劉方 胡小麗

中國—東盟貿(mào)易開放與金融發(fā)展的互動關(guān)系
——基于面板門限模型的實(shí)證分析

劉方 胡小麗※

通過系統(tǒng)闡釋貿(mào)易開放與金融發(fā)展互動影響機(jī)制，利用中國和東盟10國1995～2013年的面板數(shù)據(jù)及子樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，并分別以貿(mào)易開放、金融發(fā)展為門限變量對貿(mào)易開放與金融發(fā)展的非線性關(guān)系進(jìn)行考察。結(jié)果表明，整體上貿(mào)易開放與金融發(fā)展具有明顯的雙向促進(jìn)作用，過度的金融開放不利于金融發(fā)展和貿(mào)易開放，制度質(zhì)量的作用則取決于貿(mào)易開放和金融發(fā)展水平。因此，推進(jìn)貿(mào)易開放與金融發(fā)展必須漸進(jìn)審慎地開放金融業(yè)和建立、健全完善的制度保障體系。

貿(mào)易開放；金融發(fā)展；面板門限模型；動態(tài)最小二乘估計(jì)

一、引 言

伴隨中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA）建設(shè)的深入推進(jìn)，中國與東盟區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化程度也不斷加深，金融合作已由最初的大湄公河次區(qū)域（GMS）逐漸向其他區(qū)域拓展，金融合作的層次、內(nèi)容等不斷提高、豐富，推進(jìn)CAFTA下區(qū)域金融一體化成為必然趨勢，也是推動人民幣廣泛流通和使用，促進(jìn)人民幣區(qū)域化、國際化的重點(diǎn)區(qū)域。然而，與歐元區(qū)和美元的擴(kuò)張相比，實(shí)現(xiàn)中國—東盟金融一體化責(zé)重路遠(yuǎn)，這既是因?yàn)橹袊獤|盟各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展、金融發(fā)展的差異，也是各國經(jīng)濟(jì)政治制度、本土偏好、文化習(xí)俗等多方面差異的結(jié)果。

中國—東盟各國金融發(fā)展水平差異大。以銀行向私人部門貸款占GDP的比重為例，在亞洲金融危機(jī)爆發(fā)前，泰國、馬來西亞和新加坡的私人部門貸款占GDP的比重逐年遞增，1998年泰國高達(dá)165.8%，馬來西亞為155.17%，新加坡為104.44%，與中國的105.94%相差不大，其余國家的金融發(fā)展水平則相對較低，以緬甸、老撾、柬埔寨最為突出，平均不到10%（見圖1）。亞洲金融危機(jī)爆發(fā)后，金融發(fā)展加快的國家反而逐漸放緩，銀行向私人部門貸款占比降到平均110%，中國的銀行向私人部門貸款占比先降后升，越南則一直呈上升態(tài)勢，其金融發(fā)展水平逐漸與泰國、馬來西亞、新加坡、中國趨同，但其他國家的發(fā)展水平仍低位徘徊。

圖1 中國—東盟金融發(fā)展水平比較（1960～2010年）

二、文獻(xiàn)評述

貿(mào)易開放與金融發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系已涌現(xiàn)出豐碩的研究成果，但研究方向、側(cè)重點(diǎn)有所不同，結(jié)論亦有差異，這些文獻(xiàn)可分為四類。

一是貿(mào)易開放是否有助于金融發(fā)展。Law&Demetriades（2006）運(yùn)用43個發(fā)展中國家20年的面板數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)資本流動和貿(mào)易開放有助于金融發(fā)展，Law（2009）的結(jié)論與此一致；Do&Levchenko（2007）運(yùn)用國際貿(mào)易中的比較優(yōu)勢原理，利用細(xì)分的貿(mào)易數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在金融密集型產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢的國家的外部融資需求較高，因而能促進(jìn)金融發(fā)展，而在那些初級產(chǎn)品不依賴于外部融資的國家中，其金融發(fā)展水平相對較低；Huang&Temple（2005）、Baltagietal.（2009）的研究也表明，貿(mào)易開放能夠促進(jìn)金融發(fā)展；Law（2009）經(jīng)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放和資本流動對金融發(fā)展存在正向影響。梁莉（2005）以1993～2004年的季度時間序列，運(yùn)用協(xié)整分析和Granger檢驗(yàn)法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放是金融中介發(fā)展的原因。吳昊和冉光和（2011）認(rèn)為，貿(mào)易開放通過增加一國資本和技術(shù)密集型行業(yè)的融資需求而推動金融發(fā)展。

二是金融發(fā)展與貿(mào)易開放是否相互促進(jìn)。Beck（2003）認(rèn)為，金融發(fā)展能夠提高出口份額，并且增進(jìn)貿(mào)易余額；Kimetal.（2011）運(yùn)用 70個國家 1960～2007年的面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放與金融發(fā)展呈雙向促進(jìn)關(guān)系。Hanh（2010）以亞洲29個國家1994～2008年的面板數(shù)據(jù)，采用面板協(xié)整技術(shù)進(jìn)行實(shí)證分析認(rèn)為，貿(mào)易開放與金融發(fā)展存在雙向因果關(guān)系；曲建忠和張戰(zhàn)梅（2008）指出，中國的金融發(fā)展顯著促進(jìn)了國際貿(mào)易的發(fā)展，但國際貿(mào)易卻未顯著促進(jìn)中國的金融發(fā)展。

三是貿(mào)易開放對金融發(fā)展的長短期差異。Kimetal.（2010）運(yùn)用 88 個國家 1960～2005 年的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了貿(mào)易開放與金融發(fā)展的長短期關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放長期促進(jìn)金融發(fā)展，在短期內(nèi)反而抑制金融發(fā)展，Moore（2014）也支持這一結(jié)論。不同的是，徐建軍和汪浩瀚（2008）認(rèn)為，無論在長期或短期，全國金融發(fā)展都對進(jìn)口和出口有顯著的促進(jìn)作用。汪浩瀚和馮葉月（2011）進(jìn)一步檢驗(yàn)了金融發(fā)展與貿(mào)易開放的關(guān)系，證實(shí)二者在結(jié)構(gòu)突變的情況下，長期均衡關(guān)系依然存在，只是結(jié)構(gòu)發(fā)生改變。楊丹萍和毛江楠（2010）、胡海明和楊丹萍（2010）則認(rèn)為，對外貿(mào)易與金融發(fā)展之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

四是貿(mào)易開放對金融發(fā)展的國別（地區(qū)）差異。顧國達(dá)和鐘晶晶（2008）認(rèn)為，貿(mào)易開放促進(jìn)了發(fā)達(dá)國家的金融發(fā)展，但抑制了發(fā)展中國家的金融發(fā)展。與之不同的是，汪浩瀚和徐娟（2010）認(rèn)為，就金融發(fā)展與進(jìn)出口的長期正向作用而言，東部地區(qū)遠(yuǎn)大于中西部地區(qū)，而短期內(nèi)，東中西部金融發(fā)展則抑制了進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。陳磊（2011）認(rèn)為，貿(mào)易開放度對地區(qū)金融發(fā)展的影響取決于外部融資依賴度高的地方。而張成思等（2013）對中國的研究指出，中國對外開放（貿(mào)易開放、金融開放）水平的提高對金融發(fā)展具有抑制效應(yīng)。楊愛蘭等（2015）認(rèn)為，中國貿(mào)易開放對金融發(fā)展的作用具有顯著的地區(qū)差異，東部地區(qū)存在顯著的促進(jìn)作用，中西部地區(qū)則不明顯。

顯然，上述文獻(xiàn)關(guān)注較多的是多國或一國多區(qū)域間貿(mào)易開放與金融發(fā)展問題，但是鮮有文獻(xiàn)深入研究中國—東盟金融發(fā)展的問題，僅在金融發(fā)展的差異趨同性方面有所涉及。例如，鄧楊豐（2014）、鄧楊豐和范祚軍（2014）認(rèn)為，中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)各國金融發(fā)展差異較大，不存在趨同性。

盡管貿(mào)易開放與金融發(fā)展關(guān)系的研究已經(jīng)逐漸豐富和成熟，呈現(xiàn)了許多富有洞見的成果，但對中國—東盟金融發(fā)展問題的研究仍不足。

三、貿(mào)易開放與金融發(fā)展的理論分析

在開放經(jīng)濟(jì)的條件下，金融部門（機(jī)構(gòu)、市場）與進(jìn)出口部門在經(jīng)濟(jì)增長中的作用日益突出，而且聯(lián)系緊密。

（一）貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響

貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響因時而異。短期內(nèi)，由于貿(mào)易開放過快會面臨更多外部沖擊，導(dǎo)致國內(nèi)競爭壓力凸顯，生產(chǎn)要素、商品價格波動加劇、國內(nèi)投資的波動性增大，從而可能抑制金融發(fā)展進(jìn)程。但是，在有效控制風(fēng)險的基礎(chǔ)上，純粹擴(kuò)大貿(mào)易開放，國外市場在帶來更多商機(jī)的同時也會輸入更多的國外競爭者，這會降低國內(nèi)企業(yè)的利潤水平，打擊國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的積極性，還有可能促使國內(nèi)企業(yè)更加依賴于外部融資，在位企業(yè)由于利潤受到侵蝕，對新進(jìn)入外國企業(yè)的產(chǎn)品采取不正當(dāng)?shù)母偁幨侄味鴲夯袌鼋?jīng)濟(jì)環(huán)境。同時，在位企業(yè)為維持自身的既得利益，不得不采取有效的措施，阻滯政府采取相應(yīng)的貿(mào)易開放政策，轉(zhuǎn)而有可能抑制金融發(fā)展①Rajan&Zingales（2003）認(rèn)為，外部融資并不總是改善金融體系的透明度和準(zhǔn)入限制，因?yàn)樵诜墙鹑谄髽I(yè)內(nèi)，既得利益集團(tuán)可以通過請求政府的貸款補(bǔ)貼以應(yīng)對外國企業(yè)的競爭，而不是著力改善金融體系質(zhì)量。它們可能要求更大程度的金融抑制，使其有限的資金能夠?qū)Ｗ槠浞?wù)。。

長期內(nèi)，貿(mào)易開放度的提升加快了國內(nèi)金融結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整，并提高了金融體系效率。同時，大量中小企業(yè)和民營企業(yè)可能成為貿(mào)易開放的主體，這會激起更多企業(yè)選擇外部融資，從而增加外部融資需求。這樣，政府和大型國有銀行不得不更加注重中小企業(yè)和民營企業(yè)的資金需求，在增加貸款的同時還可能放開中小企業(yè)上市門檻，不斷改善優(yōu)質(zhì)中小企業(yè)的融資條件，從而促進(jìn)更多資金從效率低的國有部門向效率高的私人部門轉(zhuǎn)移，致使金融發(fā)展的規(guī)模及效率顯著提高。

（二）金融發(fā)展對貿(mào)易開放的影響

金融發(fā)展通過制度優(yōu)勢、技術(shù)創(chuàng)新、資源配置、風(fēng)險分散和匯率調(diào)整等多種渠道影響貿(mào)易開放（徐建軍、汪浩瀚，2008）。一國完善的金融制度有利于形成比較優(yōu)勢，其在國際金融市場的借貸能力及信譽(yù)得以提高，能夠低成本地籌得資金，從而影響國際分工和國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)，最終引致貿(mào)易量的提高。

一方面，金融工具創(chuàng)新能夠?yàn)橥顿Y者提供良好的風(fēng)險管理工具，特別是為進(jìn)出口企業(yè)提供較多的風(fēng)險規(guī)避產(chǎn)品，有效轉(zhuǎn)移匯兌風(fēng)險、價格風(fēng)險和運(yùn)輸風(fēng)險；良好的結(jié)算、清算系統(tǒng)既節(jié)約進(jìn)出口企業(yè)的交易成本，又確保了產(chǎn)品通關(guān)便利化，同時還能改善貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)（曲建忠、張戰(zhàn)梅，2008）。另一方面，金融發(fā)展通過促進(jìn)技術(shù)革新以提高外貿(mào)型企業(yè)的生產(chǎn)率，進(jìn)一步增強(qiáng)外貿(mào)企業(yè)的競爭力。

四、貿(mào)易開放與金融發(fā)展關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

為分析中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)各國貿(mào)易開放與金融發(fā)展之間的相互關(guān)系，利用中國及東盟10國的貿(mào)易開放、金融發(fā)展的數(shù)據(jù)，通過設(shè)定面板門限模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）模型設(shè)定1．模型設(shè)定

根據(jù)前述理論剖析，貿(mào)易開放對金融發(fā)展存在長短期效應(yīng)，在大多數(shù)文獻(xiàn)中，“U型”或是“倒U型”關(guān)系的處理通常在模型中引入二次項(xiàng)，但是這種做法容易導(dǎo)致高度共線性問題。為了能夠識別貿(mào)易開放、金融開放互動影響的結(jié)構(gòu)變化關(guān)系，構(gòu)建反映二者互動關(guān)系的面板門限模型：

式（1） 中，i表示國家，t表示年份；1nFD、1nTO為被解釋變量，代表金融發(fā)展和貿(mào)易開放（取自然對數(shù)）；x為一組影響金融發(fā)展、貿(mào)易開放的控制變量，包括金融開放、制度質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)增長（人均GDP）；θ為相應(yīng)的系數(shù)向量；g為門限變量，可以是貿(mào)易開放度、金融發(fā)展、制度質(zhì)量；I（·）為指示函數(shù)，ui代表國家個體固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。當(dāng)不存在門限效應(yīng)時，式（1）、（2）退化為普通面板模型；當(dāng)存在多個門限值時，式（1）、（2）擴(kuò)展為雙重門限、三重門限模型等。

對應(yīng)于任何門限值γ，通過采用OLS估計(jì)無門限下的回歸方程求殘差平方和S1（γ）=ei（γ）′ei（γ）得到各參數(shù)的估計(jì)值，而最優(yōu)門限值應(yīng)使所有殘差平方和最小，即=arg imn S1（γ）。

2．顯著性檢驗(yàn)

基于所估計(jì)的參數(shù)值，接下來就要進(jìn)行兩方面的檢驗(yàn)：一是門限效果是否存在顯著性，原假設(shè)為H0∶β1= β2，同時構(gòu)建檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

式（3）中，S0為在原假設(shè)條件下得到的殘差平方和，為存在門限效果時的殘差平方和加總。

但是在原假設(shè)下，門限值γ無法識別，造成檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的大樣本分布并非“卡方分布”，而是非標(biāo)準(zhǔn)非相似分布。為了克服這一問題，Hansen（1996）建議采用“自抽樣法”（Bootstrap）來獲得漸近分布，并構(gòu)建其P值。當(dāng)Bootstrap的P值小于0.01時，表示在1%的顯著水平下通過檢驗(yàn)。

二是估計(jì)的門限值是否等于其真實(shí)值，也即門限值的置信區(qū)間檢驗(yàn)（連玉君、程建，2006），原假設(shè)是H0∶γ=γ0，相應(yīng)的似然比統(tǒng)計(jì)量為：

同樣該統(tǒng)計(jì)量也是非標(biāo)準(zhǔn)分布的，但Hansen（1996）提供了一個簡單的公式，可以計(jì)算出其非拒絕域，即在顯著性水平為α?xí)r，當(dāng)LR1（γ0）≤c（α）=-時，不能拒絕原假設(shè)。這里，α=95%，c（α）=7.35。

上述假設(shè)只是存在一個門限值，為確定存在兩個或兩個以上的門限值，需要再進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)拒絕原假設(shè)時，表示至少存在一個門限值，接著假設(shè)一個門限值已知，再進(jìn)行下一個門限值的搜尋。在確定兩個門限值后，再對第三個門限值進(jìn)行檢驗(yàn)，以此類推，直到無法拒絕原假設(shè)為止，檢驗(yàn)原理同一個門限值。

（二）變量選取

1．金融發(fā)展（FD）：考慮中國與東盟各國金融發(fā)展的差異以及數(shù)據(jù)的可比性、可得性和完整性，遵循學(xué)界標(biāo)準(zhǔn)的度量指標(biāo)，分別使用金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、股票市場發(fā)展和債券市場發(fā)展三方面的指標(biāo)綜合反映金融發(fā)展。

（1）金融機(jī)構(gòu)發(fā)展指標(biāo)FI：根據(jù)王鸞鳳和黃霆珺（2006）、Ozkok（2015）的研究，使用存款貨幣銀行與其他金融機(jī)構(gòu)對私人部門信貸占GDP之比、金融機(jī)構(gòu)的流動性負(fù)債占GDP之比、存款貨幣銀行資產(chǎn)占存款貨幣銀行和中央銀行資產(chǎn)總和之比以及存款貨幣銀行總資產(chǎn)占GDP之比等4個指標(biāo)來衡量金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展。

但是，同時使用這4個指標(biāo)又會出現(xiàn)多重共線性問題，為避免回歸偏誤，運(yùn)用兩種方法將4個指標(biāo)合成一個指標(biāo)來綜合反映金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展程度。

一是簡單平均法。意指把同年度中該國的4個指標(biāo)進(jìn)行簡單平均，以此類推求得每個年度的平均值，也就是各指標(biāo)賦予相同權(quán)重。

二是采用系數(shù)權(quán)重法。首先，計(jì)算該國的所有指標(biāo)在相應(yīng)樣本區(qū)間內(nèi)的均值及標(biāo)準(zhǔn)差，進(jìn)而計(jì)算出變異系數(shù)，并把所有指標(biāo)的變異系數(shù)求和；其次，計(jì)算每個指標(biāo)的權(quán)重，它等于每個指標(biāo)的變異系數(shù)除以總變異系數(shù)，也就是：

最后，根據(jù)權(quán)重，將4個指標(biāo)合成一個指標(biāo)，得到該國樣本期內(nèi)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展指標(biāo)。類似地，重復(fù)上述步驟可計(jì)算其他國家的相應(yīng)指標(biāo)。

（2）股票市場發(fā)展指標(biāo)STOCK：根據(jù)王鸞鳳和黃霆珺（2006）、Ozkok（2015）的研究，采用股票市場資本化率（以國內(nèi)股票交易所上市公司的公司市值與GDP之比衡量）、股票市場換手率（以國內(nèi)股票市場的交易量與國內(nèi)上市公司市值之比衡量）、股票市場交易量占GDP之比3個指標(biāo)表示。實(shí)證時，同樣采用簡單平均法和系數(shù)權(quán)重法合成股票市場發(fā)展指標(biāo)。

（3）債券市場發(fā)展指標(biāo)BOND：根據(jù)Ozkok（2015）的研究，采用私人債券市場資本化率（以國內(nèi)債券市場上私人部門發(fā)行債券的市值與GDP之比衡量）、公共債券市場資本化率（以國內(nèi)債券市場上公共部門發(fā)行債券的市值與GDP之比衡量）兩個指標(biāo)。實(shí)證時，同樣仍采用簡單平均法和系數(shù)權(quán)重法合成債券市場發(fā)展指標(biāo)。

2．貿(mào)易開放（TO）：遵循學(xué)界標(biāo)準(zhǔn)的度量方法，采用進(jìn)出口總額占GDP之比衡量一國貿(mào)易開放水平。

3．控制變量（CONTROL）：金融開放與貿(mào)易開放在多數(shù)文獻(xiàn)中都同時存在，而且對發(fā)展中國家來說，貿(mào)易開放優(yōu)于金融開放，因此可將金融開放視為影響貿(mào)易開放的因素之一。對金融開放（FO）的度量存在法理（de jure）和事實(shí)（de facto）兩類標(biāo)準(zhǔn)，而法理標(biāo)準(zhǔn)所度量的金融開放度不能準(zhǔn)確地反映事實(shí)的金融開放，因而應(yīng)選擇事實(shí)標(biāo)準(zhǔn)來衡量金融開放水平，采用外商直接投資凈流入占GDP之比來度量金融開放①由于組合投資、國際債券發(fā)行等指標(biāo)數(shù)據(jù)欠缺較多，本文僅采用該指標(biāo)度量金融開放。關(guān)于資本賬戶開放程度指標(biāo)的度量，鑒于Abiad et al（2005）、Ito（2002）等設(shè)計(jì)的指標(biāo)，其數(shù)據(jù)區(qū)間較短，不適宜本文的研究亦未采用。（張成思，2013）。根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展的相關(guān)文獻(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長對金融發(fā)展也有重要影響，使用人均GDP表示經(jīng)濟(jì)增長。制度質(zhì)量（INST）的差異也會導(dǎo)致金融發(fā)展水平的不同，Kaufmann，Kraay&Mastruzzi（2010）②Daniel Kaufmann，Aart Kraay and Massimo Mastruzzi（2010），“The Worldwide Governance Indicators：A Summary of Methodology，Data and Analytical Issues”，World Bank Policy Research Working Paper，No.5430.測度的制度質(zhì)量指標(biāo)，包括話語權(quán)和問責(zé)制（Voice and Accountability）、政治穩(wěn)定和沒有暴力恐怖主義（Political Stability and Absence of Violence/Terrorism）、政府效率（Government Effectiveness）、監(jiān)管質(zhì)量（Regulatory Quality）、法律規(guī)則（Rule of Law）和腐敗控制（Control of Corruption）等6個方面，每個方面的指標(biāo)介于-2.5（弱）和2.5（強(qiáng)）之間，指標(biāo)值越高，某方面越好。同樣地，仍采用簡單平均法和系數(shù)權(quán)重法合成制度質(zhì)量指標(biāo)。

（三）數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究目的，為了保證所獲取的數(shù)據(jù)具有完整一致性，本文將數(shù)據(jù)集分三大組，第一組為金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，樣本區(qū)間為1995～2013年，包含文萊、柬埔寨、中國、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國和越南等10國③緬甸由于大部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失而剔除。；第二組為股票市場發(fā)展，樣本區(qū)間為1995～2013年，包含中國、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡和泰國等6國；第三組為債券市場發(fā)展，樣本區(qū)間為1995～2011年，包含中國、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡和泰國等6國，相關(guān)數(shù)據(jù)取自于世界銀行全球金融發(fā)展（GFDD）、世界治理指數(shù)（WGI）和世界發(fā)展指標(biāo)（WDI）等數(shù)據(jù)庫，私人和公共債券資本化率指標(biāo)則來自于 Beck，Demirgüc-Kunt&Levine 構(gòu)建的金融發(fā)展與結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫④http：//econ.worldbank.org/WBSITE/EXTERNAL/EXTDEC/EXTRESEARCH/0，contentMDK：20696167～pagePK：64214825～piPK：64214943～theSitePK：469382，00.html.。其中，若某指標(biāo)、某年數(shù)據(jù)有缺失，則用SPSS軟件，運(yùn)用趨勢法將其補(bǔ)齊，作為缺失值的代理變量。

（四）實(shí)證過程和結(jié)果解釋

1．單位根檢驗(yàn)

經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除了人均GDP變量，其他變量在10%的水平下均拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明變量是平穩(wěn)的，實(shí)證時將人均GDP變量取一階差分。

2．Hausman 檢驗(yàn)

通過對三組面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，以判斷選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。以金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、股票市場發(fā)展、債券市場發(fā)展為因變量，其他為自變量的檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，3組數(shù)據(jù)的卡方值（對應(yīng) p 值）分別是 22.5（0.004）、5.91（0.3153）和 23.45（0.0001），而以貿(mào)易開放為因變量，其他變量為自變量的檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，三組數(shù)據(jù)的卡方值（對應(yīng)p值）分別是25.63（0.0000）、66.16（0.0000）和52.43（0.0000）。在考察貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響時，一、三組采用固定效應(yīng)模型，二組采用隨機(jī)效應(yīng)模型⑤隨機(jī)效應(yīng)的LM檢驗(yàn)亦得出選擇隨機(jī)效應(yīng)模型較優(yōu)。，其他情況下均采用固定效應(yīng)模型。

3．內(nèi)生性問題

考慮到變量之間的內(nèi)生性關(guān)系及隨機(jī)擾動項(xiàng)的相關(guān)性，使用最小二乘法所估計(jì)的參數(shù)結(jié)果有偏，其原因?qū)г从诮忉屪兞颗c被解釋變量之間的雙向因果關(guān)系，貿(mào)易開放與金融發(fā)展之間存在雙向因果關(guān)系，因而可能存在內(nèi)生性問題，故本文首先采用動態(tài)最小二乘法（DOLS）進(jìn)行整體樣本回歸⑥動態(tài)最小二乘法（DOLS）是由Pedroni（2000，2001）提出的，此外還有完全修正的最小二乘法（FMOLS），在同質(zhì)或異質(zhì)面板中，DOLS比FMOLS具有更好的有限樣本性質(zhì)。（彭星、李斌，2015）以考察不存在非線性關(guān)系時二者的因果關(guān)系，后文再考慮它們的非線性關(guān)系。

從表1所示的全樣本DOLS估計(jì)可以看出，貿(mào)易開放度（lnTO）的系數(shù)為正〔在回歸式（3）中顯著為正〕，表明貿(mào)易開放度的提高對金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展、股票市場的發(fā)展和債券市場的發(fā)展產(chǎn)生正向影響。制度質(zhì)量的改善有助于促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展和股票市場發(fā)展，但對債券市場發(fā)展的負(fù)向影響不明顯。金融開放由于提高了資本跨境流動、增加匯率波動性而不利于金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長率的提高則顯著促進(jìn)金融發(fā)展。

表1 全樣本DOLS估計(jì)結(jié)果

同時，金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、股票市場發(fā)展、債券市場發(fā)展對貿(mào)易開放產(chǎn)生正向影響〔回歸式（6）中顯著為正〕，表明金融發(fā)展通過改善貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)、增加風(fēng)險規(guī)避工具、轉(zhuǎn)移風(fēng)險和促進(jìn)技術(shù)等渠道提高外貿(mào)型企業(yè)的生產(chǎn)率和競爭力，增加產(chǎn)品生產(chǎn)和出口。金融開放（FO）的系數(shù)有正有負(fù)，表明在不同的金融發(fā)展條件下，金融開放度的提高反而不利于貿(mào)易開放度的增進(jìn)，說明金融開放引致的金融風(fēng)險增加了產(chǎn)品進(jìn)出口的不確定性。制度質(zhì)量的改善總體上有助于貿(mào)易開放度的提高，這是因?yàn)橥晟频闹贫润w系（法律、腐敗控制和政治穩(wěn)定等）降低了私人部門成本，增加了企業(yè)投資積極性，從而提高企業(yè)的融資需求（特別是外部融資需求），增進(jìn)金融發(fā)展水平。

4．門限效應(yīng)檢驗(yàn)

為了探尋貿(mào)易開放與金融發(fā)展間的非線性關(guān)系，考慮傳統(tǒng)方法（加入二次項(xiàng)、虛擬變量）的局限性，采用Hansen提出的面板門限檢驗(yàn)。首先需要確定門限的個數(shù)，以便確定模型的具體形式。依次在不存在門限、一個門限和兩個門限的假設(shè)下對模型進(jìn)行估計(jì)，得到F統(tǒng)計(jì)量和Bootstrap法的P值。

由于Hansen所提出的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)門限回歸模型只是適用于具有個體固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)，因而在門限檢驗(yàn)過程中，考察貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響時，僅對一、三組數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

由表2可知，單一門限和雙重門限的效果非常顯著（只有一個雙重門限顯著），相應(yīng)的自抽樣的P值為 0.0000（部分是 0.0767、0.0833），而三重門限效果不顯著，P值均在36%以上。因此，下文將針對雙重門限模型進(jìn)行分析。

表3 門限值估計(jì)結(jié)果

兩個門限的估計(jì)值和相應(yīng)的95%的置信區(qū)間列示于表3，借助于圖2的似然比函數(shù)圖，可以更清晰的理解門限值的估計(jì)和置信區(qū)間的估計(jì)過程（以金融機(jī)構(gòu)發(fā)展為因變量、貿(mào)易開放為自變量，其余類似）。門限參數(shù)的估計(jì)值是LR統(tǒng)計(jì)量等于零時的γ值，而估計(jì)值的95%置信區(qū)間則是所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.35（紅色水平虛線）的γ構(gòu)成的區(qū)間。由于存在第一門限值大于第二門限值的情況，為減少誤差，將其退化為單一門限的情況。

圖2 第一、二門限值的估計(jì)結(jié)果和置信區(qū)間

因此，考察貿(mào)易開放對金融發(fā)展的影響時，以金融機(jī)構(gòu)發(fā)展為例，可根據(jù)這兩個門限值將中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易開放水平劃分為低度開放（lnTO≤3.64）、中度開放（3.644.25）3個類型①在回歸模型中，TO_0對應(yīng)于低度開放，TO_1對應(yīng)于中度開放，TO_2對于高度開放，其他類似。，其他劃分類似。

5．面板門限回歸結(jié)果分析

表4列示了以貿(mào)易開放和金融發(fā)展互為因變量的面板門限估計(jì)結(jié)果。從表4可知，制度質(zhì)量的系數(shù)顯著為負(fù)〔除回歸式（1）外〕，這表明在不同的貿(mào)易開放水平和金融發(fā)展水平下，制度質(zhì)量的改善無益于債券市場發(fā)展和貿(mào)易開放，前者的抑制作用不明顯，后者則在5%的水平下顯著。而制度質(zhì)量的提高則正向促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展。

金融開放對金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、債券市場發(fā)展、貿(mào)易開放的影響則與制度質(zhì)量類似。人均GDP增長與貿(mào)易開放正相關(guān)，與金融機(jī)構(gòu)發(fā)展負(fù)相關(guān)，但不顯著。這說明在不同的開放及發(fā)展水平下，經(jīng)濟(jì)增長的作用不同。

但從表4來看，不同的貿(mào)易開放水平與金融機(jī)構(gòu)發(fā)展正相關(guān)，且中度開放和高度開放在10%和5%的水平上顯著；低度開放與債券市場發(fā)展負(fù)相關(guān)，中高度開放與債券市場發(fā)展正相關(guān)，但都不顯著。因此，整體而言，貿(mào)易開放對金融發(fā)展具有正向促進(jìn)作用。

同理，不同程度的金融機(jī)構(gòu)發(fā)展與貿(mào)易開放顯著正相關(guān)，低度股票市場發(fā)展與貿(mào)易開放顯著負(fù)相關(guān)，高度股票市場發(fā)展與貿(mào)易開放正相關(guān)，但不顯著；而低度債券市場發(fā)展與貿(mào)易開放負(fù)相關(guān)，中高度債券市場發(fā)展與貿(mào)易開放顯著正相關(guān)。這說明金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、中高度債券市場和股票市場發(fā)展總體有利于貿(mào)易開放的提高，而低度股票市場和債券市場發(fā)展增進(jìn)貿(mào)易開放，這從東盟國家股票和債券市場發(fā)展的差異中可見一斑。

表4 面板門限模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果

6．穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用加權(quán)系數(shù)法計(jì)算的金融機(jī)構(gòu)發(fā)展、股票市場發(fā)展和債券市場發(fā)展等指標(biāo)重復(fù)上述過程，發(fā)現(xiàn)仍存在雙重門限，門限值大小接近表3的結(jié)果，而模型參數(shù)的符號與表4一致，只是數(shù)值大小不同。

五、結(jié)論與政策啟示

本文在系統(tǒng)闡釋貿(mào)易開放與金融發(fā)展互動影響機(jī)制的基礎(chǔ)上，利用中國與東盟10國（6國）在1995～2013（1995～2011）年的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建普通面板模型和面板門限模型對貿(mào)易開放與金融發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)論與啟示。

（一）貿(mào)易開放與金融發(fā)展具有雙向促進(jìn)作用，但在不同開放度和發(fā)展水平下存在顯著差異

實(shí)證分析表明，總體上貿(mào)易開放有助于金融發(fā)展，但低度開放則無助于債券市場發(fā)展；金融發(fā)展亦有益于貿(mào)易開放，低度股票市場發(fā)展和低度債券市場發(fā)展均不利于貿(mào)易開放，但這種抑制作用不顯著。因此，對中國—東盟各國來說，那些貿(mào)易開放水平低的國家應(yīng)加快貿(mào)易開放進(jìn)程，通過貿(mào)易帶動國際資金的流動，從而帶動金融市場發(fā)展；而那些還未發(fā)展股票市場和債券市場的國家則應(yīng)加快國內(nèi)資本市場建設(shè)，通過國內(nèi)金融市場的發(fā)展帶動國際貿(mào)易水平的提升。

（二）適度金融開放是貿(mào)易開放和金融發(fā)展的前提條件

實(shí)證研究表明，金融開放整體上與金融發(fā)展負(fù)相關(guān)，與貿(mào)易開放的關(guān)系則不確定。在全樣本DOLS中，金融開放顯著抑制金融發(fā)展，部分促進(jìn)貿(mào)易開放；在面板門限回歸中，金融開放促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，抑制債券市場發(fā)展和貿(mào)易開放。因此，中國和東盟各國應(yīng)謹(jǐn)慎擴(kuò)大金融開放水平，保持金融開放在合理區(qū)間，同時加強(qiáng)必要的金融管制，如資本賬戶管理等。

（三）制度質(zhì)量的改善是增進(jìn)貿(mào)易開放和金融發(fā)展的重要因素，但取決于貿(mào)易開放和金融發(fā)展的水平

實(shí)證分析表明，在全樣本DOLS中，制度質(zhì)量的提高總體上對金融發(fā)展和貿(mào)易開放具有顯著的促進(jìn)作用，但在不同的貿(mào)易開放和金融發(fā)展水平下，制度質(zhì)量的提高反而抑制債券市場發(fā)展（金融機(jī)構(gòu)發(fā)展除外）和貿(mào)易開放。因而，金融市場發(fā)展和國際貿(mào)易水平提高應(yīng)先于建立完善的制度保障體系，即先有市場、后有制度，通過完善的制度保障體系進(jìn)一步促進(jìn)金融市場發(fā)展和國際貿(mào)易額增長。

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注：本文得到云南省科技廳應(yīng)用基礎(chǔ)研究青年項(xiàng)目（批準(zhǔn)號：2015FD017）和云南師范大學(xué)博士科研啟動項(xiàng)目（批準(zhǔn)號：140082）的資助。

（責(zé)任編輯：云 倩）

The Bilateral Relationship between Trade Openness and Financial Development in China-ASEAN：Based on the Panel Threshold Model Analysis

Liu Fang&Hu Xiaoli

This paper systematically illustrates that interaction mechanism between trade openness and financial development which has been examined by utilizing the panel data and sub-sample data of 10 ASEAN countries and China during the period of 1995～2013，and investigates nonlinear relationship of trade openness and financial development by considering both of them are threshold variable.The result shows that trade openness and financial development in general could enhance each other，excessive financial openness is not conducive to financial development and trade openness，the role of institutional quality depends on level of trade openness and degree of financial development.Therefore，pushing trade openness and financial development must to gradually open financial industry，and build complete institutional security system.

Trade Openness；Financial Development；Panel Threshold Model；Dynamic OLS

F831.6

A

1003－2479（2016）04－0039-09

※劉 方：云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，博士；胡小麗：云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院