李華敏等

摘 要：基于服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度的算法，選取中國2000—2012年相關(guān)數(shù)據(jù)，分析金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的溢出效應(yīng)。結(jié)果表明：短期內(nèi)，金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)沒有影響，不存在溢出效應(yīng)；長期內(nèi)，金融發(fā)展能顯著促進服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，但其溢出效應(yīng)具有滯后性；金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)存在單向因果關(guān)系，服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)不會影響金融發(fā)展?；诖?，實現(xiàn)中國金融業(yè)發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)長期可持續(xù)溢出效應(yīng)，應(yīng)完善金融體系，做大做強金融業(yè)；合理引導(dǎo)金融機構(gòu)貸款投放，加大信貸支持；推進多層次資金市場，拓寬投融資渠道。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；服務(wù)貿(mào)易；出口復(fù)雜度；出口結(jié)構(gòu)

中圖分類號：F746 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）01-0084-06

一、引言

從經(jīng)濟增長的推動力角度看，服務(wù)業(yè)終將逐步取代工業(yè)而成為一國經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要推動力。目前，全球貿(mào)易結(jié)構(gòu)正從貨物貿(mào)易逐步向服務(wù)貿(mào)易傾斜，服務(wù)貿(mào)易已迅速發(fā)展成一種繼對外直接投資和貨物貿(mào)易之外的非常重要的國際經(jīng)濟活動，一國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展逐漸成為衡量該國國際競爭能力和國際分工地位的重要指標之一。在這樣的全球服務(wù)貿(mào)易迅速發(fā)展趨勢下，中國的服務(wù)貿(mào)易也快速發(fā)展。聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UNCTAD）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2000年中國服務(wù)貿(mào)易進出口總額為664.61億美元，2012年達到4 730.37億美元，2000—2012年中國服務(wù)貿(mào)易的年均增長率高達18.21%，遠遠超過2000—2012年世界服務(wù)貿(mào)易的年均增長率9.41%；其中，中國服務(wù)貿(mào)易出口額從2000年的304.31億美元上升至2012年的1 909.39億美元，2000—2012年年均增長率為17.26%，同時間段，世界服務(wù)出口貿(mào)易年均增長率僅為9.63%，中國服務(wù)貿(mào)易出口占全球服務(wù)貿(mào)易出口比重從2000年的2.00%提高到2012年的4.32%；旅游服務(wù)出口、運輸服務(wù)出口、其他服務(wù)①出口在中國服務(wù)貿(mào)易出口中所占比重分別從2000年的53.34%、12.06%、34.60%轉(zhuǎn)變?yōu)?012年的26.79%、20.43%、52.78%。數(shù)據(jù)表明中國在實現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易規(guī)模擴張的同時，其服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)已開始從傳統(tǒng)服務(wù)出口為主逐漸向現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易出口比例不斷增大的趨勢轉(zhuǎn)變。

一國或一地區(qū)金融業(yè)的有效發(fā)展，一方面能刺激儲蓄，將儲蓄轉(zhuǎn)變?yōu)橥顿Y；另一方面能提供更多的外部融資，提高一國或地區(qū)資本稟賦積累，降低融資成本，從而促進資本密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)；此外，金融業(yè)的有效發(fā)展能為技術(shù)創(chuàng)新提供人力資本投資、研究與開發(fā)費用投資和實物投資，從而間接促進一國或地區(qū)技術(shù)知識密集型產(chǎn)品比較優(yōu)勢的形成；在出口過程中，金融業(yè)的有效發(fā)展為出口企業(yè)應(yīng)對國際資信風(fēng)險、匯率風(fēng)險、市場風(fēng)險等出口風(fēng)險提供風(fēng)險轉(zhuǎn)移保障。自1994年開始金融業(yè)全面配套改革以來，1999年中國金融業(yè)開始新一輪的快速增長，2007年金融業(yè)增加額同比增長52.33%，2008年和2009年其增長勢頭有所放緩，2010年開始，中國金融業(yè)增加額恢復(fù)大幅度增長。2000—2012年，中國金融規(guī)?？偭竣趶?04 933.07億元增長至2 087 473.10億元，增長倍數(shù)接近6倍，可以相信，中國金融業(yè)在一定程度上已實現(xiàn)有效發(fā)展。

靈活有效的金融市場可為服務(wù)業(yè)出口企業(yè)提供資本、融資平臺支持，引導(dǎo)資本進入服務(wù)業(yè)，使資本成為相對便宜和富裕的要素投入生產(chǎn)，從而改變對外貿(mào)易的比較優(yōu)勢，實現(xiàn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，即從勞動密集型和資源密集型產(chǎn)品出口為主向資本技術(shù)知識密集型產(chǎn)品出口為主的趨勢轉(zhuǎn)變。因此，在中國服務(wù)貿(mào)易和金融業(yè)迅速發(fā)展趨勢下，本文擬以金融發(fā)展為切入點，研究中國金融業(yè)發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的溢出效應(yīng)。

二、文獻綜述

隨著對外貿(mào)易和金融的迅速發(fā)展，國內(nèi)外學(xué)者在對外貿(mào)易與金融的關(guān)系、對外貿(mào)易對金融發(fā)展的影響、金融發(fā)展對對外貿(mào)易的影響三方面進行了大量研究。在金融發(fā)展對對外貿(mào)易的影響研究上，早在1987年國外學(xué)者Kletzer和Bandhan在赫克歇爾-俄林（H-O）模型的基礎(chǔ)上，從資源配置角度研究金融發(fā)展程度對兩國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，認為高度依賴外源融資發(fā)展的行業(yè)在信貸約束較低的國家的生產(chǎn)上具有比較優(yōu)勢，而低度依賴外源融資發(fā)展的行業(yè)在信貸約束較高的國家進行專業(yè)化生產(chǎn)并出口。Beck（2003）[1]也從資源配置角度研究金融發(fā)展對一國貿(mào)易的影響，基于56個國家36個行業(yè)的數(shù)據(jù)建立模型，實證分析結(jié)果與Kletzer和Bandhan得出的結(jié)論相同，金融發(fā)達的國家中依賴外源融資的行業(yè)擁有出口比較優(yōu)勢，且認為是技術(shù)因素決定了行業(yè)對外源融資的依賴程度。Becker等（2013）[2]從企業(yè)角度研究金融發(fā)展、固定成本和貿(mào)易的關(guān)系，認為出口需要巨大的前期成本，一國發(fā)達的金融體系能實現(xiàn)企業(yè)外部融資，從而促進一國的出口水平。Hur等（2006）[3]利用42個國家27個行業(yè)的行業(yè)數(shù)據(jù)分析認為金融發(fā)展程度高的國家中擁有更多無形資產(chǎn)的行業(yè)具有高出口份額和貿(mào)易順差。

國內(nèi)學(xué)者在我國金融發(fā)展對外貿(mào)的影響研究上進行了大量的實證分析和少量的理論綜述研究。陳建國和楊濤（2005）[4]利用1992—1999年數(shù)據(jù)分析金融發(fā)展對中國出口結(jié)構(gòu)升級的影響，結(jié)果表明在該時間段內(nèi)金融發(fā)展的滯后和金融的低效率制約中國出口結(jié)構(gòu)的升級。張曉濤等（2012）[5]在更長的時間區(qū)間內(nèi)研究金融發(fā)展對中國出口商品結(jié)構(gòu)的影響，認為金融發(fā)展規(guī)模的擴大能顯著促進出口商品結(jié)構(gòu)升級。國內(nèi)學(xué)者還進一步將研究視角擴展到金融發(fā)展對區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易和具體產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易的影響，陳恩和黃桂良（2009）[6]表明金融發(fā)展對廣東對外貿(mào)易有顯著促進作用，但存在明顯的區(qū)域差異。楊丹萍和毛江楠（2010）[7]認為金融發(fā)展對中國紡織業(yè)進出口貿(mào)易有顯著的促進作用。近年來，國內(nèi)學(xué)者也越來越關(guān)注金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易的影響，馬琳（2013）[8]認為現(xiàn)階段中國金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易進出口具有單向的顯著促進作用。林發(fā)彬（2011）[9]用金融中介率或貸款運用效率衡量的金融發(fā)展對中國服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的影響具有明顯的行業(yè)差異。李丹（2012）[10]以美國為例研究資本積累對服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，認為資本投入可通過推動技術(shù)進步和人力資本積累進而推動服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

國內(nèi)學(xué)者一般基于以下幾種視角研究服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)：或基于生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易出口和消費性服務(wù)貿(mào)易出口在服務(wù)貿(mào)易出口中所占比重研究服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)；或從傳統(tǒng)服務(wù)和新型服務(wù)貿(mào)易出口在服務(wù)貿(mào)易出口中所占比重的角度研究服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)；或基于產(chǎn)業(yè)內(nèi)服務(wù)貿(mào)易出口和產(chǎn)業(yè)間服務(wù)貿(mào)易出口在服務(wù)貿(mào)易出口中所占比重的視角研究服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)；或從運輸服務(wù)出口、旅游服務(wù)出口和其他服務(wù)出口在服務(wù)貿(mào)易中所占比重分析服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)；或基于服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度分析服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)。其中，運用的最多的是基于從運輸服務(wù)、旅游服務(wù)和其他服務(wù)在服務(wù)貿(mào)易中所占比重分析服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)，如劉麗慧等（2013）[11]從該視角研究服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)。而近年來很多學(xué)者對運用出口復(fù)雜度衡量一國或地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)的方法展開了大量的理論和實證分析，并且，焦點已慢慢轉(zhuǎn)向?qū)Ψ?wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度的測度和分析上。黃永明和張文潔（2012）[12]認為國家層次的出口復(fù)雜度能衡量一國出口商品結(jié)構(gòu)和資本技術(shù)知識稟賦，一國出口商品的出口復(fù)雜度越高，則出口商品的附加值和技術(shù)水平越高。董直慶和夏小迪（2010）[13]基于服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度研究中國服務(wù)貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題。戴翔（2012）、張雨（2012）[14]和Mishra等（2011）[15]借鑒Hausmann等（2007）[16]提出的制成品出口復(fù)雜度測度方法度量中國服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度。

由國內(nèi)外研究結(jié)果可以看出，發(fā)達的金融市場為行業(yè)出口提供資本、融資平臺支持，促進無形資產(chǎn)高的行業(yè)的出口，對貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級具有正的溢出效應(yīng)。在金融業(yè)和服務(wù)貿(mào)易將成為經(jīng)濟發(fā)展主題的中國，本文試圖基于服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度的算法，研究金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的短期和長期溢出效應(yīng)，探討金融發(fā)展對我國服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢變遷的影響。

三、變量選取及數(shù)據(jù)說明

（一）變量選取

本文試圖用服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度（ES）衡量服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)。出口復(fù)雜度的測度方法有收入和出口相似度兩種指標，收入指標假設(shè)一國或地區(qū)出口產(chǎn)品的技術(shù)和質(zhì)量水平與該國或地區(qū)的收入相關(guān)，出口復(fù)雜度是該國或地區(qū)的人均收入的加權(quán)平均數(shù)，權(quán)重為該國或地區(qū)的出口相對比重；而出口相似度指標從一國或地區(qū)出口產(chǎn)品與發(fā)達國家或地區(qū)出口商品集的相似程度角度衡量該國的出口復(fù)雜度[12]。在服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度的測度上，戴翔（2012）、張雨（2012）[14]和Mishra等（2011）[15]借鑒Hausmann等（2007）提出的制成品出口復(fù)雜度測度方法度量中國服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度。因此，本文同樣借鑒Hausmann等（2007）提出的收入指標測度中國服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度，該方法分兩步進行，首先測算服務(wù)貿(mào)易出口中各分項的出口復(fù)雜度指數(shù)（TSI），公式如下：

然后測算一國或地區(qū)的服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度（ES），公式如下：

其中，ES（Export Sophistication）為一國服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度，exk表示一國服務(wù)貿(mào)易分項k的出口額，EX表示該國服務(wù)貿(mào)易出口總額，TSIk表示服務(wù)貿(mào)易出口分項k的出口復(fù)雜度指數(shù)。

本文選取能衡量中國服務(wù)貿(mào)易出口商品結(jié)構(gòu)的服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度作為被解釋變量，選取中國金融業(yè)發(fā)展程度為解釋變量。除了受金融業(yè)發(fā)展的影響，服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度還可能受該國技術(shù)和外商直接投資的影響。因此，為使模型準確反映一國金融業(yè)發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度的影響程度，本文也將技術(shù)和外商直接投資作為解釋變量納入模型中。

戈氏金融相關(guān)比率（FIR）是一國在某時點的全部金融資產(chǎn)與全部實物資產(chǎn)的比值，戈氏金融相關(guān)比率不僅能衡量一國金融規(guī)模的擴張，還能衡量金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度。因此，本文用戈氏金融相關(guān)比率（FIR）指標衡量中國金融業(yè)發(fā)展，計算公式如下：

其中，M2表示廣義貨幣存量，L為金融機構(gòu)貸款余額，S為股票市價總值、債券余額和保費收入之和，GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值。

用第三產(chǎn)業(yè)外商直接投資額與外商直接投資總額的比值衡量中國服務(wù)業(yè)外商直接投資，用FDI表示；用研究與試驗發(fā)展（R&D）投入衡量中國技術(shù)水平，用TC表示。

（二）數(shù)據(jù)說明

在測算服務(wù)貿(mào)易出口分項的出口復(fù)雜度指數(shù)（TSI）時，需使用世界上所有國家的服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)，但數(shù)據(jù)的獲取比較困難且工作量太大，因此，本文選取2011年服務(wù)貿(mào)易出口額在世界服務(wù)貿(mào)易出口中排名居前60名的國家和地區(qū)的服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，鑒于樣本數(shù)據(jù)的可獲性，最終選定的樣本國家和地區(qū)為45個③，45個國家和地區(qū)的服務(wù)貿(mào)易出口總額占世界服務(wù)貿(mào)易出口總額為85.94%。2004—2011年樣本國家和地區(qū)的11項服務(wù)貿(mào)易分項出口數(shù)據(jù)源自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UNCTAD），人均GDP數(shù)據(jù)源自世界銀行數(shù)據(jù)庫，用計算的2004—2011年各服務(wù)貿(mào)易分項出口復(fù)雜度指數(shù)（TSI）的均值測度2000—2012年中國服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度（ES）[15]，2000—2012年中國服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UNCTAD）。

在測算戈氏金融相關(guān)比率（FIR）時，2000—2012年M2、金融機構(gòu)貸款余額、股票市價總值和GDP數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和中國人民銀行網(wǎng)站，債券余額數(shù)據(jù)由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和中國債券信息網(wǎng)站相關(guān)數(shù)據(jù)整理得到，保費收入數(shù)據(jù)來自歷年《中國金融統(tǒng)計年鑒》和中國保監(jiān)會網(wǎng)站。FDI數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和中國商務(wù)部網(wǎng)站；TC數(shù)據(jù)來自歷年國家統(tǒng)計局全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報。

四、實證分析

為探討中國服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展、技術(shù)、外商直接投資之間是否存在長期均衡和短期動態(tài)關(guān)系，特別是金融發(fā)展對中國服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的長期均衡和短期動態(tài)影響，即“溢出效應(yīng)”，本文使用Eviews5.0軟件對各變量指標進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗等。對變量指標取自然對數(shù)后不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中可能存在的異方差現(xiàn)象，因此，對變量指標ES、FIR、FDI、TC作對數(shù)處理，分別記為LES、LFIR、LFDI、LTC。

（一）平穩(wěn)性檢驗

為避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，在回歸分析之前先對變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF單位根檢驗對時間序列LES、LFIR、LFDI、LTC進行平穩(wěn)性檢驗，ADF單位根檢驗結(jié)果如表1。

由表1可得，LES、LFIR、LFDI、LTC變量均為非平穩(wěn)時間序列，在10%的顯著性水平下，四個變量的一階差分為平穩(wěn)時間序列，因此可進一步進行協(xié)整檢驗，以判斷各變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗

本文采用Johansen跡檢驗法對LES與LFIR、LFDI、LTC三組變量間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表2。

由表2可得，LES與LFIR、LES與LFDI、LES與LTC三組變量在5%的顯著性水平上均拒絕了協(xié)整方程個數(shù)為0的原假設(shè)，不能拒絕協(xié)整方程個數(shù)為1的假設(shè)，因此，三組變量都存在協(xié)整關(guān)系，可用普通最小二乘法（OLS）估計LES與LFIR、LFDI、LTC間的長期動態(tài)均衡關(guān)系，建立并估計協(xié)整模型。

LESt=？茁0+？茁1LFIRt+？茁2LFDIt+？茁3LTCt+？著t（4）

其中，？茁0為常數(shù)項，？著t為誤差項。用最小二乘法（OLS）估計得協(xié)整模型為：

從模型（5）可看出，模型的擬合優(yōu)度達0.909，擬合效果較好，三變量在10%的顯著性水平下均通過了t檢驗，各解釋變量的系數(shù)較為合理。具體而言，在長期內(nèi)，服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)（LES）與金融發(fā)展（LFIR）、外商直接投資（LFDI）、技術(shù)水平（LTC）呈正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展、外商直接投資和技術(shù)水平是中國服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響因素，其中，中國金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)具有長期溢出效應(yīng)，金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)改善1%，服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)將優(yōu)化0.031%。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為進一步檢驗LES與LFIR、LFDI、LTC變量間的因果關(guān)系，本文采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法，檢驗結(jié)果如表3。

由表3可知，在滯后階數(shù)為3的條件下，金融業(yè)發(fā)展、外商直接投資、技術(shù)水平的變化是服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)變化的原因，但服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)變化不是金融業(yè)發(fā)展變化的原因，金融業(yè)發(fā)展與服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)呈單向因果關(guān)系，再結(jié)合協(xié)整模型估計結(jié)果，可認為：金融業(yè)發(fā)展可促進服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化不會影響金融業(yè)的發(fā)展。

（四）誤差修正模型

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)與金融業(yè)的發(fā)展、外商直接投資、技術(shù)水平存在長期動態(tài)均衡關(guān)系，進一步采用誤差修正模型建立變量間的短期動態(tài)關(guān)系，建立誤差修正模型：

DLESt=？琢0+？琢1DFIRt-1+？琢2DLFDIt-1+？琢3DLTCt-1+？琢4ECMt-1+？著t（6）

其中，DLES、DFIR、DLFDI、DLTC分別為變量LES、FIR、LFDI、LTC的一階差分，ECM為誤差修正項，是協(xié)整模型（4）的殘差序列，？著t為誤差項。

對模型（6）進行估計，通過試驗，在短期內(nèi)，中國金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的影響不顯著，固DFIR變量未納入誤差修正模型中，最終誤差修正模型為：

從模型（7）可看出，模型的擬合優(yōu)度達0.742，擬合效果較好；各變量在10%的顯著性水平下均通過了t檢驗，各解釋變量的系數(shù)較為合理；ECM系數(shù)為-0.573，符合反向修正機制，表明當(dāng)短期波動偏離長期動態(tài)均衡時，系統(tǒng)則以0.573的調(diào)整力度將模型從偏離狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。

五 結(jié)論及建議

本文以中國金融發(fā)展為切入點，基于服務(wù)貿(mào)易出口復(fù)雜度的算法，研究金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的短期和長期溢出效應(yīng)。實證結(jié)果表明：在短期內(nèi)，金融發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)沒有影響；在長期內(nèi)，中國金融業(yè)發(fā)展與服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)存在長期動態(tài)均衡關(guān)系，金融業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的改善能促進服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，具有正的溢出效應(yīng)，但其溢出效應(yīng)具有滯后性；在滯后階數(shù)為3的情況下，金融業(yè)規(guī)模及結(jié)構(gòu)的變化是服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)變化的原因，但服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的變化不是金融業(yè)規(guī)模及結(jié)構(gòu)變化的原因，金融業(yè)發(fā)展與服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化呈單向因果關(guān)系，即金融業(yè)發(fā)展可促進服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化不會影響金融發(fā)展。

基于上述結(jié)論，為實現(xiàn)中國金融業(yè)發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的長期可持續(xù)溢出效應(yīng)，可從以下幾方面入手：

1. 完善金融體系，做大做強金融業(yè)。金融市場的有效發(fā)展與否關(guān)系到企業(yè)融資能力和成本，自1994年開始金融業(yè)全面配套改革以來，金融規(guī)模和結(jié)構(gòu)得到很大改善，但仍需進一步加大金融體系改革，通過漸進式推進金融體系的市場化和多層次金融機構(gòu)體系，完善金融體系。實現(xiàn)金融體系的市場化要求改革現(xiàn)有靠行政手段管理的利率機制，建立靈敏、反映資金供求的市場化利率體系，從而提高資金的配置效率；并積極培育高服務(wù)水平的證券公司、保險公司、信托公司及銀行等金融機構(gòu)，實現(xiàn)多層次的金融機構(gòu)體系，做大做強中國金融業(yè)，從而促進服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

2. 合理引導(dǎo)金融機構(gòu)貸款投放，加大信貸支持。根據(jù)服務(wù)貿(mào)易分項的出口復(fù)雜度指數(shù)測算結(jié)果，金融服務(wù)、專利和特許費和保險服務(wù)等屬于附加值高、技術(shù)含量高的新型服務(wù)貿(mào)易出口分項。因此，出臺相關(guān)政策法規(guī)合理引導(dǎo)金融機構(gòu)向服務(wù)業(yè)特別是新型服務(wù)業(yè)和融資能力差的中小型服務(wù)業(yè)發(fā)放貸款，同時，通過政府貼息和優(yōu)惠利率加大金融機構(gòu)對服務(wù)業(yè)特別是新型服務(wù)業(yè)和中小型服務(wù)業(yè)的信貸支持，可以為服務(wù)業(yè)企業(yè)正常穩(wěn)健運營提供資金支持，從而促進整個服務(wù)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)。

3. 推進多層次資本市場，拓寬投融資渠道。多層次資本市場的推進有助于服務(wù)業(yè)企業(yè)拓寬融資渠道，提高企業(yè)融資能力，獲得充足資金支持企業(yè)運營，從而促進服務(wù)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)[17]。在推進多層次資本市場過程中，要大力發(fā)展和完善創(chuàng)業(yè)板市場、企業(yè)債券市場、股票市場及保險市場等，使服務(wù)業(yè)企業(yè)除金融機構(gòu)貸款渠道外，還可通過發(fā)行短期融資債券、企業(yè)債券、境內(nèi)外上市發(fā)行股票、股權(quán)出讓、引進風(fēng)險投資、金融租賃等方式籌集資金。同時，應(yīng)漸進式開放民間借貸，允許民間資本流入服務(wù)業(yè)企業(yè)，拓寬民間資本投資渠道。