魯婷婷

(作者單位：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學)

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淺析金融發(fā)展對國際貿(mào)易的影響

魯婷婷

正確認識我國金融發(fā)展對外貿(mào)的作用機理和效應有助于相應的政策調(diào)適。本文的理論分析表明：金融發(fā)展主要通過金融制度、融資方式、匯率波動、分散風險等途徑來影國際貿(mào)易；本文通過建立模型分析并且進行了模型的檢驗表明經(jīng)濟貨幣化、經(jīng)濟金融化都對我國外貿(mào)發(fā)展起到了重要的促進作用，而經(jīng)濟證券化因素則不然。從靜態(tài)的角度來看，經(jīng)濟證券化因素并沒有促進我國外貿(mào)的發(fā)展，但從動態(tài)的角度來看，經(jīng)濟證券化因素仍會對我國外貿(mào)產(chǎn)生積極的影響。本文對模型進行分析后得出結論,并提出了政策以及建議。

貿(mào)易依存度;經(jīng)濟貨幣化;經(jīng)濟金融化;經(jīng)濟證券化

序言

改革開放以來，中國對外貿(mào)易保持快速增長，為國民經(jīng)濟實現(xiàn)平穩(wěn)較快增長發(fā)揮了重要作用。金融和貿(mào)易是國民經(jīng)濟活動的兩個重要組成部分，隨著國際分工的地域化和全球金融的發(fā)展，無論是在區(qū)域間還是區(qū)域內(nèi),金融與貿(mào)易的接觸越來越多,越來越不可分離,對外貿(mào)易號稱經(jīng)濟增長的三駕馬車之一,也受益于金融發(fā)展的支持。改革開放已有30多年,中國的對外貿(mào)易取得了前所未有的突破性的成就，但在成功的同時,我們也面臨著全球的國際貿(mào)易競爭越來越激烈，傳統(tǒng)的貿(mào)易的比較優(yōu)勢確定國家對外貿(mào)易的競爭力,經(jīng)濟增長在資源約束條件下的轉變帶動貿(mào)易結構的轉型,這些都對我國對外貿(mào)易和我國的金融發(fā)展都提出了很高的要求,目前的共識是貿(mào)易的發(fā)展和金融的發(fā)展是密不可分的，如果我國的金融發(fā)展受到抑制,則會對我國對外貿(mào)易的發(fā)展也會造成不好的影響。

分析

金融發(fā)展在不同的作用路徑下，金融發(fā)展對一國或者的確的外貿(mào)的影響方式和表現(xiàn)也各不相同，但主要是通過以下幾種方式來影響對外貿(mào)易發(fā)展的。

(一)金融制度

在經(jīng)濟繁榮時期，貿(mào)易的增長速度遠遠高于全球需求的增長，而在不景氣的時候，貿(mào)易會比需求更快出現(xiàn)收縮，這種情況部分緣于全球供應網(wǎng)絡會在多個國家之間運送元件，從而重復放大貿(mào)易量。各國的信貸情況是不同的這會影響該國的比較優(yōu)勢,在信貸市場有放貸風險的情況下,放貸方是很敏感的,如果一個國家的聲譽好，那么它就可以以獲得低成本的貸款,相反,如果一個國家的聲譽差，將會獲得高成本貸款。一個國家的金融市場發(fā)展的越好,則能更好的消除系統(tǒng)風險,更好的分散生產(chǎn)風險產(chǎn)品的專業(yè)風險，使貸款成本低，所以能形成較好的比較優(yōu)勢，也就是說一個國家的金融制度越完善，越有利于國際貿(mào)易的發(fā)展。

(二)融資方式

這個影響機制分為兩個方向,第一個是貸款融資，第二個是債務融資的影響，全世界大約一半的貿(mào)易都是通過進出口信貸進行的，主要程序是提供商品的一方通過不同交易國家雙方的商業(yè)銀行給對方國家的買者貿(mào)易提供融資貸款，銀行債權額越多,進口產(chǎn)品的差異化程度越大以及總進口額越大則貿(mào)易融資貸款的總金額量越大。什么是債券融資?它是指由企業(yè)發(fā)起的,通過向投資者(個人或者機構)出售債券、票據(jù)等獲得企業(yè)的運營資本或者其他開支等。投資者(個人或者機構)向企業(yè)借出資金，就會變成公司的債權人，公司就會有向投資者還本付息的義務。產(chǎn)品的差異化程度越大,可替產(chǎn)品越少，就會有越高的貿(mào)易獨立性,則這個國家在國際市場上面臨的競爭對手就會越少，則會獲得更多可能的資源輸出,面臨的競爭越少,借款相對于其他國家來說也就相對容易些。也就是產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易依存度越高,外部融資就越有保障。

(三)匯率波動

(1)人民幣升值對我國貿(mào)易的影響

人民幣升值對我國出口貿(mào)易的影響:在我國貨幣價值貶值的情況下，當出口商使用自己國家的原材料時,人民幣升值會導致出口商品的價格大幅度提高，最終會導致我國出口減少,即使人民幣國內(nèi)價值穩(wěn)定,人民幣升值仍會使出口商品的以外幣計算的價格上漲，還是會導致商品的出口,減少人民幣國內(nèi)價值升值，出口商品的外幣價格是否上漲及上漲的幅度取決于人民幣國內(nèi)升值使出口商品人民幣價格下降的幅度和人民幣升值使出口商品的外幣價格上升的幅度共同決定，若下降的幅度大于上升的幅度，則會使出口增加,若下降的幅度等于上升的幅度,則對出口沒有影響,下降的幅度小于上升的幅度,對商品出口的減少的力度也是很小的。本幣升值對進口的影響表現(xiàn)為如果假設進口商品以外幣計價的價格不受他國匯率變動的影響的情況下,人民幣升值會使進口商品的價格下降，從而最終導致增加了商品的進口。

(2)人民幣貶值對我國貿(mào)易的影響

貨幣貶值對我國商品的出口是有影響的,出口商品的原材料會影響國內(nèi)生產(chǎn)的出口產(chǎn)品,因為這部分產(chǎn)品是以人民幣計價的,所以商品價格要收到我國國內(nèi)人民幣價值的影響。由于情況不同，由匯率的變化引起的對于需要出口的商品的人民幣價格和外幣價格的影響也是不同的，從而對國際貿(mào)易的影響也是不同的。首先對于進口商品來說，因為進口的商品都是在國外生產(chǎn)，所以進口商品的外幣價格并不會因為其他國家匯率的變動而變動。如果人民幣匯率下降則會使本幣相對于外幣來說是貶值，所以如果進口商品的外幣價格折算成人民幣,就會使以人民幣計價的商品的價格上升,從而導致減少進口商品。

匯率變動對中國貿(mào)易收支影響不是很明顯。

人民幣貶值或升值對中國的貿(mào)易收支以及中國對美國差額的影響十分有限，相比對于其他影響因素而言，匯率的影響力是最小的。

(四)分散風險

理性的經(jīng)濟人都是追求利益最大化和風險最小化為目標，金融發(fā)展程度越高，風險分散功能發(fā)揮得越好，越能促進國際貿(mào)易的發(fā)展。

模型建立以及機理分析

(一)樣本數(shù)據(jù)的收集與分析

在中國統(tǒng)計局和中國統(tǒng)計年鑒查詢到自1998年到2012年的數(shù)據(jù)，包括GDP、進出口貿(mào)易總額、M2、信貸總額及股票的總市值的年度數(shù)據(jù)。

本文選擇代表我國金融發(fā)展的三個指標，分別是：選擇了反應經(jīng)濟金融化的指標——金融機構信貸總額/GDP,反映經(jīng)濟貨幣化的指標——M2/GDP,反映經(jīng)濟證券化的指標——股票總市值/GDP,來衡量我國金融發(fā)展的三個方面，分別用F、FIR、S來表示。

(二)指標解釋

經(jīng)濟金融化是指全部經(jīng)濟活動總量中使用金融工具的比重。

經(jīng)濟貨幣化的含義主要指：相對于自給自足的物物交換而言，貨幣的使用正在日益增加，也就是指交易過程中可以用貨幣來衡量的部分的比重越來越大。經(jīng)濟貨幣化比率的差別基本上反映了不同國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，貨幣化比率與一國的經(jīng)濟發(fā)達程度呈現(xiàn)明顯的正相關關系。

經(jīng)濟證券化指股票債券等證券的市值占GDP的比重，由于數(shù)據(jù)搜集等原因，本文用股票的總市值近似代替全部證券的總市值。

針對研究對象，以進出口總額/GDP表示的外貿(mào)依存度來反應貿(mào)易發(fā)展水平，用T來表示，把代表我國金融發(fā)展的三個指標F、FIR、S作為解釋標量，貿(mào)易依存度T作為被解釋變量。

(三)模型參數(shù)的估計

打開eviews軟件新建數(shù)據(jù)表并將數(shù)據(jù)輸入做回歸分析,得出估計方程：

T統(tǒng)計量(-4.140949)(16.63661)(2.283857)(-3.016263)

P值(0.0016)(0)(0.0432)(0.0117)

(四)模型的檢驗

(1)統(tǒng)計檢驗

①擬合優(yōu)度檢驗：R2=0.989503，非常接近于1，說明此模型的擬合優(yōu)度很高，通過擬合優(yōu)度檢驗；

②F檢驗：在5%的顯著性水平下，F(xiàn)檢驗的尾端面積 Prob(F-statistic)= 0.000000<0.05,說明所建立的回歸方程線性關系顯著，通過F檢驗；

(2)計量經(jīng)濟學檢驗

① 序列相關檢驗：

DW檢驗可以得到:

Durbin-Watsonstat1.642871Prob(F-statistic)0.000000

N=15K= 4查表得DL=0.82，DU=1.75，而0.82<1.642871<1.75,所以不能確定序列相關性。

拉格朗日檢驗結果可以看到：

Obs*R-squared的P值為0.648993>0.05,所以不存在序列相關。

② 異方差檢驗：

懷特檢驗結果為Obs*R-squared12.16959Probability0.203917

Obs*R-squared 的P值=0.203917>0.05 不存在異方差

進行GQ檢驗：

將原來15個樣本數(shù)據(jù)去掉5個，剩下10個分為兩組，每組5個樣本數(shù)據(jù)，分別為1998-2002，2008 -2012的樣本。

對1998-2002的樣本做回歸,打開quick下的estimate equation，進行回歸分析，

對2008-2012的樣本做回歸,

兩組數(shù)據(jù)的殘差平方和分別為，自由度均為3

Sum squared resid0.020832

Sum squared resid0.000527

在95%的置信水平下 F=0.020832/0.00527=3.952941<99.00 接受原假設，不存在異方差。

結論及分析

由上得知，F(xiàn)IR與T是成正比的關系，這說明外貿(mào)發(fā)展與經(jīng)濟貨幣化程度是成正比的；F對T的系數(shù)是正數(shù)，這樣表明我國對外貿(mào)易的水平的提高也同樣依賴于我國金融機構信貸比率幅度的增長；但是通過上述實證研究發(fā)現(xiàn)S與T的關系是負相關的,這個說明我國金融中介(本文以股票和債券為代表)的發(fā)展在某種程度上對我國對外貿(mào)易的發(fā)展是有抑制作用的，這個結果可能跟發(fā)達國家的情況不同，分析其原因，我們與發(fā)達國家的不同是，我國的金融發(fā)展起步比較晚，所以我國金融發(fā)育不夠完善，所以金融作用機制不如發(fā)達國家那么通暢。我國金融發(fā)展和國際貿(mào)易是緊密相聯(lián)系的，同時我國金融的更深層次的發(fā)展在實際情況下對我國出口貿(mào)易是起正向推動作用的，我國經(jīng)濟社會的發(fā)展需要金融深層次的發(fā)展和我國對外貿(mào)易同時和諧的發(fā)展。由本文的實證分析可以得出：經(jīng)濟貨幣化、經(jīng)濟證券化及經(jīng)濟金融化對我國對外貿(mào)易存在正向推動作用，這些表明我國金融整體發(fā)展有利于我國對外出口貿(mào)易的發(fā)展。雖然由上述實證研究分析表明我國金融整體的發(fā)展是有利于我國對外貿(mào)易的發(fā)展的，但是依我國目前的國情來說，相對比發(fā)達國家來說，我國整體金融發(fā)展水平不高，很多金融市場方面的制度是不完善的，金融市場方面的法律不是很健全，我國金融市場結構單一、金融工具多樣化程度低、業(yè)務種類單一，所以導致我國的金融效率較發(fā)達國家來說較低，同樣也導致我國金融發(fā)展滯后，導致出口產(chǎn)業(yè)有貸款瓶頸，從而制約著我國出口結構的優(yōu)化和升級。

政策及建議

從整體上來看，金融效率較低，與之相關的金融市場的制度較不完善，金融體系的效率會直接影響到國際貿(mào)易的發(fā)展，制定好的金融政策，完善金融制度，提高金融效率，促進金融衍生品市場的發(fā)展，增加金融業(yè)務種類，促進全國金融發(fā)展對于促進國際貿(mào)易的發(fā)展來說是必須的，只有這樣才能解決我國對外貿(mào)易所需的金融支持的瓶頸問題。

(作者單位：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學)

魯婷婷(1991.07-)，女，漢，山東濟南人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學,碩士研究生在讀，研究方向:國際貿(mào)易學。