崔艷娟， 趙 琛， 徐曉飛

(1. 東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院， 遼寧 大連 116025； 2. 大連工業(yè)大學(xué) a. 管理學(xué)院， b. 國際教育學(xué)院， 遼寧 大連 116034)

1986年開始的GATT烏拉圭回合談判首次提出金融服務(wù)貿(mào)易的概念，并不斷地發(fā)展完善。1994年GATS中《金融服務(wù)附錄》給出的具體解釋是：金融服務(wù)貿(mào)易是由一成員國的金融服務(wù)提供者向另一成員方提供任何與金融相關(guān)的服務(wù)，包括所有保險和保險相關(guān)服務(wù)以及所有銀行及其他金融服務(wù)。金融服務(wù)提供者包括提供金融服務(wù)的法人和自然人，但不包括在行使政府職能的過程中提供金融服務(wù)的公共機構(gòu)，如中央銀行和金融監(jiān)管機構(gòu)。根據(jù)GATS對金融服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)定義和提供方式，金融服務(wù)貿(mào)易可分為4種模式：跨境交付、境外消費、商業(yè)存在、自然人流動[1]。

在國內(nèi)外已有的研究中，基本是將金融服務(wù)貿(mào)易作為服務(wù)貿(mào)易內(nèi)容之一，研究其與經(jīng)濟增長的關(guān)系，如Ricard(1988)、Kubo(1998)在貨物貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的理論基礎(chǔ)上，得出服務(wù)貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的結(jié)論；Heir和Samusen(1985)以規(guī)模經(jīng)濟與不完全競爭的理論為基礎(chǔ)，驗證了服務(wù)貿(mào)易能促進經(jīng)濟增長的結(jié)論[2]。我國學(xué)者韓振國等(2009)利用時間序列數(shù)據(jù)對于國際服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究[3]。張小鋒等(2009)運用計量經(jīng)濟方法驗證了金融服務(wù)貿(mào)易進口對我國經(jīng)濟增長有明顯推動作用[4]。林潔(2009)運用面板數(shù)據(jù)驗證了金融服務(wù)貿(mào)易總額、出口以及進口與經(jīng)濟增長的協(xié)整關(guān)系[5]。陳恩、黃桂良(2010)以香港地區(qū)為樣本，認為金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展對經(jīng)濟增長具有促進作用[6]。Cui Y.J.和Shen F.Y.(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)濟增長的關(guān)系進行了分析，研究結(jié)果表明，金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系[7]。這些成果為金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(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，運用協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗對我國金融服務(wù)貿(mào)易分模式與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行計量分析，說明金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(guān)系，以促進金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展。

一、我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展

1. 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)易即本國金融機構(gòu)在國內(nèi)為境外消費提供的金融服務(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。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?？缇辰桓缎问降慕鹑诜?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)(包括保險和金融項目)貿(mào)易取得重大進步。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行較為嚴格的管制，所以增長較為緩慢，并且短期內(nèi)也不會有太大的增長。

2. 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)易是外資金融機構(gòu)在東道國進行的金融服務(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構(gòu)營業(yè)性機構(gòu)資產(chǎn)總額增長23.6%。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家外商獨資銀行(下設(shè)245家分行)、2家合資銀行(下設(shè)7家分行和1家附屬機構(gòu))、1家外商獨資財務(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)立機構(gòu)網(wǎng)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(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Halim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家海外機構(gòu)，參股2家境外機構(gòu)；5家大型商業(yè)銀行設(shè)立105家海外機構(gòu)，收購(或)參股10家境外機構(gòu)；8家中小商業(yè)銀行設(shè)立14家海外機構(gòu)，2家中小商業(yè)銀行收購(或)參股5家境外機構(gòu)[8]。

3. 境外消費和自然人流動模式的金融服務(wù)貿(mào)易

境外消費模式的金融服務(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、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(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。

圖1 1997—2011年我國金融服務(wù)貿(mào)易額注：商業(yè)存在的金融服務(wù)貿(mào)易按當年匯率水平折算。

二、模型建立與樣本數(shù)據(jù)

為檢驗金融服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用，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

ln GDP=β1ln NM+β2ln FI+μ

(1)

式中：GDP——經(jīng)濟增長；

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——隨機擾動項。

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。

在指標的選取上，經(jīng)濟增長以國民生產(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)，因此首先進行單位根檢驗以確定數(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)整檢驗來說明其長期均衡關(guān)系。最后進行Granger檢驗，驗證變量之間的前因后果的推動關(guān)系。分析過程借助軟件Eviews 6.0進行。

三、模型檢驗與數(shù)據(jù)分析

1. 平穩(wěn)性檢驗

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，還含有隨機的成分，容易產(chǎn)生單位根，導(dǎo)致偽回歸，因此本文采用ADF檢驗法(Dickey & Fuller，1981)進行平穩(wěn)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(guān)，如式(2)所示：

(2)

式中：Δyt——滯后項，Δyt=yt-yt-1；

α——常數(shù)；

t——時間趨勢項；

εt——殘差項(隨機擾動項)。

為了對常數(shù)項、時間趨勢項及存在的單位根作檢驗，可根據(jù)參數(shù)α，β和γ是否為零的假設(shè)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(yōu)滯后長度p可根據(jù)AIC準則和SC準則確定，選擇AIC和SC為最小的滯后階數(shù)。由于ADF統(tǒng)計量的分布是非標準的，可用Mackonnon臨界值進行判斷。

變量ln GDP，ln NM，ln FI序列的平穩(wěn)性檢驗結(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，可以進一步判斷協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系。

表1 ADF檢驗結(jié)果

注：*、**、***分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；D()表示相應(yīng)序列的一階差分。

2. 協(xié)整檢驗

時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(tài)。本文是多元變量檢驗，因此采用極大似然法(Johnansen & Juselius，1990)進行檢驗[10]。檢驗?zāi)Ｐ蜑?/p>

Yt=π0+π1Yt-1+…+πmYt-m+εt

(3)

式中：Yt=(Y1t，Y2t，…，Ymt)；

π0——m×1階向量；

πm——m×m矩陣，m=1，2，…，n，n為滯后階數(shù)，可由AIC或SC準則確定。

本文選擇最大特征根檢驗，原假設(shè)(H0)：最多有r個線性無關(guān)協(xié)整向量，檢驗統(tǒng)計量為

TR=-Tln(1-λr+1)

(4)

式中，λr+1為特征根，如大于臨界值，則拒絕原假設(shè)。

根據(jù)Eviews 6.0輸出，在5%的水平下，變量間存在協(xié)整關(guān)系，即經(jīng)濟增長GDP與金融服務(wù)貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。協(xié)整方程為

ln GDP=5.439 298+1.881 477ln NM+0.343 180ln FI

(5)

t=(1.557 642) (1.806 106) (0.400 436)

p=[0.145 3] [0.096 0] [0.695 9]

R2=0.676 306 調(diào)整后的R2=0.622 357

DW=1.859 443

由此可以看出，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GDP 0.34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GDP 1.88單位的增長量。

3. Granger檢驗

由于協(xié)整檢驗僅僅是對變量是否存在長期均衡關(guān)系的檢驗，而因果關(guān)系還需以Granger(1969)檢驗方法進行判斷[11]。其基本思想是：對于變量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，如果x的滯后值能顯著地改進對y的預(yù)測，就認為x是y的Granger原因。

根據(jù)AIC準則確定各變量滯后階數(shù)為2，對變量進行Granger因果檢驗，結(jié)果如表2所示。從結(jié)果看，ln NM是ln GDP單向的Granger原因，ln NM是ln FI單向的Granger原因。

表2 Granger因果檢驗結(jié)果

注：*表示10%的顯著性水平。

四、結(jié) 論

(1) 我國金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長在樣本區(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。

(2) 結(jié)合協(xié)整方程結(jié)果，金融服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長具有正相關(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)濟增長0.34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)濟增長1.88單位的變化。

(3) 跨境交付和商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易、經(jīng)濟增長之間存在單向Granger因果關(guān)系?？缇辰桓赌Ｊ降慕鹑诜?wù)貿(mào)易是經(jīng)濟增長的單向原因，并且促進了商業(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(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展的作用日益加強。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，同時改善金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的軟環(huán)境，最大化地實現(xiàn)金融服務(wù)貿(mào)易自由化，促進我國金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，有效培育新的經(jīng)濟增長點。

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