金融服務(wù)貿易進(jìn)展對經(jīng)濟的作用探究的論文

　　林潔（２００９）運用面板數據驗證了金融服務(wù)貿易總額、出口以及進(jìn)口與經(jīng)濟增長(cháng)的協(xié)整關(guān)系［５］。陳恩、黃桂良（２０１０）以香港地區為樣本，認為金融服務(wù)貿易發(fā)展對經(jīng)濟增長(cháng)具有促進(jìn)作用［６］。Ｙ．Ｊ．Ｃｕｉ和Ｆ．Ｙ．Ｓｈｅｎ（２０１１）根據中國１９９７—２０１０年數據對金融服務(wù)貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系進(jìn)行了分析，研究結果表明，金融服務(wù)貿易與經(jīng)濟增長(cháng)之間存在正相關(guān)關(guān)系［７］。這些研究為金融服務(wù)貿易與經(jīng)濟增長(cháng)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)貿易，根據１９９７—２０１１年我國經(jīng)濟增長(cháng)與金融服務(wù)貿易相關(guān)時(shí)間序列數據構建多元回歸模型，運用協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗對我國金融服務(wù)貿易分模式與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系進(jìn)行計量分析，說(shuō)明金融服務(wù)貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的關(guān)系，以促進(jìn)金融服務(wù)貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的協(xié)調發(fā)展。

　　我國金融服務(wù)貿易發(fā)展

　　跨境交付模式的金融服務(wù)貿易�？缇辰桓赌Ｊ降慕鹑诜�務(wù)貿易即本國金融機構在國內為境外消費提供的金融服務(wù)，這些內容主要記錄于國際收支平衡表中服務(wù)貿易賬戶(hù)中的保險與其他金融服務(wù)子項。我國的國際收支平衡表自１９９７年開(kāi)始按照ＩＭＦ頒布的《國際收支手冊》（第５版）的原則編制，其中統計了保險服務(wù)和其他金融服務(wù)的國際貿易額�？缇辰桓缎问降慕鹑诜�務(wù)貿易數據可以由這兩者的相關(guān)數據整理獲得。我國自２００１年入世后，金融服務(wù)（包括保險和金融項目）貿易取得重大進(jìn)步。根據國家外匯管理局公布的國際收支平衡表數據顯示，２０１１年我國金融服務(wù)貿易總額達２２７億美元，保險服務(wù)貿易額１５億美元。我國保險服務(wù)貿易額增長(cháng)迅速，但是由于目前我國在資本方面仍實(shí)行較為嚴格的管制，所以增長(cháng)較為緩慢，并且短期內也不會(huì )有太大的增長(cháng)。

　　商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易。商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易是外資金融機構在東道國進(jìn)行的金融服務(wù)，與上述跨境交付模式的金融服務(wù)貿易不同的是，相關(guān)數據無(wú)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(guò)考察中資銀行海外資產(chǎn)和外資銀行在華資產(chǎn)來(lái)反映我國商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易狀況。根據銀監會(huì )統計，截至２０１１年末，在華外國銀行類(lèi)金融機構營(yíng)業(yè)性機構資產(chǎn)總額增長(cháng)２３６％。４５個(gè)國家和地區的１８１家銀行在華設立２０９家代表處；１４個(gè)國家和地區的銀行在華設立３７家外商獨資銀行（下設２４５家分行）、２家合資銀行（下設７家分行，１家附屬機構）、１家外商獨資財務(wù)公司；２６個(gè)國家和地區的７７家外國銀行在華設立９４家分行。外資銀行在我國２７個(gè)�。ㄊ�、區）５０個(gè)城市設立機構網(wǎng)點(diǎn)，較２００３年初增加３０個(gè)城市。同時(shí)，共有６家外資法人銀行分行獲準在其所在城市轄內外向型企業(yè)密集市縣設立支行。中資銀行業(yè)金融機構對外直接投資主要以境外收購和設立分行為主，如工行收購印尼Ｈａｌ玻椋硪行、澳門(mén)誠興銀行等的股權。截至２０１１年，我國政策性銀行及國家開(kāi)發(fā)銀行設立６家海外機構，參股２家境外機構；５家大型商業(yè)銀行設立１０５家海外機構，收購（或）參股１０家境外機構；８家中小商業(yè)銀行設立１４家海外機構，２家中小商業(yè)銀行收購（或）參股５家境外機構［８］。

　　境外消費和自然人流動(dòng)模式的金融服務(wù)貿易。境外消費模式的金融服務(wù)貿易是由居民向非居民提供的金融服務(wù)，如對非居民消費者提供的金融服務(wù)；自然人流動(dòng)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(gè)世界也相對小一些。根據歷年國際貿易統計報告顯示，境外消費、自然人流動(dòng)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％。鑒于數據的可獲得性，本文以商業(yè)存在及跨境交付兩種模式的金融服務(wù)貿易進(jìn)行測度。１９９７—２０１１年金融服務(wù)貿易額如圖１所示，從圖１可以看出，金融服務(wù)貿易發(fā)展不均衡，并存在順差趨勢。

　　模型建立與樣本數據

　　為檢驗金融服務(wù)貿易對經(jīng)濟增長(cháng)的作用，構建包含商業(yè)存在及跨境交付兩種模式的金融服務(wù)貿易模型為ｌｎＧＤＰ＝β１ｌｎＮＭ＋β２ｌｎＦＩ＋μ（１）式中：ＧＤＰ———經(jīng)濟增長(cháng)；ＮＭ———跨境交付模式的金融服務(wù)貿易；ＦＩ———商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易；β１，β２———待估計的系數；μ———隨機擾動(dòng)項。變量取對數主要是為了消除時(shí)間序列數據的異方差，但并不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。在指標的選取上，經(jīng)濟增長(cháng)以國民生產(chǎn)總值表示。根據上文的分析，ＮＭ以保險服務(wù)和其他金融服務(wù)貿易額之和計算；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。數據來(lái)源于１９９７—２０１１年《中國統計年鑒》、《中國國際收支平衡表》以及《中國金融年鑒》并經(jīng)過(guò)計算整理。由于樣本數據為時(shí)間序列數據，因此首先進(jìn)行單位根檢驗以確定數據的平穩性，為避免時(shí)間序列的非平穩性所導致的“偽回歸”，采用協(xié)整檢驗來(lái)說(shuō)明其長(cháng)期均衡關(guān)系。最后，進(jìn)行Ｇｒａｎｇｅｒ檢驗，驗證變量之間的前因后果的推動(dòng)關(guān)系。分析過(guò)程借助軟件Ｅｖｉｅｗｓ６０進(jìn)行。

　　模型檢驗與數據分析

　　平穩性檢驗。由于時(shí)間序列數據的動(dòng)態(tài)路徑不僅有可預測的成分，還含有隨機的成分，容易產(chǎn)生單位根，導致偽回歸，因此本文采用ＡＤＦ法檢驗法（Ｄｉｃｋｅｙ＆Ｆｕｌｌｅｒ，１９８１）進(jìn)行平穩性檢驗［９］。該方法通過(guò)在回歸方程右邊加入因變量的滯后差分項來(lái)控制高階序列相關(guān)。為了對常數項、時(shí)間趨勢項及存在的單位根作檢驗，可根據參數α，β和γ是否為零的假設進(jìn)行檢驗。方程中加入ｐ個(gè)滯后項是為了使殘差項εｔ成為白噪聲序列。最優(yōu)滯后長(cháng)度ｐ可根據ＡＩＣ準則和ＳＣ準則確定，選擇ＡＩＣ和ＳＣ為最小的滯后階數。由于ＡＤＦ統計量的分布是非標準的，可用Ｍａｃｋｏｎｎｏｎ臨界值進(jìn)行判斷。變量ｌｎＧＤＰ，ｌｎＮＭ，ｌｎＦＩ序列的平穩性檢驗結果如表１所示。從表１中看出，雖然時(shí)間序列ＬＧＤＰ、ＬＭＮ和ＬＦＩ是非平穩的，但其一階差分是平穩的，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。時(shí)間序列回歸前需檢驗各變量是否存在協(xié)整關(guān)系。從經(jīng)濟上而言，協(xié)整關(guān)系表明經(jīng)濟變量之間短期受隨機擾動(dòng)項影響可能偏離均值，但隨著(zhù)時(shí)間的推移將會(huì )回到均衡狀態(tài)。本文是多元變量的檢驗，因此采用極大似然法（Ｊｏｈｎａｎｓｅｎ＆Ｊｕｓｅｌｉ玻酰螅１９９０）進(jìn)行檢驗［１０］�？梢钥闯鰞煞N模式的金融服務(wù)對于ＧＤＰ都存在著(zhù)正效用，跨境交付模式的金融服務(wù)貿易每增長(cháng)１單位，將帶動(dòng)ＧＤＰ０３４單位的增長(cháng)量，而商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易每增長(cháng)１單位，將顯著(zhù)帶動(dòng)ＧＤＰ１８８單位的增長(cháng)量。

　�。牵颍幔睿纾澹驒z驗。由于協(xié)整檢驗僅僅是對變量是否存在長(cháng)期均衡關(guān)系的檢驗，而因果關(guān)系還需以Ｇｒａｎｇｅｒ（１９６９）的檢驗方法進(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的變化應當發(fā)生在ｙ的變化之前。即如果說(shuō)“ｘ是引起ｙ變化的原因”，則在做ｙ對其他變量的回歸時(shí)，ｘ的滯后值能顯著(zhù)地改進(jìn)對ｙ的預測，就認為ｘ是ｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。根據ＡＩＣ準則確定各變量滯后階數為２，對變量進(jìn)行Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗，結果如表２所示。從結果看，ｌｎＮＭ是ｌｎＧＤＰ單向的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，ｌｎＮＭ是ｌｎＦＩ單向的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。

　　結論

　　我國金融服務(wù)貿易與經(jīng)濟增長(cháng)在樣本區間內是非平穩的，但變量的一階差分是平穩的，它們之間存在長(cháng)期均衡關(guān)系，各變量通過(guò)長(cháng)期均衡關(guān)系相互影響。結合協(xié)整方程結果，金融服務(wù)貿易對經(jīng)濟增長(cháng)具有正相關(guān)效應，跨境交付模式的金融服務(wù)貿易每增加１單位，將引起經(jīng)濟增長(cháng)０３４單位的變化，而商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易每增加１單位，將引起經(jīng)濟增長(cháng)１８８單位的變化�？缇辰桓逗蜕虡I(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易、經(jīng)濟增長(cháng)之間存在單向Ｇｒａｎｇｅｒ因果關(guān)系�？缇辰桓赌Ｊ降慕鹑诜�務(wù)貿易是經(jīng)濟增長(cháng)的單向原因，并且促進(jìn)了商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿易的增長(cháng)。

　　綜上，金融服務(wù)貿易是世界經(jīng)濟和金融發(fā)展的重要組成部分，“在當今的國際經(jīng)濟交易中９０％以上是金融交易”（張小鋒等，２００９），國際金融服務(wù)貿易對經(jīng)濟發(fā)展的作用日益加強。因此，應調整服務(wù)貿易政策，完善金融體制，推動(dòng)金融服務(wù)的現代化［１２］，同時(shí)改善金融服務(wù)貿易發(fā)展的軟環(huán)境，最大化地實(shí)現金融服務(wù)貿易自由化，促進(jìn)我國金融服務(wù)貿易的發(fā)展，有效培育新的經(jīng)濟增長(cháng)點(diǎn)。

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