389)的一半,换言之,可见信贷密度每提升1%,全国对外贸易将提升1.389%,而“一带一路”规划省份对外贸易仅能提升0.691%。
这与李美平等(2011)认为“受制于金融市场的制度性缺陷,我国存贷市场并没有对对外贸易起到有效的促进作用”这一研究结果是不同的。
外资密度(FDI)在1%水平上对对外贸易有着显著的正向促进作用,其中,全国地区外资密度对对外贸易的影响弹性(0.305)略高于“一带一路”圈定省份(0.176),说明“一带一路”圈定省份在发挥外商直接投资对地区对外贸易的带动效应方面仍存在较大空间。
外商直接投资是外贸企业获得外部融资的一个重要来源,其主要通过资本积累效应和技术溢出效应影响一国对外贸易水平,增强其外贸竞争力,进而扩大进出口额。
由表3可知,股票市场交易效率(STRAD)对对外贸易的发展在1%水平下具有显著的正向促进作用,其中“一带一路”规划省份弹性系数为0.231,全国地区弹性系数为0.239,略高于前者,这意味着股票市场交易效率每提升1%,“一带一路”规划省份对外贸易规模将提升0.231%,全国地区对外贸易规模将提升0.239%。
考虑到证券市场是企业获得直接融资的一个重要渠道,同时我国上市公司也存在着较为强烈的股权融资偏好[15],因而高效的股票市场交易效率对提升企业内源融资能力有着重要作用,为上市外贸企业扩张生产规模,推进技术创新,提升产品竞争力提供了重要的资本支持。
在外部融资影响对外贸易研究框架下,控制变量研发支出(R&D)、政府行为(GOV)在模型(5)-(8)中弹性系数符号非常稳健,显示了较强的解释作用,说明从金外部融资角度来看,交通设施覆盖率和研发支出均有利于对外贸易水平的提升,而政府干预行为不利于外贸规模的扩大。
此外,“一带一路”规划省份交通设施(TRAF)对对外贸易的影响并不显著,而全国地区交通设施的发展则显著不利于对外贸易的扩大。
四、结论与启示
本文基于2003―2013年省级面板数据,分别从金融市场和外部融资两个角度,实证研究比较“一带一路”规划版图下国内圈定18个省份与全国地区金融支持与对外贸易的关系,由此得出以下相关结论和政策参考:
研究表明,金融相关比率的提升和金融发展结构的优化均有利于促进对外贸易的发展,而金融信贷转换率的扩大对对外贸易存在显著的负向影响。
这说明随着金融市场的完善,良好的金融体系一方面可以提升外贸企业参与金融市场的能力,获得资本积累,一方面能够帮助企业提升科技创新能力,提升外贸比较优势。
然而,在目前我国以国有银行为主导的融资体系下,其制度性特征致使金融系统效率对外贸发展的促进作用并未显现,相反,信贷资金转换率的提高会抑制对外贸易的发展。
因此,应加速利率市场化改革,完善银行系统征信体系与企业信用制度建设,增强金融机构信贷甄别能力;同时规范并适当引导民间金融的发展,调动金融发展活力,助力“一带一路”规划下对外贸易的发展。
研究同时表明,外部融资条件的优化对对外贸易的发展存在显著的正向影响。
间接融资指标信贷深度对对外贸易存在显著正向作用,说明外贸企业从金融机构获得贷款能力的提升有助于其在国际贸易市场上比较优势的形成,但“一带一路”规划省份对外贸行业的信贷配置力度略逊于全国水平。
直接融资从资金来源可以分为国内股市融资和国外外商直接投资,本文研究发现外资密度的扩大对外贸企业提升创新技术、扩大资源禀赋具有显著的正向作用,股市融资效率的提升对对外贸易水平的提升也存在显著的正向效应。
因此,“一带一路”规划下,应积极为我国外贸企业创造条件引进外商投资,并引导外商投资的产业投向结构;同时,构建多层次的资本市场,完善创业投资体系,扩大中小企业融资渠道,并提升其融资能力。
(特约编辑:
陈颖)
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