金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)展對經(jīng)濟(jì)的作用探究

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本文作者：崔艷娟、趙琛、徐曉飛 單位：東北財經(jīng)大學(xué)、大連工業(yè)大學(xué)、國際教育學(xué)院

林潔（2009）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了金融服務(wù)貿(mào)易總額、出口以及進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系［5］。陳恩、黃桂良（2010）以香港地區(qū)為樣本，認(rèn)為金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用［6］。Y．J．Cui和F．Y．Shen（2011）根據(jù)中國1997—2010年數(shù)據(jù)對金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析，研究結(jié)果表明，金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系［7］。這些研究為金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的相關(guān)研究提供了重要的參考與借鑒。本文將商業(yè)存在模式引入金融服務(wù)貿(mào)易，根據(jù)1997—2011年我國經(jīng)濟(jì)增長與金融服務(wù)貿(mào)易相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建多元回歸模型，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰檢驗(yàn)對我國金融服務(wù)貿(mào)易分模式與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行計量分析，說明金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，以促進(jìn)金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)調(diào)發(fā)展。

我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展

跨境交付模式的金融服務(wù)貿(mào)易。跨境交付模式的金融服務(wù)貿(mào)易即本國金融機(jī)構(gòu)在國內(nèi)為境外消費(fèi)提供的金融服務(wù)，這些內(nèi)容主要記錄于國際收支平衡表中服務(wù)貿(mào)易賬戶中的保險與其他金融服務(wù)子項(xiàng)。我國的國際收支平衡表自1997年開始按照IMF頒布的《國際收支手冊》（第5版）的原則編制，其中統(tǒng)計了保險服務(wù)和其他金融服務(wù)的國際貿(mào)易額。跨境交付形式的金融服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)可以由這兩者的相關(guān)數(shù)據(jù)整理獲得。我國自2001年入世后，金融服務(wù)（包括保險和金融項(xiàng)目）貿(mào)易取得重大進(jìn)步。根據(jù)國家外匯管理局公布的國際收支平衡表數(shù)據(jù)顯示，2011年我國金融服務(wù)貿(mào)易總額達(dá)227億美元，保險服務(wù)貿(mào)易額15億美元。我國保險服務(wù)貿(mào)易額增長迅速，但是由于目前我國在資本方面仍實(shí)行較為嚴(yán)格的管制，所以增長較為緩慢，并且短期內(nèi)也不會有太大的增長。

商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易。商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易是外資金融機(jī)構(gòu)在東道國進(jìn)行的金融服務(wù)，與上述跨境交付模式的金融服務(wù)貿(mào)易不同的是，相關(guān)數(shù)據(jù)無法在一國的國際收支平衡表中直接獲得。由于銀行業(yè)在我國金融業(yè)中具有典型的代表性，所以可以通過考察中資銀行海外資產(chǎn)和外資銀行在華資產(chǎn)來反映我國商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易狀況。根據(jù)銀監(jiān)會統(tǒng)計，截至2011年末，在華外國銀行類金融機(jī)構(gòu)營業(yè)性機(jī)構(gòu)資產(chǎn)總額增長236％。45個國家和地區(qū)的181家銀行在華設(shè)立209家代表處；14個國家和地區(qū)的銀行在華設(shè)立37家外商獨(dú)資銀行（下設(shè)245家分行）、2家合資銀行（下設(shè)7家分行，1家附屬機(jī)構(gòu)）、1家外商獨(dú)資財務(wù)公司；26個國家和地區(qū)的77家外國銀行在華設(shè)立94家分行。外資銀行在我國27個省（市、區(qū)）50個城市設(shè)立機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)，較2003年初增加30個城市。同時，共有6家外資法人銀行分行獲準(zhǔn)在其所在城市轄內(nèi)外向型企業(yè)密集市縣設(shè)立支行。中資銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)對外直接投資主要以境外收購和設(shè)立分行為主，如工行收購印尼Halim銀行、澳門誠興銀行等的股權(quán)。截至2011年，我國政策性銀行及國家開發(fā)銀行設(shè)立6家海外機(jī)構(gòu)，參股2家境外機(jī)構(gòu)；5家大型商業(yè)銀行設(shè)立105家海外機(jī)構(gòu)，收購（或）參股10家境外機(jī)構(gòu)；8家中小商業(yè)銀行設(shè)立14家海外機(jī)構(gòu)，2家中小商業(yè)銀行收購（或）參股5家境外機(jī)構(gòu)［8］。

境外消費(fèi)和自然人流動模式的金融服務(wù)貿(mào)易。境外消費(fèi)模式的金融服務(wù)貿(mào)易是由居民向非居民提供的金融服務(wù)，如對非居民消費(fèi)者提供的金融服務(wù)；自然人流動模式的金融服務(wù)是一國自然人居民到非居民所在地為其提供金融服務(wù)。這兩種模式的金融服務(wù)相對于其他兩種，不僅在中國發(fā)生的概率小，在整個世界也相對小一些。根據(jù)歷年國際貿(mào)易統(tǒng)計報告顯示，境外消費(fèi)、自然人流動兩種模式在實(shí)際中所占份額很小，分別為10％～15％和1％～2％，而跨境交付和商業(yè)存在分別占35％和50％。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以商業(yè)存在及跨境交付兩種模式的金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)行測度。1997—2011年金融服務(wù)貿(mào)易額如圖1所示，從圖1可以看出，金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展不均衡，并存在順差趨勢。

模型建立與樣本數(shù)據(jù)

為檢驗(yàn)金融服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用，構(gòu)建包含商業(yè)存在及跨境交付兩種模式的金融服務(wù)貿(mào)易模型為lnGDP＝β1lnNM＋β2lnFI＋μ（1）式中：GDP———經(jīng)濟(jì)增長；NM———跨境交付模式的金融服務(wù)貿(mào)易；FI———商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易；β1，β2———待估計的系數(shù)；μ———隨機(jī)擾動項(xiàng)。變量取對數(shù)主要是為了消除時間序列數(shù)據(jù)的異方差，但并不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。在指標(biāo)的選取上，經(jīng)濟(jì)增長以國民生產(chǎn)總值表示。根據(jù)上文的分析，NM以保險服務(wù)和其他金融服務(wù)貿(mào)易額之和計算；FI以中資銀行海外資產(chǎn)和外資銀行在華資產(chǎn)之和表示。數(shù)據(jù)來源于1997—2011年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國國際收支平衡表》以及《中國金融年鑒》并經(jīng)過計算整理。由于樣本數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，因此首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，為避免時間序列的非平穩(wěn)性所導(dǎo)致的“偽回歸”，采用協(xié)整檢驗(yàn)來說明其長期均衡關(guān)系。最后，進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，驗(yàn)證變量之間的前因后果的推動關(guān)系。分析過程借助軟件Eviews60進(jìn)行。

模型檢驗(yàn)與數(shù)據(jù)分析

平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于時間序列數(shù)據(jù)的動態(tài)路徑不僅有可預(yù)測的成分，還含有隨機(jī)的成分，容易產(chǎn)生單位根，導(dǎo)致偽回歸，因此本文采用ADF法檢驗(yàn)法（Dickey＆Fuller，1981）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)［9］。該方法通過在回歸方程右邊加入因變量的滯后差分項(xiàng)來控制高階序列相關(guān)。為了對常數(shù)項(xiàng)、時間趨勢項(xiàng)及存在的單位根作檢驗(yàn)，可根據(jù)參數(shù)α，β和γ是否為零的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。方程中加入p個滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)εt成為白噪聲序列。最優(yōu)滯后長度p可根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定，選擇AIC和SC為最小的滯后階數(shù)。由于ADF統(tǒng)計量的分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，可用Mackonnon臨界值進(jìn)行判斷。變量lnGDP，lnNM，lnFI序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1中看出，雖然時間序列LGDP、LMN和LFI是非平穩(wěn)的，但其一階差分是平穩(wěn)的，可以進(jìn)一步判斷協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系。

協(xié)整檢驗(yàn)。時間序列回歸前需檢驗(yàn)各變量是否存在協(xié)整關(guān)系。從經(jīng)濟(jì)上而言，協(xié)整關(guān)系表明經(jīng)濟(jì)變量之間短期受隨機(jī)擾動項(xiàng)影響可能偏離均值，但隨著時間的推移將會回到均衡狀態(tài)。本文是多元變量的檢驗(yàn)，因此采用極大似然法（Johnansen＆Juselius，1990）進(jìn)行檢驗(yàn)［10］。可以看出兩種模式的金融服務(wù)對于GDP都存在著正效用，跨境交付模式的金融服務(wù)貿(mào)易每增長1單位，將帶動GDP034單位的增長量，而商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易每增長1單位，將顯著帶動GDP188單位的增長量。

Granger檢驗(yàn)。由于協(xié)整檢驗(yàn)僅僅是對變量是否存在長期均衡關(guān)系的檢驗(yàn)，而因果關(guān)系還需以Granger（1969）的檢驗(yàn)方法進(jìn)行判斷［11］。其基本思想是：變量x和y，如果x的變化引起了y的變化，x的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在y的變化之前。即如果說“x是引起y變化的原因”，則在做y對其他變量的回歸時，x的滯后值能顯著地改進(jìn)對y的預(yù)測，就認(rèn)為x是y的Granger原因。根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定各變量滯后階數(shù)為2，對變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從結(jié)果看，lnNM是lnGDP單向的Granger原因，lnNM是lnFI單向的Granger原因。

結(jié)論

我國金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長在樣本區(qū)間內(nèi)是非平穩(wěn)的，但變量的一階差分是平穩(wěn)的，它們之間存在長期均衡關(guān)系，各變量通過長期均衡關(guān)系相互影響。結(jié)合協(xié)整方程結(jié)果，金融服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有正相關(guān)效應(yīng)，跨境交付模式的金融服務(wù)貿(mào)易每增加1單位，將引起經(jīng)濟(jì)增長034單位的變化，而商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易每增加1單位，將引起經(jīng)濟(jì)增長188單位的變化。跨境交付和商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向Granger因果關(guān)系。跨境交付模式的金融服務(wù)貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的單向原因，并且促進(jìn)了商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易的增長。

綜上，金融服務(wù)貿(mào)易是世界經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展的重要組成部分，“在當(dāng)今的國際經(jīng)濟(jì)交易中90％以上是金融交易”（張小鋒等，2009），國際金融服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用日益加強(qiáng)。因此，應(yīng)調(diào)整服務(wù)貿(mào)易政策，完善金融體制，推動金融服務(wù)的現(xiàn)代化［12］，同時改善金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的軟環(huán)境，最大化地實(shí)現(xiàn)金融服務(wù)貿(mào)易自由化，促進(jìn)我國金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，有效培育新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。