金融与商贸论文范文篇1

[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&

Bardhan(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,发现金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(2004)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GDP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年时序数据发现金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1992-2005年27个制造业的面板数据,发现金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=α0+α1fdsi,t+α2fdei,t+α3seci,t+γ′Xi,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=(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年价格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年价格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exp1500.01980.02370.00310.1065shexp1500.82380.15260.02310.9872fds1501.06700.29320.63542.2587fde1506.48613.29780.828016.3506sec1500.27960.27900.04971.6463ak1500.92171.31660.08048.0442edu1507.89830.92565.264810.6858gdp1501.16620.78430.29534.5810infr1500.41230.26360.03241.3983fdi1500.57600.51330.10302.7639pri1500.34050.12190.16780.6630gov1500.11960.04650.05540.2945

注:由于数据获取困难,样本不包含自治区。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Wind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,我们假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=α1fdsi,t+α2Δfdei,t+α3Δseci,t+γ′ΔXi,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&Bond,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,如果此假设成立,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Arellano-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*(0.0820)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=0.003P=0.018Arellano-Bond(2)P=0.530P=0.701SarganP=0.546P=0.325HansenP=0.999P=1.000注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%显著水平下显著。Arellano-Bond(1)检验的原假设是(1)式中的误差项其一阶差分是一阶序列无关的;Arellano-Bond(2)检验的原假设是(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。Chuang(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;Easterlyetal.(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(pri)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.andBardhan,P.,1987,CreditMarketsandPatternsofInternationalTrade,JournalofDevelopmentEconomics,,27.

[2]Rajan,R.andZingales,L.,1998,FinancialDevelopmentandGrowth,AmericanEconomicReview,88(3).

[3]Beck,T.,2002,FinancialDevelopmentandInternationalTrade.Is

ThereaLink?,JournalofInternationalEconomics,57.

[4]Beck,T.,2003,FinancialDependenceandInternationalTrade,Review

ofInternationalEconomics,11.

[5]Becker,B.andGreenberg,D.,2004,FinancialDevelopmentandInternationalTrade,UniversityofIllinoisatUrbana-Champaignmanuscript.

[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).

ExportScale,ExportCommodityStructureandFinancial

Development:AnEmpiricalstudy

YaoYaojunAbstract:Financialdevelopmenthasfar-reachinginfluenceonspecializationmodeandforeigntradedevelopment.UsingChinesemainlandprovincialpaneldata(2001-2005)andthefirst-orderdifferentialGMMestimatetechnical,thispaperinvestigatestheeffect

offinancialdevelopmenttoexportscaleandexportcommoditystructure.Aftercontrollingthepercapitarealcapital,thepercapitaeducationyears,andsoon,thispaperfindsthat,thescaleandtheefficiencyoffinancialdevelopment

金融与商贸论文范文篇2

关键词：金融发展；对外贸易；VAR模型；格兰杰因果检验；Johanson协整检验

中图分类号：F72文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）13-0183-03

一、金融发展与国际贸易的文献综述与机理分析

1.机理分析。H-O-S理论认为，资源禀赋条件的差异以及各种商品不同的生产技术系数是国际贸易中各国比较优势的来源，一国应出口密集使用其丰裕要素的商品而进口密集使用其贫乏要素的商品。金融部门是一个重要而特殊的部门。金融体系具有降低风险、有效配置资源、动员储蓄、便利交易和加强监督管理功能（Levine，1997）。发挥这些功能能够增加资本积累、推进技术创新，继而影响国际贸易的比较优势。金融发展影响对外贸易的途径（如图1所示）。

2.国外相关研究。古典与新古典贸易理论依赖技术比较优势，要素禀赋比较优势以及垄断竞争产品差异化框架下的分工进行分析。近年，经济学已达成共识，即社会、经济、法律与政治制度等是经济绩效的核心决定因素。因此，与技术和禀赋的作用相类似，制度的比较优势也是国际贸易方式的重要因素。Kletzer和Bardhan（1987）就信贷市场不完全如何影响国家间分工和贸易模式进行了开创性研究，提出：一国的比较优势受金融制度影响，金融发展水平高的国家在生产外部融资需求高的制成品部门具有比较优势。Beck从规模经济角度研究金融发展与国际贸易之间关系，在对65个国家1966―1995年近三十年的数据所做的跨部门数据显示，金融发展水平与制成品出口/GDP、制成品出口/总出口等反映贸易结构的比率之间呈现正相关。从降低风险的角度研究，Eaton，Grossman（1985）认为，当金融市场不尽完善时，将引起贸易干涉，一国金融市场的完善程度会影响一国的商业政策。Feeney和Hillman（2001）建立了一个关于本国金融市场功能和国内风险分散的模型。JuandWei（2005）发展的木桶理论将金融发展比较优势纳入新古典的Heckscher-Ohlin-Samueson框架。Rajan&Zingales（1998）从行业层面证明了国内金融发展对行业生产和成长的促进作用。

3.国内的相关研究。中国学者也做了相关研究，主要从实证上分析了中国对外贸易发展和金融发展的关系。孙兆斌（2004）认为，金融在资本积累和配置等方面的重要作用使之成为出口商品结构优化的关键性因素之一。陈建国、杨涛（2005）对1992―1999年间中国金融发展对于出口结构升级的促进效应做了初步的实证分析。齐俊妍（2005）在综述相关文献的基础上，将金融发展因素引入H-O的理论框架中，说明金融发展可以通过提高资本禀赋和促进技术进步影响一国的比较优势。沈能（2006）以1980―2003年数据为分析样本，采用Geweke分解检验和协整分析方法，就金融发展与国际贸易的因果关系进行实证检验。

近些年来，浙江省的外贸经济一直快速稳定地发展，对外贸易对浙江经济发展的影响日益增大。同时，在浙江外贸经济蓬勃发展的背景下，浙江省金融的发展呈现出多样性、高效性、超前性和国际性的特征。本文在前人研究的基础上，利用有关数据分析浙江省金融发展与贸易增长的关系，并试图从宏观金融层面提出促进浙江省出口贸易快速增长和结构优化的政策建议。

二、实证分析相关指标数据选取

1.金融发展指标。国际上整理的是Goldsmith和Mckinnon的金融发展指标――金融相关率（FIR），即金融资产与GDP的比率。在中国的省域研究文章中多采用地区金融机构存贷款余额之和作为金融资产，考虑到浙江省私营企业、集体企业、三资企业在浙江省进出口贸易中扮演重要的角色（图2），我们认为，非国有经济获得银行贷款额可以较好的衡量浙江省金融中介的发展对于出口贸易的影响。由于数据可得性原因，我们以金融机构的短期贷款中乡镇企业贷款、三资企业贷款与个体私营企业贷款之和代表非国有经济获得的银行贷款。这一指标同时也反映了金融体系的资金配置效率，记为FI（经过基期价格调整）。

2.对外贸易指标。本文将以下两个指标作为对外贸易发展的指标，其一经过基期价格调整的对外贸易总额，即浙江省进出口总额；其二是出口结构指标，我们采用的是工业制成品与初级产品出口额之比。前者反映浙江省进出口的规模，后者则反映出口贸易的结构变动，分别记为IE和EX。从数据可收集性以及经济政策的连续性出发，本文分析1994年以来浙江省金融发展和对外贸易的关系。为了消除数据中存在的异方差，这里采用自然对数建立VAR模型。三个变量定义如下：lnFI=log（FI）；lnIE=log（IE）；lnEX=log（EX）。

三、金融发展与浙江省对外贸易关系的协整和格兰杰检验

首先对变量的平稳性进行检验，同时考察变量的单整阶数，即对变量及其差分进行单位根检验。

1.单位根检验与协整检验。时间序列lnFI，lnIE，lnEX，一阶差分后是平稳的，即是一阶单整。时间序列lnEX、lnFI、lnIE的单整阶数相同，可能存在协整关系，即长期稳定的比例关系。本文使用Johanson（1995）协整检验方法对时间序列金融发展水平FI，对外贸易规模IE和对外贸易结构EX进行协整检验。在进行Johanson协整检验前，首先确定VAR模型的结构。

用赤池（Akaike）信息准则（AIC）或用施瓦茨（Schwartz）准则（SC）选择最大滞后期k值。经过选择，k=1。同时，我们用LM统计量检验残差序列有无自相关，怀特（White）检验是否存在异方差，JB（Jarque-Bera）检验残差的正态性，结果表明在5%的显著水平上各方程回归的残差序列均满足正态性，不存在自相关和异方差。且VAR模型的全部特征根的倒数值都在单位圆内，表明VAR模型是稳定的。通过模型选择的联合检验，确定最合适的协整检验模型为协整空间中有常数项而不含趋势项模型。lnEX，lnFI之间Johanson协整检验结果（见表1），显示变量之间有且只有一个协整关系；lnIE、lnFI之间Johanson协整检验结果，显示变量之间不存在协整关系。

2.向量误差修正模型和协整关系。由Johansen检验得知金融发展与对外贸易结构变量之间存在一个协整关系，即金融发展水平与出口结构变化之间存在长期的均衡关系。因此可以建立包含一个协整方程的向量误差修正（VEC）模型。模型结构选择保持与Johanson协整检验结构的一致性。这里省略向量误差修正模型具体形式。

ECM=LNEX-1.504878LNFI

（0.22930）

Loglikelihood：9.418420

3.格兰杰因果关系检验。为更好观察金融发展、贸易规模与贸易结构的动态关系，可进行格兰杰因果关系检验。由于ΔlnFI与ΔlnIE，ΔlnEX是平稳的。基于此，我们对ΔlnFI与ΔlnIE，ΔlnEX进行格兰杰因果检验，同时对存在协整关系的lnEX与lnFI进行格兰杰因果关系检验。结果表明，在5%显著水平下，ΔlnFI与ΔlnIE，ΔlnEX都不存在单向因果关系，即短期，金融发展不是对外贸易增长的Granger原因，同时贸易增长也不是金融发展的Granger原因，贸易结构优化不是金融发展的Granger原因，同时金融发展也不是贸易结构优化的Granger原因。从长期关系来看，金融发展与对外贸易结构变量之间存在一个协整关系，即金融发展水平与出口结构变化之间存在长期的均衡关系。

4.对实证结果的现实分析。（1）浙江省金融发展对该省对外贸易结构在短期内影响不大，而长期看来，金融总量的增加与贸易结构之间存在长期的均衡关系。此结果说明：金融发展水平的提高优化了浙江省出口贸易商品结构。但是浙江省现在的金融发展水平还比较低，导致出口商品结构呈低度化特征，制成品出口中还是以劳动密集型商品和加工贸易产品出口为主。（2）浙江省金融发展与贸易规模之间不存在协整关系，短期金融发展与贸易规模也不互为Granger原因。金融总量的增加在短期内对对外贸易增长作用不明显，金融发展没有实现对外贸易的规模经济效应。出现这一结果的原因很多，如在浙江省出口企业中占有相当比重的浙江省中小企业，出口贸易融资很大程度上不是依赖银行信贷，而是民间信贷，即非正规金融。非正规金融在中小企业融资过程中扮演了重要的角色。在我们本文所选择的金融发展指标中，没有体现这一融资形式，主要是出于民间融资的统计难度。另外，我们的金融发展指标也没有考虑证券股票等融资方式。因此，浙江省金融发展与对外贸易规模间的关系的实证研究有待扩展。

四、政策建议

目前，浙江省的国际竞争力都是建立在劳动力基础上的比较优势，贸易结构的主导产品是劳动密集型产品。若贸易结构发生变化，需要形成以资本密集型或技术密集型为基础的比较优势，所以比较优势面临着向更高级化转换的需要。当前浙江省金融部门发展水平与发达国家相比还相对落后，制约着浙江省出口结构的升级。因此，促进金融发展对出口部门都有着重要意义。通过金融发展，可以为出口企业提供更加有效的融资渠道，以高效的资本配置支持其产业和出口商品结构升级，提升在国际分工和竞争中的地位。浙江省目前金融资产规模实现了超常规的发展，金融发展与对外贸易的关联度逐渐提高，但金融效率整体不高，相关金融市场存在制度性缺陷，金融工具单一等金融发展滞后因素制约着出口结构的升级。

为促进对外贸易的发展，必须采取综合措施促进省内金融业的发展，包括大力发展金融中介、加强信用体制，提高信贷配置的效率；另外对非正规金融予以适当的指导，从规范角度对它们进行管理，让社会资金发挥应有的作用。推动证券市场发展，规范市场行为以及提高金融服务整体水平，为企业提供有效的直接融资渠道，以满足对外贸易对金融支持的丰富多样的要求。对于不同行业的外贸企业，不同企业的不同发展阶段都要有不同的融资方式和渠道，特别是对于沉没成本比较高的高新技术产业融资。

参考文献：

[1]沈能.金融发展与国际贸易的动态演进分析――基于中国的经验数据[J].世界经济研究，2006，(6).

[2]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).

[3]齐俊妍.金融发展与贸易结构――基于HO模型的扩展分析[J].国际贸易问题，2005，(7).

[4]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).

[5]Beck，FinancialDependenceandInternationalTrade[J].ReviewofInternationalEconomics，2003.

[6]Hur，J.，Raj，M.，Y.Riyanto.TheImpactofFinancialDevelopmentandAssetTangibilityonExport[J].WorldDevelopment，2006.

金融与商贸论文范文篇3

关键词外贸企业融资问题融资策略

前言

随着世界经济全球化的不断推进与深化，我国进出口贸易得到迅速发展。一方面，加入世界贸易组织后我国利用有利的市场准入条件，使对外出口有所增加；另一方面，我国取消进口配额和数量限制措施等非关税壁垒手段以及降低关税水平，使进口商品大量涌入我国市场。外贸行业发展，使我国参与国际分工的程度越来越深，资源配置越来越有效率，人民生活水平得到显著提高。但是近年来随着经济危机影响的不断深化，我国外贸行业受到了不小的冲击，尤其是对于出口商来说，带来诸多不利影响，如进口国的经济衰退、进口企业的不景气、国际采购商数量减少、价格降低等。中国是出口大国，涉及的产品大到工程机械、电器产品，小到陶瓷制品、消费品、食品等等，这些大量出口的行业均受到不利影响。具体说来，经济危机给我国外贸行业带来了如下几方面的影响：第一、国际市场低迷，对主要市场出口持续减少；第二、国际市场需求减弱，大类商品出口下降；第三、国际环境恶化，企业经营困难加重；第四、进口增长缓慢，对外贸行业整体拉动有限。目前对中小外贸企业融资的研究比较多，把大部分注意力都集中在中小企业这一相对较为弱势的群体上，而忽略了其实大中型企业也同样要面临融资的问题，本文拟在较广范围内讨论外贸企业融资，填补融资理论上关于大中型外贸企业融资理论的空白。

1外贸企业融资存在的问题

由于本文主要是站在外贸企业角度谈融资策略问题，所以着重分析一下外贸企业在融资过程中存在的问题。具体来说有以下几个方面：

1.1有些外贸企业信用观念淡薄，偿债意识不足，综合信誉较低。比如某些企业利用贸易融资套取资金后挪为他用，违背银行贷款初衷，把贸易项下短期融资用作流动资金或购买固定资产，银行失去还款来源，回收资金困难。使企业再次以贸易名义进行贷款成功的可能性降低。

1.2多数外贸企业对外贸融资工具的了解不够，缺乏专业知识及相应人才储备。例如，不清楚如何针对企业自身条件及特点筹划融资策略，以便更有效地利用资金快速发展；没有把贸易结算方式与融资方式结合起来考虑的意识。这些融资意识的缺乏，往往会使企业失去许多以低成本利用境内外资金的大好机会，甚至降低了在国际市场上的竞争能力。

1.3外贸企业间债务关系错综复杂。我国外贸企业之间相互拖欠货款问题由来已久，三角债，四角债的复杂债务关系也是屡见不鲜。这样的现象直接导致银行怀疑企业的偿债能力，惜贷也就在情理之中了。据专业机构统计，在发达的市场经济中企业间逾期应收账款发生额约占贸易总额的0.25％至0.5％，而在我国这一比率却高达5％以上。

1.4企业间担保效用较低。我国外贸企业之间普遍存在这样一种现象：关联企业间相互担保。这种担保显然效用不高，难以使银行信服，所以在外贸企业申请融资时银行通常要求有抵押品作为担保以降低风险，但不是所有企业都可以提供出抵押品的，以至于失去融资机会。

2外贸企业融资策略

针对上面的问题，笔者认为外贸企业融资是要讲策略的，即在一定的原则指导下，进行事前的筹划，以求达到最佳的融资效果。外贸企业融资策略的要点就在于：原则性、事前性、选优性。

2.1外贸企业融资策略－强调原则性

2.1.1外贸企业融资应采取成本最低原则。外贸企业融资时，要本着使融资成本最低的原则。例如在可能的情况下，尽量选择利率较低的融资方式；充分利用各种补贴贷款、优惠贷款等；设法争取当地信贷配额等。

2.1.2外贸企业融资应采取风险最低原则。任何融资策略都有收益和风险两个指标可供参考，通常情况下高收益伴随着高风险，而低风险则伴随着低收益，单一的融资方式通常不能满足外贸企业追求高收益低风险的要求。因此外贸企业安排融资策略时，考虑如何分散风险是十分必要的。在进行投资时，企业通常将资金分散投入到多种资产上以取得利益，即所谓”不把鸡蛋放在同一个篮子里”的道理。同样，在进行融资时，外贸企业应该在世界范围内开拓融资渠道，不能过分依赖单一或某几个金融市场，以减少公司融资总体的风险。

2.1.3外贸企业融资应采取与贸易方式相结合原则。外贸企业融资时，要注意遵守与贸易方式相结合的原则。根据各种贸易方式的特点，外贸企业在筹划融资策略时应考虑选用最符合该贸易方式要求的融资工具。比如考虑到出口大型机械设备的出口商前期占压资金量较大、常用贸易结算方式为信用证的特点，选择融资方式时就不妨考虑出口押汇、出口卖方信贷等。

2.2外贸企业融资策略－强调事前性

对于任何事情的筹划都要有事前性，否则等已经发生了一切筹划都是没有意义的。事前性是指外贸企业在进行融资之前，事先根据融资环境、条件做总体的规划、提出可供选择的融资方案并测算每种方案的成本及评估相应风险，选择最优方案执行。

2.3外贸企业融资策略－选优性

所谓最优融资方案，就是指最符合企业需求且在条件允许的情况下使融资成本最低相关融资风险最小的方案。要强调的是，方案一经选定不是一成不变的，要保持它的最优性，要根据环境的改变、外贸企业融资需求的改变而做出及时的调整。例如，某外贸企业由于资金周转发生困难而急需融资，这时该企业对融资时间要求是第一位的，所以可能会对融资成本并不十分敏感，当该企业度过危机逐渐壮大时，融资是为了扩大企业规模，其关注点从融资时间自然会转移到成本和风险方面，相应的企业应该对融资方案做出及时的改变。

结束语

行文至此，笔者认为良好的融资策略能帮助外贸企业在获得资金融通的同时，凭借优惠的信贷条件和有竞争力的支付条件，接受更多的订货，从而提高国际竞争力，打开和占领新的市场。此外，企业产品顺利出口有利于企业稳定，也有利于企业不断发展和扩大就业，从而提高一国的就业水平，同时进出口额的增加也可以起到促进一国经济发展，改善国际收支的作用，达到共赢的局面。

参考文献：

1张修来，岳朝龙，中小企业银行融资博弈分析，金融纵横，2010，(06)