金融國(guó)際貿(mào)易論文范文-淺論金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響word版下載

1、金融國(guó)際貿(mào)易論文范文:淺論金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響word版下載金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響論文導(dǎo)讀：本論文是一篇關(guān)于 金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響的優(yōu)秀論文范文，對(duì)正在寫(xiě)有 關(guān)于金融論文的寫(xiě)作者有一定的參考和指導(dǎo)作用，論文片段：等(2004) 推算而得;人均受教育年限根據(jù)中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒各年整理;股票 總市值來(lái)自wind資訊庫(kù);其余數(shù)據(jù)根據(jù)各年中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易統(tǒng) 計(jì)年鑒、中國(guó)商務(wù)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)金融年鑒 整理。 (二)估計(jì)策略與結(jié)果 直接基于ols法估計(jì)基準(zhǔn)模型面 對(duì)非觀測(cè)性個(gè)體效應(yīng)偏誤理由，因?yàn)榉怯^測(cè)省份效應(yīng)內(nèi)容摘要金融發(fā)展對(duì)一國(guó)專(zhuān)業(yè)化分工模式的選擇及其

2、對(duì)外貿(mào)易 的開(kāi)展具有深遠(yuǎn)的影響。利用中國(guó)大陸省級(jí)面板數(shù)據(jù)(2001-2005), 本文基于一階差分gmm估計(jì)技術(shù)檢驗(yàn)了金融發(fā)展對(duì)對(duì)外出口規(guī)模及 其出口商品結(jié)構(gòu)的影響。在制約了人均實(shí)際資本 存量、人均受教育 年限等眾多因素后，本文發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展規(guī)模與金融發(fā)展效率對(duì)對(duì)外 出口規(guī)模及其制成品在出口總額中的份額皆有顯著的正向影響，而 金融發(fā)展效率對(duì)對(duì)外出口結(jié)構(gòu)的影響較對(duì)對(duì)外出口規(guī)模的影響更加 明顯。關(guān)鍵詞金融發(fā)展；對(duì)外貿(mào)易；一階差分gmm、文獻(xiàn)回顧在古典與新古典貿(mào)易理論中，決定國(guó)際貿(mào)易模式的比較優(yōu)勢(shì)來(lái) 源于國(guó)家間的技術(shù)差異或者稟 賦差異。然而，國(guó)際貿(mào)易的主流理論基 本上都忽略了金融發(fā)展對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響

3、，但己有文獻(xiàn)表明；金融發(fā) 展水平是國(guó)際貿(mào)易模式的決定因素之一。kletzer &bardha n(1987)證明，即使一些國(guó)家有完全相同的技術(shù)和資源稟 賦，并且不存在規(guī)模經(jīng)濟(jì),在一個(gè) 信貸市場(chǎng)不完美的世界中，它們的 比較優(yōu)勢(shì)也是不一樣的。在金融發(fā)展水平比較高的國(guó)家里，該國(guó)企業(yè) 面對(duì)的信貸配給就不會(huì)緊張。1這些國(guó)家出口制成品，進(jìn)口中間品 或初級(jí)產(chǎn)品，而金融發(fā)展程度低的國(guó)家的貿(mào)易模式則相反。而 baldwin (1989)從風(fēng)險(xiǎn)分散角度說(shuō)明金融發(fā)展水平是一國(guó)貿(mào)易比較 優(yōu)勢(shì)的源泉。他證明，在金融市場(chǎng)較發(fā)達(dá)的國(guó)家，來(lái)自需求沖擊的風(fēng) 險(xiǎn)更可能被分散，從而牛產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)商品的企業(yè)所要求的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)更低。

4、所以，這些國(guó)家出口風(fēng)險(xiǎn)商品，進(jìn)口非風(fēng)險(xiǎn)商品。金融發(fā)展程度低的 國(guó)家其貿(mào)易模式則相反。rajan和zingalcs (1998)所提供的證據(jù)表明；國(guó)家金融發(fā)展水 平越高，則外部融資依賴度較高的產(chǎn)業(yè)其發(fā)展速度越快。他們推論, 對(duì)金融發(fā)展水平更高的國(guó)家，外部融資依賴度較高的產(chǎn)業(yè)應(yīng)該具有 比較優(yōu)勢(shì)，因此其所占的出口份額更高、凈出口額也更大。2 beck (2002, 2003)對(duì)rajan和zingales (1998)的推論作出進(jìn)一步的闡釋: 企業(yè)信息的獲取 與處理、企 業(yè)管理者的監(jiān)控等都是耗費(fèi)成本的，而 金融發(fā)展降低了這種成本，從而也就降低了企業(yè)外部 融資成本。因此, 在那些金融發(fā)展水平更高的國(guó)家

5、里，外部融資依賴度較高的產(chǎn)業(yè)具有 克服 流動(dòng)性約束的能力，能夠進(jìn)行專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)，獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而 也就具有了比較優(yōu)勢(shì)。他利用65個(gè)國(guó)家制造業(yè)岀口數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證 研究，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水 平越高的國(guó)家，其制造品岀口份額利凈出口 額也是越高的。3 4becker greenberg (200 4)進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),出口 企業(yè)在產(chǎn)品設(shè)計(jì)、市場(chǎng)營(yíng)銷(xiāo)等方面都面臨著前期投入成本，而企業(yè)前 期投入成本越高也就意味著外部融資依賴度較高，從而金融發(fā)展對(duì) 那些具有較高前期投入成本的出口企業(yè)其邊際效應(yīng)也就越高。5近年來(lái)國(guó)內(nèi)學(xué)者也涉足了金融發(fā)展與國(guó)際貿(mào)易關(guān)系研究的領(lǐng) 域。孫兆斌(2004)利用1978 2002年時(shí)序數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),

6、在金融發(fā)展水 平與貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。6陳建國(guó)、楊濤(2005) 利用1992-1999年22個(gè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)隨著金融發(fā)展水平 的 提高，技術(shù)、知識(shí)密集型產(chǎn)品出口額與gdp的比重不斷提高，而勞動(dòng)密 集型產(chǎn)品出口額與g dp的比重不斷下降。7陽(yáng)佳余(2007)基于 1990-2003年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究表明，與金融發(fā)展規(guī)模相比, 金融效率指標(biāo)能更好解釋我國(guó)區(qū)域國(guó)際貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化特征。8 朱彤等(2007)分析了金融發(fā)展 通過(guò)外部融資支持渠道影響一國(guó)比較 優(yōu)勢(shì)的傳導(dǎo)機(jī)制,其基于1984-2003年23個(gè)行業(yè)的面 板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn) 分析表明，金融發(fā)展通過(guò)外部融資支持提高了對(duì)外部融

7、資依賴較強(qiáng)行 業(yè)的比較 優(yōu)勢(shì)。9徐建軍、汪浩瀚(2009)利用19782005年時(shí)序 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展通過(guò)多種渠道對(duì)國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)綸積極影響。10史 龍祥、馬宇(2008)利用1992-200 5年27個(gè)制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn) 金融發(fā)展具有優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)的作用，但在不同制造業(yè)存在較大差異。 包群、陽(yáng)佳余(2008)利用1990 -2004年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究表 明，金融發(fā)展水平是影響工業(yè)制成品比較優(yōu)勢(shì)的重要變 量，同時(shí)不同 的金融發(fā)展度量指標(biāo)對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響存在顯箸差異。11二、實(shí)證分析(一) 經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?、指?biāo)與數(shù)據(jù)本文的基準(zhǔn)模型是：depvi, t 二 q 0+ cilfdsi, t +a2fd

8、e i,t +ci3sec i, t +y x i, t+ n i+v i, t(1)在這里，ci 0、a 1、ci 2、a 3及其行向量丫是待估 計(jì)的參數(shù)與參數(shù)向量。h是非 觀測(cè)省份效應(yīng);v是誤差項(xiàng);下標(biāo)i,t 各自代表省份與時(shí)間。下面依次對(duì)被解釋變量、解釋變 量作出說(shuō)明。depv代表被解釋變量。依照beck (2003),本文選取出口貿(mào)易總 額占gdp的比重(exp)、制 成品出口貿(mào)易額占出口貿(mào)易總額的比重 (shexp)這兩個(gè)指標(biāo)分別充當(dāng)被解釋變量。兩指標(biāo) 依次反映了對(duì)外出 口規(guī)模與結(jié)構(gòu)。與很多經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)一樣，金融機(jī)構(gòu)貸款余額占gdp的比重(fds)在 本文被用來(lái)反映金融發(fā)展的規(guī)模。為了反

9、映金融發(fā)展的效率，我們構(gòu) 造了金融業(yè)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率指標(biāo)(fde),其中fde二(金融業(yè)增加值 /gdp)/(金融業(yè)從業(yè)人員/就業(yè)人數(shù))。中國(guó)金融體系是銀行主導(dǎo)型, 然而近 年來(lái)證券市場(chǎng)發(fā)展迅速，我們也檢驗(yàn)了證券市場(chǎng)發(fā)展水平 (sec)對(duì) 對(duì)外出口規(guī)模及其結(jié)構(gòu)的影響，其中sec用股票總市值占 gdp的比重來(lái)定義。x是用列向量表示的其他制約變量,包括:用來(lái)度量資本要素豐 裕度的以1952年價(jià)格水平計(jì)算的人均實(shí)際資本存量(ak);用來(lái)度量 人力資本豐裕度的人均受教育年限(edu);反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的以 1997年價(jià)格水平計(jì)算的人均實(shí)際gdp(gdp):用公路運(yùn)輸線路長(zhǎng)度與 國(guó)土面積之比定義的基礎(chǔ)設(shè)施

10、水平(infr);用外商直接投資實(shí)際利 用額占gdp的比重定義的外 商直接投資水平(fdi);用非國(guó)有(或者 國(guó)有控股)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重定義的民營(yíng)化比率 (pri);用地方財(cái)政支出(扣除了文教、科學(xué)、衛(wèi)生支出)占gdp的比重 定義的政府干預(yù)力度(gov)。相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。表1變量描述性統(tǒng)計(jì)變量觀測(cè)值個(gè)數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值 expl500. 01980. 02370. 00310. 1065 shexpl500.82380. 15260. 02310. 9872 fdsl501. 06700. 29320. 63542. 2587 fdel506.48613.

11、29780. 828016. 3506 secl500. 27960. 27900. 04971. 6463 akl500. 92171. 31660. 08048. 0442 edul507. 89830. 92565. 264810. 6858 gdpl501. 16620.78430.29534.5810infrl500. 41230. 26360. 03241. 3983fdil500. 57600. 51330. 10302. 7639pril500. 34050. 12190. 16780. 6630govl500.11960.04650. 05540. 2945注：由于數(shù)據(jù)獲取困

12、難，樣本不包含四藏自治區(qū)。實(shí)際資本存量數(shù)據(jù) 按照張軍等(2004)推算而得;人均受教育年限根據(jù)中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年 鑒各年整理;股票總市值來(lái)自wind資訊庫(kù);其余數(shù)據(jù)根據(jù)各年中 國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)商務(wù)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年 鑒、中國(guó)金融年鑒整理。(二) 估計(jì)策略與結(jié)果直接基于0ls法估計(jì)基準(zhǔn)模型面對(duì)非觀測(cè)性個(gè)體效應(yīng)偏誤理由， 因?yàn)榉怯^測(cè)省份效應(yīng)很可能與其他解釋變量相關(guān)。采用組內(nèi)變換或 者一階差分策略可以清除非觀測(cè)省份效應(yīng)，然而，當(dāng)解釋變量具有內(nèi) 生性時(shí)，僅僅清除非觀測(cè)省份效應(yīng)并不能避開(kāi)聯(lián)立性偏誤理由。大量 文獻(xiàn)表 明，金融發(fā)展受到對(duì)外貿(mào)易的影響。例如,blackburn & hun

13、g (1998)、aizenman (2003)分別運(yùn)用內(nèi)生增長(zhǎng)模型,從貿(mào)易自由化 能加速金融市場(chǎng)創(chuàng)新和發(fā)展，以及貿(mào)易開(kāi)放對(duì)于金融自市化具有重 要影響兩方面，證明了貿(mào)易和金融發(fā)展的關(guān)系是互補(bǔ)性的。do & levchenko( 2004)理論與實(shí)證研究表明，國(guó)際貿(mào)易12 3下一頁(yè)金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響論文導(dǎo)讀：本論文是一篇關(guān) 于金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響的優(yōu)秀論文范文，對(duì)正在寫(xiě) 有關(guān)于金融論文的寫(xiě)作者有一定的參考和指導(dǎo)作用，論文片段：了要 素稟賦理論，因?yàn)閷?duì)要素稟賦理論的完整檢驗(yàn)還必須考察貿(mào)易伙伴的 要素稟賦狀況。人均受教育年限(edu)在兩個(gè)實(shí)證結(jié)果中符號(hào)均為正

14、且在5%顯著水平下顯著，這符合預(yù)期。chuang(2000)指出，人力資木 投資提高了勞動(dòng)力的生產(chǎn)技能與熟練程度，使得單位勞動(dòng)力的產(chǎn)出效 率得到提高，從而提升了出口部門(mén)的勞動(dòng)力生產(chǎn)率;easterlyeta 影響實(shí)際產(chǎn)出，而實(shí)際產(chǎn)出與金融發(fā)展存在均衡關(guān)系，因而國(guó)際貿(mào) 易也會(huì)影響金融發(fā)展。law & demetriades(2007)的實(shí)證分析表明， 對(duì)外開(kāi) 放是影響金融發(fā)展的重要潛在因素之一。另外，其他解釋變量 也很可能具有內(nèi)生性。例如，由于對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)， 因此，反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量gdp具有內(nèi)生性。為了實(shí)證結(jié)果的可靠，如何處理解釋變量的內(nèi)生性理由是非常 值得重視的，

15、而這正是本文采用一階差分gmm估計(jì)技術(shù)的動(dòng)機(jī)。在(1) 式中，我們假定所有的解釋變量都具有內(nèi)生性。對(duì)(1)式兩邊取一階 差分，以清除非觀測(cè)省份效應(yīng)，有：adepv i, t =a lfds i, t +a 2 a fdei,t +a 3a sec i, t +y r a x i, t +zv i, t (2)在估計(jì)(2)式時(shí)，以(1)式中所有解釋變量的兩期及其 兩期以上 滯后充當(dāng)工具變量。從而得到一階差分gmm估計(jì)量。一階差分gmm估 計(jì)可以分為一步 和兩步gmm估計(jì)。雖然兩步估計(jì)量比一步估計(jì)量更 加有效，但蒙特卡洛研究表明，兩步估計(jì) 量在效率上的增加是小的, 而且兩步估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤存在嚴(yán)重的

16、向下偏倚(arellano & bon d, 1991;blundell & bond, 1998),這種偏倚按照 windmei jer (2005)的 策略調(diào)整后會(huì)減小，但仍會(huì)導(dǎo)致兩步gmm估計(jì)量的近似漸進(jìn)分布不 可靠，因此在經(jīng)驗(yàn)應(yīng)用中通常使用一步估計(jì)量(bond, 2002)。gmm估計(jì)量的一致性依賴于工具變量的有效性，這要求誤差項(xiàng)應(yīng) 該與序列無(wú)關(guān)，如果此假設(shè) 成 立,那么按照構(gòu)造，誤差項(xiàng)的一階差分 是一階序列相關(guān)，但與二階序列無(wú)關(guān)，這可以利用ar el lano-bond檢 驗(yàn)法來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。sargan檢驗(yàn)與hansen檢驗(yàn)可以被用來(lái)檢驗(yàn)工具變 量集的整體有效性。由于g

17、mm估計(jì)適合大樣本，因此我們對(duì)協(xié)方差矩陣進(jìn)行了小樣本調(diào)整，以便利用t統(tǒng)計(jì)量做統(tǒng)計(jì)推斷。為了統(tǒng)計(jì)推斷的穩(wěn)健，我們也 利用了組間(以省份為分組依據(jù))異方差組內(nèi)序列相 關(guān)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤?；趕tata. 10,估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。表2估計(jì)結(jié)果expshexp估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤 fdso. 0187*(0.0063)0. 1627*(0 .0 820) fdeo. 0041*(0. 0022)0. 0095* (0. 0023) sec-0. 0009(0. 0177)-0. 1350(0. 0530)ako.0023(0. 0030)0. 1375*(0. 0015)eduo. 0022*(0.

18、0001)0. 0827*(0. 0410)gdpo. 0174* (0. 0056)0. 0728(0. 0066)infro.0607*(0. 0186)0. 2215*(0. 0857)fdio. 0002(0. 0103)0. 0422 (0. 0590)prio. 0020* (0. 0009)0. 0391 (0. 0298)govo. 0090*(0. 0042)0. 7269(0. 7670)are11ano-bond(1)p-0. 003p=0 .018arellano-bond(2)p-0. 530p=0. 701sarganp=0. 546p二0. 325hansenp二

19、0. 999p二 1. 000 注：*、*、*分別表示在 10%、5%、1%顯著 水平下顯著o are 1 lano-bond (1)檢驗(yàn)的原假設(shè) 是(1)式中的誤差項(xiàng)其 一階差分是一階序列無(wú)關(guān)的;arellano-bond (2)檢驗(yàn)的原假設(shè)是(1 ) 式中的誤差項(xiàng)其一階差分是二階序列無(wú)關(guān)的相關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果給出了伴 隨概率值p。(三) 實(shí)證結(jié)果分析arellano-bond檢驗(yàn)、sargan檢驗(yàn)及其hansen檢驗(yàn)表明，工具 變量的選取是有效的，從而 保證了本文估計(jì)結(jié)果的可靠性。接下來(lái)分 析相關(guān)解釋變量對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響。金融發(fā)展規(guī)模(fds)與金融發(fā)展效率(fde)對(duì)對(duì)外出口規(guī)模及其 制成品在

20、出口總額中的份額皆有顯著的正向影響，這完全符合理論 預(yù)期。同時(shí)從顯著水平上可注意到，金融發(fā)展規(guī)模 對(duì)對(duì)外出口規(guī)模的 影響較對(duì)對(duì)外出口結(jié)構(gòu)的影響更加明顯,而金融發(fā)展效率對(duì)對(duì)外出口 結(jié)構(gòu) 的影響較對(duì)對(duì)外出口規(guī)模的影響更加明顯。利用與本文相同的 金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)但不同的金 融發(fā)展效率指標(biāo)，陽(yáng)佳余(2007)也發(fā) 現(xiàn),與金融發(fā)展規(guī)模相比，金融發(fā)展效率對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)更為 重要。再考察其他解釋變量的估計(jì)系數(shù)。人均實(shí)際資本存量(ak)對(duì)對(duì) 外出口規(guī)模的影響為正但并 不顯著，然而對(duì)制成品在對(duì)外出口中所 占份額具有顯著的正向影響。這個(gè)結(jié)果符合要素稟賦理論的基本結(jié) 論，即相對(duì)要素豐裕度決定專(zhuān)業(yè)化分工模式。制

21、成品行業(yè)更為依賴資 本要素的 使用(basu & fernaid, 1997;antweiler & trefler, 2000), 因此我們可以預(yù)期，人均實(shí)際資本存量越高則制成品在對(duì)外出口中 所占份額越大。當(dāng)然本文實(shí)證結(jié)果只是部分地驗(yàn)證了要 素稟賦理論, 因?yàn)閷?duì)要素稟賦理論的完整檢驗(yàn)還必須考察貿(mào)易伙伴的要素稟賦狀 況。人均受 教育年限(edu)在兩個(gè)實(shí)證結(jié)果中符號(hào)均為正啟在5%顯 著水平下顯著，這符合預(yù)期。chuan g(2000)指出，人力資本投資提高 了勞動(dòng)力的生產(chǎn)技能與熟練程度,使得單位勞動(dòng)力的產(chǎn)岀效率得到 提高，從而提升了出口部門(mén)的勞動(dòng)力生產(chǎn)率；easterly et

22、 al. (1994) 指出，人力資木加速了貿(mào)易部門(mén)中新技術(shù)的釆用與更新，后者直接增 強(qiáng)了工業(yè)制成品的出口競(jìng)爭(zhēng)力。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)對(duì)對(duì)外出口規(guī)模 有顯著正向影響然而對(duì)對(duì)外出口結(jié)構(gòu)的影響不顯著，這個(gè)結(jié)果與陽(yáng) 佳余(2007) 一致。基礎(chǔ)設(shè)施水平(infr)在兩個(gè)實(shí)證結(jié)果中符號(hào)均為正 且顯著，這符合預(yù)期，因?yàn)榘l(fā)達(dá)的交通設(shè)施通過(guò)降低運(yùn)輸成本從而推 動(dòng)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展及英出口結(jié)構(gòu)的升級(jí)。外商直接投資(fdi)在兩個(gè) 實(shí)證結(jié)果中符號(hào)均為正但不顯著。本文并未獲得在中國(guó)外商直接投 資與對(duì)外貿(mào)易間存在強(qiáng)烈互補(bǔ)效應(yīng)(梁琦、施曉蘇,2004)的證據(jù)。民 營(yíng)化比率(pr i)對(duì)對(duì)外出口規(guī)模的影響為正且顯著，然而

23、對(duì)制成品在 對(duì)外出口中所占份額并無(wú)顯著的正向影響，這表明民營(yíng)化程度的加 深的確推動(dòng)了出口貿(mào)易的整體發(fā)展但并沒(méi)有帶來(lái)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)方面 的調(diào)整。政府干預(yù)水平(gov)對(duì)對(duì)外岀口規(guī)模的影響為正且顯著，然而 對(duì)制成品在 對(duì)外出口中所占份額并無(wú)顯著的正向影響。盡管政府干 預(yù)推動(dòng)了出ri貿(mào)易的整體發(fā)展然而在 推動(dòng)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級(jí)上收效 甚微。三、結(jié)論金融發(fā)展對(duì)一國(guó)專(zhuān)業(yè)化分工模式的選擇及其對(duì)外貿(mào)易的開(kāi)展具 有深遠(yuǎn)的影響。利用中國(guó)大陸省級(jí)面板數(shù)據(jù)(2001-2005),本文基于 一階差分gmm估計(jì)技術(shù)檢驗(yàn)了金融發(fā)展對(duì)對(duì)外出口規(guī)模 及其出口 商品結(jié)構(gòu)的影響。采用一階差分gmm估計(jì)技術(shù)有利于制約估計(jì)結(jié)果的 聯(lián)立性

24、偏誤及其非觀測(cè)性個(gè)體效應(yīng)偏誤。在制約了人均實(shí)際資本存 量、人均受教育年限、人均實(shí)際gdp、基礎(chǔ)設(shè)施水平、外商直接投 資、民營(yíng)化水平、政府干預(yù)等因素后，本文發(fā)現(xiàn),金融發(fā)展規(guī)模與金 融發(fā)展效率對(duì)對(duì)外出口規(guī)模及其制成品在出口總額中的份額皆有顯 著的正向影響。同時(shí)，金融發(fā)展效率對(duì)對(duì)外出口結(jié)構(gòu)的影響較對(duì)對(duì)外 出口規(guī)模的彤響更加明顯。本文并未獲得證 券市場(chǎng)發(fā)展推動(dòng)對(duì)外貿(mào) 易發(fā)展的證據(jù)，這或許是中國(guó)股票市場(chǎng)在資源配置上的作用十分有限 并且效率低下的一個(gè)反應(yīng)。地區(qū)間對(duì)外貿(mào)易發(fā)展差距持續(xù)擴(kuò)大已成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡 的一個(gè)重要理由(李斌、陳開(kāi)相關(guān)軍,2007) o 12本文實(shí)證結(jié)果暗示, 金融發(fā)展的區(qū)域差異與對(duì)

25、外貿(mào)易發(fā)展的區(qū)域差異具有顯著的聯(lián)系。 因此，推動(dòng)區(qū)域金融的協(xié)同發(fā)展，對(duì)于縮小對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的區(qū)域差異, 推動(dòng)經(jīng) 濟(jì)均衡增長(zhǎng)具有重要作用。另外，國(guó)際經(jīng)驗(yàn)表明，一個(gè)國(guó)家的 貿(mào)易結(jié)構(gòu)將發(fā)生從以出口勞動(dòng) 密集型產(chǎn)品為主向以出口資本密集型 產(chǎn)品和技術(shù)密集型產(chǎn)品為主的轉(zhuǎn)變。因此，加快金融發(fā)展步伐，提升金融發(fā)展的質(zhì)量,對(duì)于優(yōu)化我國(guó)對(duì)外出ri商品結(jié)構(gòu)也具有重要意義。主要參考文獻(xiàn)：l kletzer, k .and bardhan, p,1987, credit markets and patterns of inte rnational. trade , jo3 下一頁(yè)金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響論文導(dǎo)讀

26、：本論文是一篇關(guān) 于金融發(fā)展對(duì)出口貿(mào)易規(guī)模與結(jié)構(gòu)的影響的優(yōu)秀論文范文，對(duì)正在寫(xiě) 有關(guān)于金融論文的寫(xiě)作者有一定的參考和指導(dǎo)作用，論文片段： icantlypositiveimpacttoexportscaleandtheshsreofthema. nufactu redinexports atthesametime, theefficiencyoffinaneialdevelopm enthasmoreapparentimpaettoexportstrueturethantoexportscale keywords:financialdcvclopment;forcigntradc;first-

27、ordcrdiffc rentialgmm 上一頁(yè)urnal of development economics, , 27.2 rajan, r and zingales, l,1998, financial development and growth, a merican economic review, 88 (3).3 beck, t.,2002, financial development andinternational trade isthere a link?, journal of international economics , 57.4 beck,t，2003, fin

28、ancial dependence and internationaltrade, review of international economics , 11.5 becker, b and greenberg, d,2004,financialdcvclopment and intern ational trade, university of illinois at urbana-champaign manuscript6 孫兆斌金融發(fā)展與岀口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化j國(guó)際貿(mào)易理由 2004(9).7 陳建國(guó)，楊 濤.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的金融推動(dòng)效應(yīng)分析j.財(cái) 貿(mào)經(jīng)濟(jì),2005(1).8 陽(yáng)佳余金融發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易：基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研 究j經(jīng)濟(jì)科學(xué),2007 (4).9 朱 彤,郝宏杰，秦 麗中國(guó)金融發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)關(guān) 系的經(jīng)驗(yàn)分析：一種外部融資支持的視角j南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研 究,2007(3).10 徐建軍，汪浩瀚我國(guó)金融發(fā)展對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響機(jī)理闡釋 及經(jīng)驗(yàn)證據(jù)j 國(guó)際貿(mào)易理由,2