金融对出口贸易规模与结构的影响

点赞:26171 浏览:119895 近期更新时间:2023-12-26 作者:网友分享原创网站原创

[内容摘 要 ]金融发展对一国专业化分工模式的选择及其对外贸易 的开展具有深远的影响.利用中国大陆省级面板数据(2001―2005),本文基于一阶差分 GMM 估计技术检验了金融发展对对外出口规模及其出口商品结构的影响.在控制了人均实际资本 存量、人均受教育年限等众多因素后,本文发现,金融发展规模与金融发展效率对对外出口 规模及其制成品在出口总额中的份额皆有显著的正向影响,而金融发展效率对对外出口 结构的影响较对对外出口规模的影响更加明显.

[关 键 词 ]金融发展,对外贸易,一阶差分GMM

一、文献回顾

在古典与新古典贸易理论中,决定国际贸易模式的比较优势来源于国家间的技术差异或者禀 赋差异.然而,国际贸易的主流理论基本上都忽略了金融发展对国际 贸易的影响,但已有文献表明,金融发展水平是国际贸易模式的决定因素之一.Kletzer &

Bardha n(1987)证明,即使一些国家有完全相同的技术和资源禀赋,并且不存在规模经济,在一个 信贷市场不完美的世界中,它们的比较优势也是不一样的.在金融发展水平比较高的国家里 ,该国企业面临的信贷配给就不会紧张.[1]这些国家出口制成品,进口中间品 或初级产品,而金融发展程度低的国家的贸易模式则相反.而Baldwin(1989)从风险分散 角度说明金融发展水平是一国贸易比较优势的源泉.他证明,在金融市场较发达的国家,来 自需求冲击的风险更可能被分散,从而生产风险商品的企业所要求的风险溢价更低.所以, 这些国家出口风险商品,进口非风险商品.金融发展程度低的国家其贸易模式则相反.

Rajan和Zingales (1998)所提供的证据表明,国家金融发展水平越高,则外部融资依 赖 度较高的产业其发展速度越快.他们推论,对金融发展水平更高的国家,外部融资依赖度较 高的产业应该具有比较优势,因此其所占的出口份额更高、净出口额也更大.[2] Beck (2002,2003)对Rajan和Zingales (1998)的推论作出进一步的阐释:企业信息的获取 与处理、企 业管理者的监控等都是耗费成本的,而金融发展降低了这种成本,从而也就降低了企业外部 融资成本.因此,在那些金融发展水平更高的国家里,外部融资依赖度较高的产业具有克服 流动性约束的能力,能够进行专业化生产,获得规模经济,从而也就具有了比较优势.他利 用65个国家制造业出口数据进行了实证研究,发融发展水 平越高的国 家,其制造品出口份额和净出口额也是越高的.[3][4]Becker和Greenberg(200 4)进一步发现,出口企业在产品设计、市场营销等方面都面 临着前期投入成本,而企业前期投入成本越高也就意味着外部融资依赖度较高,从而金融发 展对那些具有较高前期投入成本的出口企业其边际效应也就越高.[5]

近年来国内学者也涉足了金融发展与国际贸易关系研究的领域.孙兆斌(2004)利用1978― 2002年时序数据发现,在金融发展水平与贸易商品结构之间存在长期协整关系.[6] 陈建国、杨涛(2005)利用1992-1999年22个行业的面板数据,发现随着金融发展水平 的提高,技术、知识密集型产品出口额与GDP的比重不断提高,而劳动密集型产品出口额与G DP的比重不断下降.[7]阳佳余(2007)基于1990―2003年省级面板数据的经验研 究表明,与 金融发展规模相比,金融效率指标能更好解释我国区域国际贸易结构的变化特征.[8 ]朱彤等(2007)分析了金融发展 通过外部融资支持渠道影响一国比较优势的传导机制,其基于1984―2003年23个行业的面 板数据的经验分析表明,金融发展通过外部融资支持提高了对外部融资依赖较强行业的比较 优势.[9]徐建军、汪浩瀚(2009)利用1978―2005年时序数据发融发展通过 多种渠道对国际贸易产生积极影响.[10]史龙祥、马宇(2008)利用1992-200 5年27个制造业的面板数据,发融发展具有优化出口结构的作用,但在不同制造业存在 较大差异.包群、阳佳余(2008)利用1990 -2004年省级面板数据的经验研究表明,金融发展水平是影响工业制成品比较优势的重要变 量,同时不同的金融发展度量指标对国际贸易的影响存在显著差异.[11]

二、实证分析

(一)经验模型、指标与数据

本文的基准模型是:

DEPVi,t等于α0+α1fdsi,t+α2fdei,t+α3seci,t+γ′X i,t+ηi+vi,t(1)

在这里,α0、α1、α2、α3及其行向量γ′是待估计的参数与参数向量.η是非 观测省份效应,v是误差项,下标i,t各自代表省份与时间.下面依次对被解释变量、解释变 量作出说明.

DEPV代表被解释变量.依照Beck (2003),本文选取出口贸易总额占GDP的比重(exp)、制 成品出口贸易额占出口贸易总额的比重(shexp)这两个指标分别充当被解释变量.两指标 依次反映了对外出口规模与结构.

与很多经验文献一样,金融机构贷款余额占GDP的比重(fds)在本文被用来反映金融发展的 规模.为了反映金融发展的效率,我们构造了金融业比较劳动生产率指标(fde),其中fde 等于(金融业增加值/GDP)/(金融业从业人员/就业人数).中国金融体系是银行主导型,然而近 年来证券市场发展迅速,我们也检验了证券市场发展水平(sec)对 对外出口规模及其结构的影响,其中sec用股票总市值占GDP的比重来定义.

X是用列向量表示的其他控制变量,包括:用来度量资本要素丰裕度的以1952年水平计 算的人均实际资本存量(ak),用来度量人力资本丰裕度的人均受教育年限(edu),反映 经济发展水平的以1997年水平计算的人均实际GDP(gdp),用公路运输线路长度与国土 面积之比定义的基础设施水平(infr),用外商直接投资实际利用额占GDP的比重定义的外 商直接投资水平(fdi),用非国有(或者国有控股)企业工业总产值占工业总产值的比重定 义的民营化比率(pri),用地方财政支出(扣除了文教、科学、卫生支出)占GDP的比重定 义的政府干预力度(gov).相关变量描述性统计结果见表1.

表1变量描述性统计

变 量 观测值个数均值标准差最小值最大值 exp1500.01980.02370.00310.1065 shexp1500.82380.15260.02310.9872 fds1501.06700.29320.63542.2587 fde1506.48613.29780.828016.3506 sec1500.27960.27900.04971.6463 ak1500.92171.31660.08048.0442 edu1507.89830.92565.264810.6858 gdp1501.16620.78430.29534.5810 infr1500.41230.26360.03241.3983 fdi1500.57600.51330.10302.7639 pri1500.34050.12190.16780.6630 gov1500.11960.04650.05540.2945


注:由于数据获取困难,样本不包含西藏自治区.实际资本存量数据按照张军等( 2004)推算而得,人均受教育年限根据《中国人口统计年鉴》各年整理,股票总市值来自Wi nd资讯库,其余数据根据各年《中国对外经济与贸易统计年鉴》、《中国商务统计年鉴》 、《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》整理.

(二)估计方法与结果

直接基于OLS法估计基准模型面临非观测性个体效应偏误问题,因为非观测省份效应很可能 与其他解释变量相关.采用组内变换或者一阶差分方法可以清除非观测省份效应,然而,当 解释变量具有内生性时,仅仅清除非观测省份效应并不能避免联立性偏误问题.大量文献表 明,金融发展受到对外贸易的影响.例如,Blackburn & Hung(1998)、Aizenman(2003) 分别运用内生增长模型,从贸易自由化能加速金融市场创新和发展,以及贸易开放对于金融 自由化具有重要影响两方面,证明了贸易和金融发展的关系是互补性的.Do & Levchenko( 2004)理论与实证研究表明,国际贸易影响实际产出,而实际产出与金融发展存在均衡关系 ,因而国际贸易也会影响金融发展.Law & Demetriades(2007)的实证分析表明,对外开 放是影响金融发展的重要潜在因素之一.另外,其他解释变量也很可能具有内生性.例如, 由于对外贸易的发展促进了经济增长,因此,反映经济发展水平的变量gdp具有内生性.

为了实证结果的可靠,如何处理解释变量的内生性问题是非常值得重视的,而这正是本文采 用一阶差分GMM估计技术的动机.在(1)式中,我们检测定所有的解释变量都具有内生性 .对(1)式两边取一阶差分,以清除非观测省份效应,有:

ΔDEPVi,t等于α1fdsi,t+α2Δfdei,t+α3Δseci,t+γ′Δ Xi,t+Δvi,t(2)

在估计(2)式时,以(1)式中所有解释变量的两期及其 两期以上滞后充当工具变量.从而得到一阶差分GMM估计量.一阶差分GMM估计可以分为一步 和两步GMM估计.虽然两步估计量比一步估计量更加有效,但蒙特卡洛研究表明,两步估计 量在效率上的增加是小的,而且两步估计量的标准误存在严重的向下偏倚(Arellano & Bon d,1991,Blundell & Bond,1998),这种偏倚按照Windmeijer(2005)的方法调整后会减小, 但仍会导致两步GMM估计量的近似渐进分布不可靠,因此在经验应用中通常使用一步估计量( Bond,2002).

GMM估计量的一致性依赖于工具变量的有效性,这要求误差项应该与序列无关,如果此检测设 成 立,那么按照构造,误差项的一阶差分是一阶序列相关,但与二阶序列无关,这可以利用Ar el lano-Bond检验法来进行检验.Sargan检验与Hansen检验可以被用来检验工具变量集的整体 有效性.

由于GMM估计适合大样本,因此我们对协方差矩阵进行了小样本调整,以便利用t统计量做统 计推断.为了统计推断的稳健,我们也利用了组间(以省份为分组依据)异方差组内序列相 关稳健标准误.基于Stata.10,估计结果见表2. 表2估计结果 expshexp 估计系数标准误估计系数标准误fds0.0187***(0.0063)0.1627*(0 .0 820) fde0.0041*(0.0022)0.0095***(0.0023) sec-0.0009(0.0177)-0.1350(0.0530) ak0.0023(0.0030)0.1375***(0.0015) edu0.0022**(0.0001)0.0827**(0.0410) gdp0.0174***(0.0056)0.0728(0.0066) infr0.0607***(0.0186)0.2215**(0.0857)fdi0.0002(0.0103)0.0422(0.0590) pri0.0020**(0.0009)0.0391(0.0298) gov0.0090**(0.0042)0.7269(0.7670)Arellano-Bond(1)P等于0.00等于0.018Arellano-Bond(2)P等于0.530P等于0.701 SarganP等于0.546P等于0.325 HansenP等于0.999P等于1.000注:*、**、 ***分别表示在10%、5%、1%显著水平下显著.Arellano-Bond(1)检验的原检测设 是(1)式中的误差项其一阶差分是一阶序列无关的,Arellano-Bond(2)检验的原检测设是(1 )式中的误差项其一阶差分是二阶序列无关的相关.检验结果给出了伴随概率值p.

(三)实证结果分析

Arellano-Bond检验、Sargan检验及其Hansen检验表明,工具变量的选取是有效的,从而 保证了本文估计结果的可靠性.接下来分析相关解释变量对对外贸易的影响.

金融发展规模(fds)与金融发展效率(fde)对对外出口规模及其制成品在出口总额中的份 额皆有显著的正向影响,这完全符合理论预期.同时从显著水平上可注意到,金融发展规模 对对外出口规模的影响较对对外出口结构的影响更加明显,而金融发展效率对对外出口结构 的影响较对对外出口规模的影响更加明显.利用与本文相同的金融发展规模指标但不同的金 融发展效率指标,阳佳余(2007)也发现,与金融发展规模相比,金融发展效率对贸易结构 的影响效应更为重要.

再考察其他解释变量的估计系数.人均实际资本存量(ak)对对外出口规模的影响为正但并 不显著,然而对制成品在对外出口中所占份额具有显著的正向影响.这个结果符合要素禀赋 理论的基本结论,即相对要素丰裕度决定专业化分工模式.制成品行业更为依赖资本要素的 使用(Basu & Fernald,1997,Antweiler & Trefler,2000),因此我们可以预期,人均实际 资本存量越高则制成品在对外出口中所占份额越大.当然本文实证结果只是部分地验证了要 素禀赋理论,因为对要素禀赋理论的完整检验还必须考察贸易伙伴的要素禀赋状况.人均受 教育年限(edu)在两个实证结果中符号均为正且在5%显著水平下显著,这符合预期.Chuan g(2000)指出,人力资本投资提高了劳动力的生产技能与熟练程度,使得单位劳动力的产 出效率得到提高,从而提升了出口部门的劳动力生产率,Easterly et al.(1994)指出, 人力资本加速了贸易部门中新技术的采用与更新,后者直接增强了工业制成品的出口竞争力 .经济发展水平(gdp)对对外出口规模有显著正向影响然而对对外出口结构的影响不显著 ,这个结果与阳佳余(2007)一致.基础设施水平(infr)在两个实证结果中符号均为正且 显著,这符合预期,因为发达的交通设施通过降低运输成本从而促进对外贸易的发展及其出 口结构的升级.外商直接投资(fdi)在两个实证结果中符号均为正但不显著.本文并未获 得在中国外商直接投资与对外贸易间存在强烈互补效应(梁琦、施晓苏,2004)的证据.民 营化比率(pr i)对对外出口规模的影响为正且显著,然而对制成品在对外出口中所占份额并无显著的正 向影响,这表明民营化程度的加深的确推动了出口贸易的整体发展但并没有带来出口贸易结 构方面的调整.政府干预水平(gov)对对外出口规模的影响为正且显著,然而对制成品在 对外出口中所占份额并无显著的正向影响.尽管政府干预促进了出口贸易的整体发展然而在 推动出口贸易结构升级上收效甚微.


三、结 论

金融发展对一国专业化分工模式的选择及其对外贸易的开展具有深远的影响.利用中国大陆 省级面板数据(2001―2005),本文基于一阶差分GMM估计技术检验了金融发展对对外出口 规模 及其出口商品结构的影响.采用一阶差分GMM估计技术有利于控制估计结果的联立性偏误及 其非观测性个体效应偏误.在控制了人均实际资本存量、人均受教育年限、人均实际GDP、 基础设施水平、外商直接投资、民营化水平、政府干预等因素后,本文发现,金融发展规模 与金融发展效率对对外出口规模及其制成品在出口总额中的份额皆有显著的正向影响.同时 ,金融发展效率对对外出口结构的影响较对对外出口规模的影响更加明显.本文并未获得证 券市场发展促进对外贸易发展的证据,这或许是中国股票市场在资源配置上的作用十分有限 并且效率低下的一个反应.

地区间对外贸易发展差距持续扩大已成为区域经济发展不平衡的一个重要原因(李斌、陈开 军,2007).[12]本文实证结果暗示,金融发展的区域差异与对外贸易发展的区域 差异具有 显著的联系.因此,推动区域金融的协同发展,对于缩小对外贸易发展的区域差异,促进经 济均衡增长具有重要意义.另外,国际经验表明,一个国家的贸易结构将发生从以出口劳动 密集型产品为主向以出口资本密集型产品和技术密集型产品为主的转变.因此 ,加快金融发展步伐,提升金融发展的质量,对于优化我国对外出口商品结构也具有重要意 义.

主要参考文献:

[1]Kletzer,K.and Bardhan,P. ,1987,Credit Markets and Patterns of Inte rnational Trade ,Journal of Development Economics,,27.

[2]Rajan, R. and Zingales,L.,1998,Financial Development and Growth, A merican Economic Review, 88(3).

[3]Beck, T., 2002, Financial Development and International Trade. Is

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There a Link, Journal of International Economics ,57.

[4]Beck,T. ,2003,Financial Dependence and International Trade, Review

of International Economics ,11.

[5]Becker, B. and Greenberg,D. ,2004,Financial Development and Intern ational Trade, University of Illinois at Urbana-Champaign manuscript.

[6] 孙兆斌.金融发展与出口商品结构优化[J].国际贸易问题2004(9).


[7] 陈建国,杨 涛.中国对外贸易的金融促进效应分析[J].财贸经济,2005(1).

[8]阳佳余.金融发展与对外贸易:基于省级面板数据的经验研究[J].经济科学,2007 (4).

[9]朱 彤,郝宏杰,秦 丽.中国金融发展与对外贸易比较优势关系的经验分 析: 一种外部融资支持的视角[J].南开经济研究,2007(3).

[10]徐建军,汪浩瀚.我国金融发展对国际贸易的影响机理阐释及经验证据[J ].国际贸易问题,2009(2).

[11]包 群,阳佳余.金融发展影响了中国工业制成品出口的比较优势吗[J]. 世界经济,2008(3).

Export Scale, Export Commodity Structure and Financial

Development:An Empirical study

Yao YaojunAbstract: Financial development has far-reaching influence on s pecialization mode and foreign trade de velopment. Using Chinese mainland provincial panel data (2001-2005) and the firs t-order differential GMM estimate technical, this paper investigates the effect

of financial development to export scale and export modity structure. After c ontrolling the per capita real capital, the per capita education years, and so o n, this paper finds that, the scale and the efficiency of financial development

he significantly positive impact to export scale and the share of the manufact ured in exports. At the same time, the efficiency of financial development has m ore apparent impact to export structure than to export scale.

Key words:Financial Development, Foreign Trade, First-order Dif ferential GMM