金融服務貿易進展對經濟的作用探究

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本文作者：崔艷娟、趙琛、徐曉飛 單位：東北財經大學、大連工業大學、國際教育學院

林潔（2009）運用面板數據驗證了金融服務貿易總額、出口以及進口與經濟增長的協整關系［5］。陳恩、黃桂良（2010）以香港地區為樣本，認為金融服務貿易發展對經濟增長具有促進作用［6］。Y．J．Cui和F．Y．Shen（2011）根據中國1997—2010年數據對金融服務貿易與經濟增長的關系進行了分析，研究結果表明，金融服務貿易與經濟增長之間存在正相關關系［7］。這些研究為金融服務貿易與經濟增長關系的相關研究提供了重要的參考與借鑒。本文將商業存在模式引入金融服務貿易，根據1997—2011年我國經濟增長與金融服務貿易相關時間序列數據構建多元回歸模型，運用協整檢驗和格蘭杰檢驗對我國金融服務貿易分模式與經濟增長的關系進行計量分析，說明金融服務貿易與經濟增長的關系，以促進金融服務貿易與經濟增長的協調發展。

我國金融服務貿易發展

跨境交付模式的金融服務貿易。跨境交付模式的金融服務貿易即本國金融機構在國內為境外消費提供的金融服務，這些內容主要記錄于國際收支平衡表中服務貿易賬戶中的保險與其他金融服務子項。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，其中統計了保險服務和其他金融服務的國際貿易額。跨境交付形式的金融服務貿易數據可以由這兩者的相關數據整理獲得。我國自2001年入世后，金融服務（包括保險和金融項目）貿易取得重大進步。根據國家外匯管理局公布的國際收支平衡表數據顯示，2011年我國金融服務貿易總額達227億美元，保險服務貿易額15億美元。我國保險服務貿易額增長迅速，但是由于目前我國在資本方面仍實行較為嚴格的管制，所以增長較為緩慢，并且短期內也不會有太大的增長。

商業存在模式的金融服務貿易。商業存在模式的金融服務貿易是外資金融機構在東道國進行的金融服務，與上述跨境交付模式的金融服務貿易不同的是，相關數據無法在一國的國際收支平衡表中直接獲得。由于銀行業在我國金融業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和外資銀行在華資產來反映我國商業存在模式的金融服務貿易狀況。根據銀監會統計，截至2011年末，在華外國銀行類金融機構營業性機構資產總額增長236％。45個國家和地區的181家銀行在華設立209家代表處；14個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家外商獨資財務公司；26個國家和地區的77家外國銀行在華設立94家分行。外資銀行在我國27個省（市、區）50個城市設立機構網點，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在其所在城市轄內外向型企業密集市縣設立支行。中資銀行業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im銀行、澳門誠興銀行等的股權。截至2011年，我國政策性銀行及國家開發銀行設立6家海外機構，參股2家境外機構；5家大型商業銀行設立105家海外機構，收購（或）參股10家境外機構；8家中小商業銀行設立14家海外機構，2家中小商業銀行收購（或）參股5家境外機構［8］。

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

模型建立與樣本數據

為檢驗金融服務貿易對經濟增長的作用，構建包含商業存在及跨境交付兩種模式的金融服務貿易模型為lnGDP＝β1lnNM＋β2lnFI＋μ（1）式中：GDP———經濟增長；NM———跨境交付模式的金融服務貿易；FI———商業存在模式的金融服務貿易；β1，β2———待估計的系數；μ———隨機擾動項。變量取對數主要是為了消除時間序列數據的異方差，但并不改變變量之間的協整關系。在指標的選取上，經濟增長以國民生產總值表示。根據上文的分析，NM以保險服務和其他金融服務貿易額之和計算；FI以中資銀行海外資產和外資銀行在華資產之和表示。數據來源于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》并經過計算整理。由于樣本數據為時間序列數據，因此首先進行單位根檢驗以確定數據的平穩性，為避免時間序列的非平穩性所導致的“偽回歸”，采用協整檢驗來說明其長期均衡關系。最后，進行Granger檢驗，驗證變量之間的前因后果的推動關系。分析過程借助軟件Eviews60進行。

模型檢驗與數據分析

平穩性檢驗。由于時間序列數據的動態路徑不僅有可預測的成分，還含有隨機的成分，容易產生單位根，導致偽回歸，因此本文采用ADF法檢驗法（Dickey＆Fuller，1981）進行平穩性檢驗［9］。該方法通過在回歸方程右邊加入因變量的滯后差分項來控制高階序列相關。為了對常數項、時間趨勢項及存在的單位根作檢驗，可根據參數α，β和γ是否為零的假設進行檢驗。方程中加入p個滯后項是為了使殘差項εt成為白噪聲序列。最優滯后長度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，可以進一步判斷協整關系和因果關系。

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

Granger檢驗。由于協整檢驗僅僅是對變量是否存在長期均衡關系的檢驗，而因果關系還需以Granger（1969）的檢驗方法進行判斷［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

我國金融服務貿易與經濟增長在樣本區間內是非平穩的，但變量的一階差分是平穩的，它們之間存在長期均衡關系，各變量通過長期均衡關系相互影響。結合協整方程結果，金融服務貿易對經濟增長具有正相關效應，跨境交付模式的金融服務貿易每增加1單位，將引起經濟增長034單位的變化，而商業存在模式的金融服務貿易每增加1單位，將引起經濟增長188單位的變化?？缇辰桓逗蜕虡I存在模式的金融服務貿易、經濟增長之間存在單向Granger因果關系。跨境交付模式的金融服務貿易是經濟增長的單向原因，并且促進了商業存在模式的金融服務貿易的增長。

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