金融發(fā)展對沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放水平的影響研究

趙 巍，李 威

(1.江蘇海洋大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 連云港 222005；2.南京理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210094)

堅(jiān)持對外開放是中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)快速發(fā)展的重要前提，也是新時(shí)代實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求[1]。習(xí)近平在博鰲亞洲論壇2018年年會(huì)開幕式主旨演講中指出：過去40年中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展是在開放條件下取得的，未來中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展也必須在更加開放條件下進(jìn)行。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，開放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平、發(fā)展質(zhì)量和發(fā)展速度離不開金融業(yè)的保障和支持。

學(xué)界已有不少文獻(xiàn)圍繞金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)開放互動(dòng)關(guān)系開展研究，且多數(shù)支持金融發(fā)展能夠有效促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。高新才等[2]在總結(jié)國際成功經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，對西部地區(qū)發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)的金融支持體系進(jìn)行了研究。唐德祥等[3]基于“一帶一路”戰(zhàn)略沿線18個(gè)重點(diǎn)省份的研究結(jié)果表明，金融發(fā)展規(guī)模對區(qū)域市場整合存在顯著的正向影響。陳文新等[4]以“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”要道上西部地區(qū)的九個(gè)省份為研究對象，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模與效率對經(jīng)濟(jì)開放度影響具有明顯的地域差異。陳作成等[5]基于對西部地區(qū)樣本的分析，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)開放、金融發(fā)展規(guī)模與結(jié)構(gòu)促進(jìn)了區(qū)域就業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。史恩義等[6]選取全球42個(gè)國家和地區(qū)的跨國面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展差異與OFDI共同作用卻導(dǎo)致出口貿(mào)易下降。梁榜等[7]認(rèn)為對外經(jīng)濟(jì)開放、金融規(guī)模和金融效率對制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和合理化具有促進(jìn)作用。熊芳等[8]對民族地區(qū)金融發(fā)展和貿(mào)易開放的互動(dòng)關(guān)系展開實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在相互抑制的互動(dòng)關(guān)系。李佳等[9]用面板回歸模型對江蘇省13市進(jìn)行綜合評價(jià)，結(jié)果顯示短期內(nèi)金融發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用存在一定的滯后性。桂預(yù)風(fēng)等[10]分析了長江經(jīng)濟(jì)帶金融發(fā)展與對外貿(mào)易的空間相關(guān)性，結(jié)果表明金融發(fā)展在一定程度上會(huì)促進(jìn)對外貿(mào)易水平的發(fā)展。王俊[11]運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)模型分析了內(nèi)陸開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融支持關(guān)聯(lián)度，并從金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率角度分析了金融支持特征。

當(dāng)前，開放型經(jīng)濟(jì)正進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展的新階段。沿海地區(qū)要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，必須通過建設(shè)優(yōu)良的開放體制環(huán)境，構(gòu)建全方位的對外開放格局，充分發(fā)揮開放型經(jīng)濟(jì)的金融支持作用，實(shí)現(xiàn)開放型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級。一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度也相對較高。為此，本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平靠前的江蘇、上海、山東和廣東沿海四省(市)為研究對象，采用熵值法測算經(jīng)濟(jì)開放度，進(jìn)而建立面板數(shù)據(jù)模型，研究金融發(fā)展是如何影響經(jīng)濟(jì)開放度，以期探索提升沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放水平的金融支持路徑，為沿海地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

一、沿海四省市金融發(fā)展情況分析

參照文獻(xiàn)[12]的做法，從金融相關(guān)比率、金融中介效率、金融結(jié)構(gòu)來綜合衡量沿海四省市金融發(fā)展水平。

(一)金融相關(guān)比率(FIR)

金融相關(guān)比率是衡量一個(gè)地區(qū)金融市場發(fā)達(dá)程度的一種指標(biāo)，反映該地區(qū)金融機(jī)構(gòu)的規(guī)模，常用金融資產(chǎn)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來表示?？紤]到四省市銀行占主導(dǎo)地位，債券、股票等占金融資產(chǎn)的比例較小，將金融機(jī)構(gòu)存貸款總額與GDP的比值來表示金融相關(guān)比率[12]。

由圖1可以看出，沿海四省(市)的FIR總體上處于波動(dòng)上升的狀態(tài)，上海的FIR最高，明顯高于廣東、江蘇和山東，表明江蘇、山東和廣東的金融規(guī)模與上海相比有一定的差距，三省需要大力發(fā)展金融業(yè)，以金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

圖1 沿海四省(市)2006—2018年金融相關(guān)比率(FIR)變化趨勢

(二)金融中介效率(FEF)

金融中介效率體現(xiàn)的是金融中介機(jī)構(gòu)調(diào)度社會(huì)資源的能力，常以貸款總額與存款總額的比值來表示。

從圖2可以看出，四省(市)金融中介效率變化趨勢趨同，基本呈現(xiàn)同增同減的狀況。山東和江蘇的金融效率較高，廣東次之，上海最低。這可能是由于上海和廣東的金融規(guī)模相對較大，上海和廣東在金融資源合理配置水平上還有待提升。

圖2 沿海四省(市)2006—2018年金融中介效率(FEF)變化趨勢

(三)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)(FS)

目前沿海地區(qū)金融結(jié)構(gòu)整體上都屬于銀行主導(dǎo)型，一般以非銀行體系來代表地區(qū)的金融發(fā)展結(jié)構(gòu)?？紤]到數(shù)據(jù)的獲得以及選取替代指標(biāo)的替代性，采用存款余額占地區(qū)國民生產(chǎn)總值的比值作為金融發(fā)展結(jié)構(gòu)變量[12]。

從圖3可以看出，各省(市)的金融結(jié)構(gòu)運(yùn)行比較平穩(wěn)，上海的金融結(jié)構(gòu)比例最大，廣東和江蘇次之，山東最低。沿海四省(市)總體呈現(xiàn)金融體系單一、金融融資規(guī)模不大的特點(diǎn)，金融資源還未能有效促進(jìn)沿海地區(qū)的發(fā)展。

圖3 沿海四省(市)2006—2018年金融結(jié)構(gòu)(FS)變化趨勢

二、研究方法

(一)熵值法

熵值法是一種客觀賦權(quán)的方法，熵值越小，信息量就越大，確定性就越大，有序程度越高；反之，熵值越大，信息量就越小，確定性越小，無序程度越高。假設(shè)數(shù)據(jù)中有n個(gè)樣本m個(gè)指標(biāo)，其中，xij表示第i個(gè)樣本第j個(gè)指標(biāo)(1≤i≤n，1≤j≤m)。熵值法確定權(quán)重的步驟為：

(1)計(jì)算第j個(gè)指標(biāo)下第i個(gè)樣本的特征比重或貢獻(xiàn)度(pij)。

(2)計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的熵值(ej)。

(3)計(jì)算差異性系數(shù)(gj)。

gj=1-ej

(4)計(jì)算評價(jià)指標(biāo)的權(quán)重(wj)，并計(jì)算企業(yè)的綜合得分(S)。

(二)面板數(shù)據(jù)模型

面板數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)與時(shí)間序列綜合起來的一種數(shù)據(jù)資源，面板數(shù)據(jù)模型可以用于分析各樣本在時(shí)間序列上組成的數(shù)據(jù)的特征，它能夠綜合利用樣本信息，通過模型中的參數(shù)，既可以分析個(gè)體之間的差異情況，又可以描述個(gè)體的動(dòng)態(tài)變化過程。面板模型選擇與建立的步驟為：

(1)檢驗(yàn)各數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性最常用的方法是單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)時(shí)有三種檢驗(yàn)?zāi)Ｊ剑杭扔薪鼐嘤钟汹厔?、只有截距、以上都無。采用最常見Fisher-ADF檢驗(yàn)判斷序列是否存在單位根，F(xiàn)isher-ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)是存在單位根，即序列是不平穩(wěn)的，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

單位根檢驗(yàn)時(shí)先檢驗(yàn)既有截距又有趨勢項(xiàng)，再檢驗(yàn)只有截距項(xiàng)，最后檢驗(yàn)二者都不含的情況。只要三種模式有一種模式拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，就可以認(rèn)為該序列是平穩(wěn)的。如果存在單位根，則對原序列進(jìn)行一階差分，對差分后的序列再做單位根檢驗(yàn)；若仍存在單位根，則進(jìn)行二階差分，直至序列平穩(wěn)為止。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)。若基于單位根檢驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量為同階單整，則進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。面板協(xié)整檢驗(yàn)有兩類，一類是從Engle-Granger兩步法推廣的基于殘差同質(zhì)和異質(zhì)的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，同質(zhì)檢驗(yàn)包括Kao檢驗(yàn)和Westerlund VR-p檢驗(yàn)，異質(zhì)檢驗(yàn)包括Pedroni檢驗(yàn)和Westerlund VR-g檢驗(yàn)；另一類是從Johansen檢驗(yàn)方法推廣的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。

在實(shí)證研究中，以第一類方法的Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)最為常用。Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)原假設(shè)是變量間存在協(xié)整關(guān)系，Pedroni檢驗(yàn)分為組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量和組間統(tǒng)計(jì)量共7個(gè)統(tǒng)計(jì)量，其中Panel V-Statistic、Panel rho-Statistic、Panel PP-Statistic和Panel-ADF Statistic為組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量，Group rho-Statistic、Group PP-Statistic和Group ADF Statistic為組間統(tǒng)計(jì)量。Pedroni在1999年指出，在進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，Panel ADF和Group ADF檢驗(yàn)效果強(qiáng)于其他統(tǒng)計(jì)量，所以對于檢驗(yàn)結(jié)果，我們重點(diǎn)關(guān)注PP統(tǒng)計(jì)量和ADF統(tǒng)計(jì)量，如果這兩種統(tǒng)計(jì)量均拒絕原假設(shè)，則說明變量之間存在長期均衡關(guān)系。

(3)面板數(shù)據(jù)模型的選擇和建立。如果通過協(xié)整檢驗(yàn)判斷變量之間有長期的均衡關(guān)系，接著就可以構(gòu)建面板模型。面板數(shù)據(jù)建立的模型通常有三種，即混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型?；旌瞎烙?jì)模型是由固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩部分組成的統(tǒng)計(jì)分析模型。在做面板數(shù)據(jù)模型前先進(jìn)行F檢驗(yàn)來比較混合回歸模型和固定效應(yīng)模型，其原假設(shè)為不存在個(gè)體固定效應(yīng)。接著用Hausman檢驗(yàn)來判斷采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)是隨機(jī)效應(yīng)成立。構(gòu)造的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

如果F檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，Hausman檢驗(yàn)也拒絕原假設(shè)，則使用個(gè)體固定效應(yīng)模型。如果F檢驗(yàn)接受原假設(shè)，則使用混合估計(jì)模型，如果Hausman檢驗(yàn)接受原假設(shè)，則使用隨機(jī)效應(yīng)模型。

三、經(jīng)濟(jì)開放水平評價(jià)

(一)評價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建

在已有研究基礎(chǔ)上，從對外貿(mào)易、引進(jìn)外資和經(jīng)濟(jì)合作三大維度選取7個(gè)指標(biāo)來考察經(jīng)濟(jì)開放水平，評價(jià)指標(biāo)體系如表1所示。

表1 經(jīng)濟(jì)開放水平評價(jià)體系

(二)數(shù)據(jù)處理

由于指標(biāo)中所反映的內(nèi)容都不一樣，不具有可比性，需要對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)注化的處理，以此來消除量綱的影響。表1中均為正向指標(biāo)，采用極差標(biāo)準(zhǔn)化方法的處理公式如下：

式中，Xij為無量綱化后的賦值，xij為各指標(biāo)的原始值，max(xij)和min(xij)分別表示統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中的最大值和最小值。由于賦值法涉及取自然對數(shù)，因此，一般在經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理的數(shù)據(jù)后增加一個(gè)略大于0的正數(shù)0.001，以避免賦值數(shù)的無意義，計(jì)算結(jié)果見表2。

表2 地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放水平綜合評價(jià)

由表2可知，沿海四省(市)經(jīng)濟(jì)發(fā)展開放水平中，對外貿(mào)易的維度占比最大，為37.14%，引進(jìn)外資和經(jīng)濟(jì)合作兩個(gè)維度占比均在31%左右。根據(jù)沿海四省(市)經(jīng)濟(jì)發(fā)展開放水平指標(biāo)體系的各項(xiàng)權(quán)重，計(jì)算出沿海四省(市)經(jīng)濟(jì)開放水平的綜合得分，如表3所示。

表3 綜合評價(jià)得分結(jié)果

從表3可以看出，2006—2018年沿海四省(市)的經(jīng)濟(jì)開放水平綜合評價(jià)得分整體呈波動(dòng)上升趨勢。由于受金融危機(jī)的影響，貿(mào)易額雖然不斷加大，但其增速小于GDP增速，該得分從2008—2009年有一定下降。2009年后各省(市)的經(jīng)濟(jì)開放水平有所回升。從整體上看，2006—2018年上海、廣東的增幅最為顯著，高于江蘇、山東的增幅。此外，山東的開放度增長速度在2016年后有所回落，而廣東的增幅顯著。

四、金融發(fā)展對沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放水平影響的實(shí)證分析

(一)面板模型的單位根檢驗(yàn)

以計(jì)算出來的沿海四省(市)經(jīng)濟(jì)開放水平綜合得分作為被解釋變量，用Y表示，以金融相關(guān)比率、金融中介效率和金融結(jié)構(gòu)作為解釋變量，分別用FIR、FEF和FS表示。建立面板模型，深入探討沿海四省(市)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)開放水平的影響。首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表4 Fisher-ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表

由表4可知，F(xiàn)IR和FS的P值小于0.05，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列。而Y和FEF均未拒絕原假設(shè)，說明存在單位根，為非平穩(wěn)序列。所有變量一階差分的P值均小于0.05，表明這四個(gè)序列均不存在單位根，是平穩(wěn)序列。由此得出，Y、FIR、FEF、FS四個(gè)序列均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

由表5可知，Panel PP-stat、Panel ADF-stat和Panel v-stat的統(tǒng)計(jì)量均顯著，拒絕原假設(shè)，變量之間存在同質(zhì)協(xié)整關(guān)系。Group PP-stat、Group ADF-stat的統(tǒng)計(jì)量也均顯著，說明變量之間存在異質(zhì)協(xié)整關(guān)系。Kao檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量很顯著，拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，得出變量之間存在協(xié)整關(guān)系。綜上所述，在置信水平為5%的條件下，8個(gè)統(tǒng)計(jì)量有6個(gè)均拒絕原假設(shè)，所以經(jīng)濟(jì)開放水平與金融發(fā)展各序列存在長期均衡關(guān)系，接下來對存在協(xié)整關(guān)系的序列進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

表5 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(三)面板數(shù)據(jù)模型的選擇和建立

先進(jìn)行F檢驗(yàn)來比較混合回歸模型和固定效應(yīng)模型，再用Hausman檢驗(yàn)來判斷采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可以看到，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為38.005 814，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，所以面板數(shù)據(jù)存在個(gè)體固定效應(yīng)。Hausman檢驗(yàn)P值為0.000 1，小于0.05，拒絕原假設(shè)，應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型有時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型和個(gè)體固定效應(yīng)模型，還需要進(jìn)行Likelihood Ratio似然比檢驗(yàn)來確定是時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型還是個(gè)體固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

表7 固定效應(yīng)Likelihood Ratio似然比檢驗(yàn)結(jié)果

由表7可知，檢驗(yàn)后得出F統(tǒng)計(jì)量的P值和卡方統(tǒng)計(jì)量的P值均為0，但是個(gè)體固定效應(yīng)模型不顯著，而時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型顯著，所以應(yīng)選擇時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果見表8。

表8 時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)面板回歸結(jié)果

從表8可以看出，各變量系數(shù)的P值均小于0.05，各系數(shù)均顯著，R2為0.939 855，模型擬合優(yōu)度較好。常數(shù)項(xiàng)為負(fù)，這說明沿海四省(市)除金融發(fā)展以外的因素對經(jīng)濟(jì)開放水平有負(fù)向作用。金融相關(guān)比率的系數(shù)也為負(fù)，說明金融相關(guān)比率對沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放水平有負(fù)向作用，即金融規(guī)模的擴(kuò)大抑制了經(jīng)濟(jì)開放水平的提高。金融中介效率的系數(shù)為正，說明金融中介效率對其有正向作用。金融結(jié)構(gòu)的系數(shù)為正，以銀行主導(dǎo)型的金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)開放水平也有促進(jìn)作用，隨著沿海四省(市)銀行主導(dǎo)型的趨勢日益明顯，這利于沿海四(市)省經(jīng)濟(jì)開放水平的提高。

五、結(jié)論

選取沿海四省(市)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)開放水平相關(guān)數(shù)據(jù)，通過熵值法建立評價(jià)體系，采用面板數(shù)據(jù)模型分析兩者的互動(dòng)影響機(jī)制，得出如下結(jié)論：

(1)從金融相關(guān)比率來看，各地區(qū)全部處于緩慢上升的趨勢，上海的金融資產(chǎn)最高，明顯高于廣東、江蘇和山東，山東省應(yīng)該注重?cái)U(kuò)大金融規(guī)模，調(diào)整優(yōu)化信貸市場，著力發(fā)展資本市場。從金融中介效率來看，上海和廣東均低于江蘇和山東，上海和廣東雖然具有金融規(guī)模優(yōu)勢，但是還要注重金融資源的合理配置，政府要加強(qiáng)引導(dǎo)，避免資源浪費(fèi)。從金融結(jié)構(gòu)來看，山東最低，山東應(yīng)該優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)體系，發(fā)展地方金融組織，促進(jìn)金融體系多元化。

(2)經(jīng)濟(jì)開放水平綜合評價(jià)結(jié)果表明，沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放水平總體呈上升趨勢，特別在進(jìn)入經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段，沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)開放水平提升更為明顯。其中，上海、廣東的增幅最為顯著，高于江蘇、山東的增幅；山東的開放度增速在2016年后有所回落，而廣東的增速在2016年之后大幅提高。

(3)面板模型分析結(jié)果顯示，沿海地區(qū)金融發(fā)展和開放水平間存在長期均衡關(guān)系，金融相關(guān)率對經(jīng)濟(jì)開放水平有抑制作用，即金融規(guī)模的擴(kuò)大不利于提高經(jīng)濟(jì)開放水平；金融中介效率和金融結(jié)構(gòu)在一定時(shí)間內(nèi)對經(jīng)濟(jì)開放水平有促進(jìn)作用。