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)濟管理學(xué)院，江蘇 南京 210094)

堅持對外開放是中國經(jīng)濟實現(xiàn)快速發(fā)展的重要前提，也是新時代實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求[1]。習(xí)近平在博鰲亞洲論壇2018年年會開幕式主旨演講中指出：過去40年中國經(jīng)濟發(fā)展是在開放條件下取得的，未來中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展也必須在更加開放條件下進行。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，開放型經(jīng)濟的發(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)界已有不少文獻圍繞金融發(fā)展和經(jīng)濟開放互動關(guān)系開展研究，且多數(shù)支持金融發(fā)展能夠有效促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。高新才等[2]在總結(jié)國際成功經(jīng)驗基礎(chǔ)上，對西部地區(qū)發(fā)展開放型經(jīng)濟的金融支持體系進行了研究。唐德祥等[3]基于“一帶一路”戰(zhàn)略沿線18個重點省份的研究結(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)濟帶”要道上西部地區(qū)的九個省份為研究對象，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)濟開放、金融發(fā)展規(guī)模與結(jié)構(gòu)促進了區(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個國家和地區(qū)的跨國面板數(shù)據(jù)實證檢驗發(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)易開放的互動關(guān)系展開實證分析，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在相互抑制的互動關(guān)系。李佳等[9]用面板回歸模型對江蘇省13市進行綜合評價，結(jié)果顯示短期內(nèi)金融發(fā)展對進出口貿(mào)易的促進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)展在一定程度上會促進對外貿(mào)易水平的發(fā)展。王俊[11]運用灰色關(guān)聯(lián)模型分析了內(nèi)陸開放型經(jīng)濟發(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)濟正進入高質(zhì)量發(fā)展的新階段。沿海地區(qū)要實現(xiàn)經(jīng)濟快速發(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)濟的金融支持作用，實現(xiàn)開放型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。一般認(rèn)為，經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)經(jīng)濟開放度也相對較高。為此，本文選取經(jīng)濟發(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)濟開放度，進而建立面板數(shù)據(jù)模型，研究金融發(fā)展是如何影響經(jīng)濟開放度，以期探索提升沿海地區(qū)經(jīng)濟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[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)比率是衡量一個地區(qū)金融市場發(fā)達程度的一種指標(biāo)，反映該地區(qū)金融機構(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。考慮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)，以金融支持實體經(jīng)濟發(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)的是金融中介機構(gòu)調(diào)度社會資源的能力，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，金融資源還未能有效促進沿海地區(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個樣本m個指標(biāo)，其中，xij表示第i個樣本第j個指標(biāo)(1≤i≤n，1≤j≤m)。熵值法確定權(quán)重的步驟為：

(1)計算第j個指標(biāo)下第i個樣本的特征比重或貢獻度(pij)。

(2)計算第j項指標(biāo)的熵值(ej)。

(3)計算差異性系數(shù)(gj)。

gj=1-ej

(4)計算評價指標(biāo)的權(quán)重(wj)，并計算企業(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)，既可以分析個體之間的差異情況，又可以描述個體的動態(tài)變化過程。面板模型選擇與建立的步驟為：

(1)檢驗各數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性最常用的方法是單位根檢驗。單位根檢驗時有三種檢驗?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檢驗判斷序列是否存在單位根，F(xiàn)isher-ADF檢驗的原假設(shè)是存在單位根，即序列是不平穩(wěn)的，檢驗統(tǒng)計量為：

單位根檢驗時先檢驗既有截距又有趨勢項，再檢驗只有截距項，最后檢驗二者都不含的情況。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，則對原序列進行一階差分，對差分后的序列再做單位根檢驗；若仍存在單位根，則進行二階差分，直至序列平穩(wěn)為止。

(2)協(xié)整檢驗。若基于單位根檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)變量為同階單整，則進行協(xié)整檢驗。面板協(xié)整檢驗有兩類，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，同質(zhì)檢驗包括Kao檢驗和Westerlund VR-p檢驗，異質(zhì)檢驗包括Pedroni檢驗和Westerlund VR-g檢驗；另一類是從Johansen檢驗方法推廣的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗。

在實證研究中，以第一類方法的Kao檢驗和Pedroni檢驗最為常用。Kao檢驗和Pedroni檢驗原假設(shè)是變量間存在協(xié)整關(guān)系，Pedroni檢驗分為組內(nèi)統(tǒng)計量和組間統(tǒng)計量共7個統(tǒng)計量，其中Panel V-Statistic、Panel rho-Statistic、Panel PP-Statistic和Panel-ADF Statistic為組內(nèi)統(tǒng)計量，Group rho-Statistic、Group PP-Statistic和Group ADF Statistic為組間統(tǒng)計量。Pedroni在1999年指出，在進行面板協(xié)整檢驗時，Panel ADF和Group ADF檢驗效果強于其他統(tǒng)計量，所以對于檢驗結(jié)果，我們重點關(guān)注PP統(tǒng)計量和ADF統(tǒng)計量，如果這兩種統(tǒng)計量均拒絕原假設(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，即混合估計模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型?；旌瞎烙嬆Ｐ褪怯晒潭ㄐ?yīng)和隨機效應(yīng)兩部分組成的統(tǒng)計分析模型。在做面板數(shù)據(jù)模型前先進行F檢驗來比較混合回歸模型和固定效應(yīng)模型，其原假設(shè)為不存在個體固定效應(yīng)。接著用Hausman檢驗來判斷采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，其原假設(shè)是隨機效應(yīng)成立。構(gòu)造的F檢驗統(tǒng)計量為：

如果F檢驗拒絕原假設(shè)，Hausman檢驗也拒絕原假設(shè)，則使用個體固定效應(yīng)模型。如果F檢驗接受原假設(shè)，則使用混合估計模型，如果Hausman檢驗接受原假設(shè)，則使用隨機效應(yīng)模型。

三、經(jīng)濟開放水平評價

(一)評價指標(biāo)體系構(gòu)建

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

表1 經(jīng)濟開放水平評價體系

(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)后增加一個略大于0的正數(shù)0.001，以避免賦值數(shù)的無意義，計算結(jié)果見表2。

表2 地區(qū)經(jīng)濟開放水平綜合評價

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

表3 綜合評價得分結(jié)果

從表3可以看出，2006—2018年沿海四省(市)的經(jīng)濟開放水平綜合評價得分整體呈波動上升趨勢。由于受金融危機的影響，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)濟開放水平影響的實證分析

(一)面板模型的單位根檢驗

以計算出來的沿海四省(市)經(jīng)濟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)濟開放水平的影響。首先進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表4。

表4 Fisher-ADF單位根檢驗結(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四個序列均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。

(二)協(xié)整檢驗

由表5可知，Panel PP-stat、Panel ADF-stat和Panel v-stat的統(tǒng)計量均顯著，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檢驗的統(tǒng)計量很顯著，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個統(tǒng)計量有6個均拒絕原假設(shè)，所以經(jīng)濟開放水平與金融發(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)系的序列進行參數(shù)估計。

表5 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

(三)面板數(shù)據(jù)模型的選擇和建立

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

表6 F檢驗和Hausman檢驗結(jié)果

由表6可以看到，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量值為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)存在個體固定效應(yīng)。Hausman檢驗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)模型有時點固定效應(yīng)模型和個體固定效應(yīng)模型，還需要進行Likelihood Ratio似然比檢驗來確定是時點固定效應(yīng)模型還是個體固定效應(yīng)模型，檢驗結(jié)果如表7所示。

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

由表7可知，檢驗后得出F統(tǒng)計量的P值和卡方統(tǒng)計量的P值均為0，但是個體固定效應(yīng)模型不顯著，而時點固定效應(yīng)模型顯著，所以應(yīng)選擇時點固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果見表8。

表8 時點固定效應(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)濟開放水平有負(fù)向作用，即金融規(guī)模的擴大抑制了經(jīng)濟開放水平的提高。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)濟開放水平也有促進作用，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)濟開放水平相關(guān)數(shù)據(jù)，通過熵值法建立評價體系，采用面板數(shù)據(jù)模型分析兩者的互動影響機制，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)該注重擴大金融規(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，政府要加強引導(dǎo)，避免資源浪費。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，促進金融體系多元化。

(2)經(jīng)濟開放水平綜合評價結(jié)果表明，沿海地區(qū)經(jīng)濟開放水平總體呈上升趨勢，特別在進入經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，沿海地區(qū)的經(jīng)濟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)濟開放水平有抑制作用，即金融規(guī)模的擴大不利于提高經(jīng)濟開放水平；金融中介效率和金融結(jié)構(gòu)在一定時間內(nèi)對經(jīng)濟開放水平有促進作用。