鄧曉虹，黃滿盈

（1．北京聯(lián)合大學(xué) 商務(wù)學(xué)院，北京 100025；2．首都師范大學(xué) 管理學(xué)院，北京 100089）

一、問題提出與文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前國際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的一個(gè)重要特點(diǎn)是，服務(wù)貿(mào)易的結(jié)構(gòu)逐漸由運(yùn)輸和旅游等傳統(tǒng)服務(wù)部門向以金融、信息和通訊等為代表的技術(shù)和知識(shí)密集型的新興服務(wù)部門過渡。其中，金融服務(wù)貿(mào)易是世界服務(wù)貿(mào)易當(dāng)中發(fā)展最快的部門之一，2003年世界金融服務(wù)出口1 022億美元，占世界服務(wù)貿(mào)易出口的比重為5．6%；2011年世界金融服務(wù)出口達(dá)到3 100億美元，占世界服務(wù)貿(mào)易出口的比重上升到7．4%，從2003－2011年，年均增長14．9%。中國金融服務(wù)業(yè)隨著對(duì)外開放的不斷深入，特別是在2001年底加入WTO之后，中國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的速度非?？?，2002年中國金融服務(wù)出口只有0．5億美元，2012年達(dá)到18．9億美元，其間年均增長43．5%。

雖然中國金融服務(wù)貿(mào)易取得了快速發(fā)展，但仍存在以下問題：（1）長期以來中國金融服務(wù)貿(mào)易處于逆差狀態(tài)。從1997－2012年，只在2001年有0．2億美元的順差，其他年份全是逆差，其中2006年逆差最大，達(dá)到7．5億美元。（2）金融服務(wù)出口占中國服務(wù)貿(mào)易出口的比重非常低。自1997年以來，金融服務(wù)出口占中國服務(wù)貿(mào)易出口的比重都沒有超過1%，1997年的比重最低，只有0．11%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平。這些問題都表明我國金融服務(wù)出口的發(fā)展還相對(duì)滯后。

針對(duì)中國金融服務(wù)出口發(fā)展相對(duì)滯后的原因，許多學(xué)者從金融服務(wù)監(jiān)管、金融服務(wù)創(chuàng)新、金融服務(wù)外包和金融服務(wù)業(yè)自身發(fā)展等方面進(jìn)行定性解釋并給出應(yīng)對(duì)思路，典型的有李敬偉和周仲飛（2002）、盧映西（2006）、趙曉旭（2007）等。更多學(xué)者則嘗試從金融服務(wù)貿(mào)易競爭力出發(fā)，對(duì)中國金融服務(wù)出口發(fā)展滯后進(jìn)行定量解釋，相關(guān)實(shí)證研究主要基于兩種思路展開：第一種是依據(jù)各類競爭力指數(shù)對(duì)中國金融服務(wù)出口競爭力進(jìn)行測度，關(guān)于這一方面的研究，學(xué)者們的結(jié)論是一致的，即中國金融服務(wù)貿(mào)易的競爭力非常弱。比如王鐵山和馮宗憲（2008）采用國際市場占有率、貿(mào)易競爭力指數(shù)和顯性比較優(yōu)勢指數(shù)三個(gè)指標(biāo)對(duì)14個(gè)經(jīng)濟(jì)體的金融服務(wù)貿(mào)易競爭力進(jìn)行了比較，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國是最缺乏競爭力的經(jīng)濟(jì)體。黃滿盈和鄧曉虹（2010）對(duì)18個(gè)經(jīng)濟(jì)體的金融服務(wù)貿(mào)易競爭力進(jìn)行了比較分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：關(guān)于跨境交付的金融服務(wù)貿(mào)易，中國的競爭力非常差，處于18個(gè)經(jīng)濟(jì)體的最后一名；關(guān)于商業(yè)存在模式下的金融服務(wù)貿(mào)易，中國雖然具備了一定的競爭力，但與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體相比，還存在很大差距。第二種是依據(jù)各種理論模型對(duì)影響中國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的因素及程度進(jìn)行識(shí)別和測度，并為促進(jìn)中國金融服務(wù)出口尋找突破口。例如，黃滿盈和鄧曉虹（2011）借鑒“鉆石模型”，通過主成分分析、回歸分析等方法對(duì)我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響因素進(jìn)行了定量分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府的作用對(duì)中國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響最大。

從現(xiàn)有研究看，針對(duì)中國金融服務(wù)出口發(fā)展滯后問題，尚未有學(xué)者從改善中國金融服務(wù)出口地區(qū)結(jié)構(gòu)的視角展開分析。也就是說，在中國眾多的金融服務(wù)出口市場當(dāng)中，哪些已經(jīng)“貿(mào)易過度”？哪些還“貿(mào)易不足”？決定中國雙邊金融服務(wù)出口的因素又是什么？本文將基于擴(kuò)展的引力模型對(duì)這些問題展開研究。具體而言，本文的研究目的主要有兩個(gè)：第一，利用引力模型解釋一個(gè)“典型”的經(jīng)濟(jì)體（包括中國）雙邊金融服務(wù)出口流量的決定，從中識(shí)別出對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口流量具有顯著性影響的因素，進(jìn)而為中國制定相關(guān)貿(mào)易政策提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)。第二，通過引力模型對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口潛力進(jìn)行測算，借此發(fā)現(xiàn)中國在雙邊金融服務(wù)出口領(lǐng)域存在的“貿(mào)易不足”或“貿(mào)易過度”現(xiàn)象，以期為中國金融服務(wù)出口地區(qū)結(jié)構(gòu)的合理布局提供參考。

二、模型、樣本和數(shù)據(jù)

（一）擴(kuò)展的引力模型

最早出現(xiàn)引力模型的實(shí)證文獻(xiàn)是Tinbergen（1962）和P?yh?nen（1963），他們認(rèn)為兩國之間的貿(mào)易量與GDP成正比，與距離（作為交易成本的代理變量）成反比。

Anderson和Wincoop（2003）進(jìn)一步指出，兩個(gè)國家間的貿(mào)易量不但取決于它們的規(guī)模和距離，還取決于它們的相對(duì)距離。即如果一對(duì)國家遠(yuǎn)離世界主要經(jīng)濟(jì)體，那么它們之間的貿(mào)易量就會(huì)大于另一對(duì)接近世界主要經(jīng)濟(jì)體的國家之間的貿(mào)易量。Head（2003）則通過舉例說明了相對(duì)距離的重要性，有兩對(duì)國家澳大利亞和新西蘭、奧地利和葡萄牙，這兩對(duì)國家的規(guī)模和距離都相當(dāng)，但由于澳大利亞和新西蘭遠(yuǎn)離世界其他國家，它們之間的貿(mào)易量是奧地利和葡萄牙之間貿(mào)易量的九倍多。因此，標(biāo)準(zhǔn)引力模型可以被擴(kuò)展為：

其中，Tij是兩個(gè)國家之間的貿(mào)易量（出口或進(jìn)口），Gi和Gj分別表示兩個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，Dij是兩個(gè)國家之間的距離，Ri和Rj分別表示兩個(gè)國家的相對(duì)距離，Eij是誤差項(xiàng)。

本文將利用OECD（2012）的雙邊金融服務(wù)貿(mào)易流量（出口數(shù)據(jù)）來估計(jì)引力模型，對(duì)面板數(shù)據(jù)，式（1）可進(jìn)一步寫為：

其中，EXPORTijt表示t期國家i對(duì)國家j的金融服務(wù)出口量，GDPit和GDPjt分別表示t期兩個(gè)國家的GDP，DISTANCEij表示兩個(gè)國家之間的距離，REMOTENESSit和REMOTENESSjt分別表示t期兩個(gè)國家的相對(duì)距離，γi、γj和γij分別表示出口國（i）固定效應(yīng)、進(jìn)口國（j）固定效應(yīng)和國家組（ij）固定效應(yīng)，δt表示時(shí)間固定效應(yīng)，εijt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

除了GDP、距離和相對(duì)距離等變量之外，本文將在已有研究的基礎(chǔ)上，在（2）式的右邊進(jìn)一步加入如下變量：兩個(gè)國家是否相鄰（ADJACENCY）、兩個(gè)國家之間是否有自由貿(mào)易協(xié)定（RTA）、兩個(gè)國家是否有共同的語言（LANGUAGE）和兩個(gè)國家之間是否有殖民聯(lián)系（COLONY）。

此外，Grünfeld和Moxnes（2003）在引力模型中加入了澳大利亞生產(chǎn)力委員會(huì)（APC）編制的貿(mào)易限制指數(shù)（TRI），由于該指數(shù)存在的一些問題，本文將采用加拿大菲莎研究所（Fraser Institute of Canada）編制的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)（Economic Freedom of the World Index，EFW）來反映一國的貿(mào)易限制水平，EFW值越大（位于0－10），表明一國的經(jīng)濟(jì)自由度越高，反過來即該國的國內(nèi)管制水平越低。本文將把EFW指數(shù)加入引力模型的右邊來檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)自由度或國內(nèi)管制水平對(duì)雙邊金融服務(wù)貿(mào)易流量的影響。

由于本文利用的是OECD 2006－2010年的面板數(shù)據(jù)，因此在最終的估計(jì)方程當(dāng)中，時(shí)間虛擬變量要保留下來，國家虛擬變量、國家組虛擬變量要去掉，否則的話會(huì)引起多重共線。由于我們的數(shù)據(jù)僅包括5個(gè)年份，還有一些重要的解釋變量是不隨時(shí)間變化的，在此，我們借鑒Kimura和Lee（2006）的做法，在這些固定效應(yīng)當(dāng)中，僅保留時(shí)間固定效應(yīng)，其他固定效應(yīng)假定為常數(shù)，即α＝γi＋γj＋γij；所以，本文最終估計(jì)的引力方程為：

其中，ADJACENCYij表示兩個(gè)國家是否相鄰虛擬變量，如果相鄰的話，該變量取值為1，否則取0。RTAij表示兩個(gè)國家是否有自由貿(mào)易協(xié)定虛擬變量，由于歐盟是目前一體化程度最高的自由貿(mào)易區(qū)，因此通過歐盟就可以反映出其他自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易的影響，如果兩個(gè)國家同屬于歐盟，那么該變量取值為1，否則取0。LANGUAGEij表示兩個(gè)國家是否有共同語言虛擬變量，如果兩個(gè)國家有共同語言，該變量取值為1，否則取0。COLONYij表示兩個(gè)國家是否有殖民聯(lián)系虛擬變量，如果兩個(gè)國家有殖民聯(lián)系，該變量取值為1，否則取0。EFWit和EFWjt分別表示t期兩個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)自由度。由于總共有5個(gè)年份，因此YEAR2006、YEAR2007、YEAR2008和YEAR2009分別表示其中的4個(gè)年份虛擬變量。α是常數(shù)項(xiàng)，εijt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）樣本

OECD（2002）首次提供了雙邊金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù)，在最新的OECD（2012）當(dāng)中，共報(bào)告了34個(gè)OECD國家及中國香港和俄羅斯的數(shù)據(jù)。本文選擇的報(bào)告國包括25個(gè)國家和地區(qū)：澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、捷克、丹麥、法國、德國、希臘、匈牙利、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、盧森堡、荷蘭、波蘭、葡萄牙、瑞典、瑞士、英國、美國、香港、俄羅斯和新加坡。其中，OECD（2012）并沒有直接提供加拿大、韓國、瑞士、英國和新加坡這5個(gè)國家的金融服務(wù)出口數(shù)據(jù)，但由于這5個(gè)國家是世界重要的金融服務(wù)出口國，因此我們用其他國家從它們進(jìn)口的數(shù)據(jù)來代替。

本文選擇的貿(mào)易伙伴國共有54個(gè)，其中既包括世界主要的發(fā)達(dá)國家，也包括主要的發(fā)展中國家，除了上述25個(gè)國家和地區(qū)外，還包括：智利、愛沙尼亞、芬蘭、冰島、以色列、墨西哥、新西蘭、挪威、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、土耳其、保加利亞、摩洛哥、埃及、尼日利亞、南非、阿根廷、巴西、烏拉圭、委內(nèi)瑞拉、沙特、中國大陸、中國臺(tái)灣、印度、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓和泰國。從25個(gè)報(bào)告國選擇的伙伴國數(shù)量不等，其中，從盧森堡和俄羅斯選取的伙伴國數(shù)量最多，有52個(gè)；從葡萄牙選取的伙伴國數(shù)量最少，只有10個(gè)；從25個(gè)報(bào)告國選擇的樣本數(shù)量共計(jì)709個(gè)。

（三）數(shù)據(jù)來源及說明

本文選擇的25個(gè)報(bào)告國的雙邊金融服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)來自于OECD數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)建立在IMF國際收支賬戶的基礎(chǔ)上，統(tǒng)計(jì)的是一國居民與非居民之間的交易，因此該數(shù)據(jù)只包括了GATS分類下的模式1（跨境交付）、模式2（境外消費(fèi)）和模式4（自然人流動(dòng)）的部分內(nèi)容，而不包括模式3（商業(yè)存在）。另外，使用該數(shù)據(jù)還有一個(gè)好處是它可以消除各個(gè)國家由于統(tǒng)計(jì)口徑不一致可能帶來的問題。對(duì)于樣本中出現(xiàn)的零貿(mào)易現(xiàn)象問題，如果處理不當(dāng)會(huì)導(dǎo)致有偏估計(jì)，對(duì)于這一問題，Helpman、Melitz和Rubinstein（2008）通過復(fù)雜的兩階段回歸來處理；Westerlund和Wilhelmsson（2011）則通過泊松固定效應(yīng)來處理。為了處理上的方便，本文借鑒Kalbasi（2001）和周念利（2012）等的做法，在雙邊貿(mào)易流量為0的情況下，其對(duì)數(shù)值均以0．025代替。

GDP數(shù)據(jù)大多來自世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫（WDI Online’Database），其中臺(tái)灣的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

DISTANCE、ADJACENCY、RTA、LANGUAGE和COLONY數(shù)據(jù)均來自CEPII數(shù)據(jù)庫。CEPII數(shù)據(jù)庫共提供了兩類距離數(shù)據(jù)：簡單距離和加權(quán)距離。其中簡單距離（包括首都之間的距離和經(jīng)濟(jì)中心之間的距離兩種方法）并不能很準(zhǔn)確地反映兩國之間的真實(shí)距離，因此本文采用其基于城市數(shù)據(jù)的加權(quán)距離。關(guān)于語言虛擬變量，CEPII數(shù)據(jù)庫共提供了兩種方法，一種是看兩個(gè)國家的官方語言是否相同，另一種則是看是否有一種語言被兩個(gè)國家9%以上的人共同使用，本文采用的是后一種方法。

關(guān)于相對(duì)距離，本文采用McCallum（1995）在研究邊界效應(yīng)時(shí)的經(jīng)典算法：REMOTENESSi＝DISTANCEim/GDPm，其中DISTANCEim表示兩個(gè)國家間的距離，數(shù)據(jù)來自CEPII數(shù)據(jù)庫，GDP數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。之后Anderson和Wincoop（2003）、Kimura和Lee（2006）在使用相對(duì)距離時(shí)也都采用了這一計(jì)算方法。

加拿大菲莎研究所提供的經(jīng)濟(jì)自由度涉及政府規(guī)模、法律體系和財(cái)產(chǎn)安全性、貨幣穩(wěn)健、國際貿(mào)易自由度和政策規(guī)制5大領(lǐng)域，由于該指數(shù)包括的內(nèi)容太多，另外由于本文研究的對(duì)象是金融服務(wù)貿(mào)易，所以本文選擇其中的第4大領(lǐng)域國際貿(mào)易自由度（Freedom to Trade Internationally）來檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)自由度或國內(nèi)管制水平對(duì)雙邊金融服務(wù)貿(mào)易流量的影響。另外，為了解決數(shù)據(jù)的可比性問題，菲莎研究所計(jì)算了一套各國以2000年為基期的可比數(shù)據(jù)，其中既包括加總EFW指數(shù)也包括5大領(lǐng)域的可比數(shù)據(jù)，本文在估計(jì)時(shí)也采用這一可比數(shù)據(jù)。

三、引力模型的估計(jì)結(jié)果

（一）引力模型的估計(jì)結(jié)果

在對(duì)引力方程進(jìn)行估計(jì)之前，我們先簡單分析一下式（3）中各變量的相關(guān)系數(shù)。從表1可以看出，大多變量間的相關(guān)系數(shù)都小于0．3，只有距離、相對(duì)距離和RTA之間的相關(guān)系數(shù)較大，為了克服這幾個(gè)變量間的相關(guān)性，我們逐步刪除方程中的不顯著變量，從而得到最終的回歸方程。

表1 變量間的相關(guān)系數(shù)

基于引力模型的經(jīng)驗(yàn)研究，一般采用引力模型的對(duì)數(shù)形式，這主要是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)生活中各因素間的相互關(guān)系往往是幾何形式而非算術(shù)形式的，而對(duì)數(shù)形式不僅可以使引力模型線性化，又可以減少數(shù)據(jù)中的異常點(diǎn)，還可以避免數(shù)據(jù)殘差的非正態(tài)分布和異方差現(xiàn)象。因此本文在估計(jì)的時(shí)候，對(duì)式（3）中除了虛擬變量之后的其他變量都取對(duì)數(shù)。

從表2估計(jì)結(jié)果的前三列我們發(fā)現(xiàn)：

1．在眾多影響雙邊金融服務(wù)出口的因素中，GDP、DISTANCE、LANGUAGE、EFW等變量顯著，而REMOTENESS、ADJACENCY、RTA、COLONY等變量則不顯著。通過逐步刪除方程中的不顯著變量，我們最終得到了（3）列。

2．與表1中相關(guān)系數(shù)的分析相一致，REMOTENESS在回歸方程中不顯著，這與Anderson和 Wincoop（2003）、Kimura和Lee（2006）及Brandicourt等（2008）的分析結(jié)果相一致，這就表明雙邊關(guān)系在金融服務(wù)的出口中起著更為重要的作用，比如隨著時(shí)間的推移，金融服務(wù)生產(chǎn)者和消費(fèi)者的關(guān)系會(huì)不斷建立起來并趨于成熟完善，從而促進(jìn)雙邊金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。RTA對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易的影響也不顯著，這與Grünfeld和Moxnes（2003）的研究結(jié)論一致，這主要是由于已有的自由貿(mào)易協(xié)定很少涉及服務(wù)貿(mào)易，涉及金融服務(wù)貿(mào)易的就更少，ADJACENCY對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易的影響也不顯著，這與Kimura和Lee（2006）的研究結(jié)論相同，由于本文主要研究的是跨境交付的金融服務(wù)交易，隨著網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)的發(fā)展，這種交易可以很方便地遠(yuǎn)距離展開，與兩個(gè)國家邊界是否相鄰也就沒有太大關(guān)系。

（二）估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了減小數(shù)據(jù)度量誤差對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，并檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，我們把2006－2010年的數(shù)據(jù)分為兩個(gè)階段：2006－2008年和2009－2010年，然后用這兩個(gè)階段的平均數(shù)據(jù)再進(jìn)行估計(jì)。關(guān)于平均數(shù)據(jù)的計(jì)算，根據(jù)Baldwin和Taglioni（2006），我們對(duì)各變量是先取對(duì)數(shù)再平均，而不是反過來先平均再取對(duì)數(shù)，因?yàn)檫@樣會(huì)導(dǎo)致估計(jì)的偏差。用平均數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果見表2的（4）列－（6）列，結(jié)果發(fā)現(xiàn)平均數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果和表2的前三列基本一致。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，并充分考慮國家間雙邊貿(mào)易的特征，我們?cè)冢?）式中加入國家組虛擬變量（γij），這相當(dāng)于用固定效應(yīng)對(duì)（3）式進(jìn)行估計(jì)，用固定效應(yīng)估計(jì)面板數(shù)據(jù)的一個(gè)缺陷是非時(shí)變的變量將無法估計(jì)。在此我們采用Stata提供的LSDV法來進(jìn)行估計(jì)，LSDV法不但可以在模型中加入國家組虛擬變量，還可以把非時(shí)變的變量也估計(jì)出來，LSDV法的估計(jì)結(jié)果見表2的第（7）列。從表2的第（7）列我們發(fā)現(xiàn)：GDP、DISTANCE、LANGUAGE等變量仍然顯著，其中LANGUAGE的系數(shù)明顯增大；但EFWi和EFWj的符號(hào)為負(fù)，與理論預(yù)期不符。因此，在后文我們將以表2的第（3）列為基礎(chǔ)展開分析。

表2 引力模型的估計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）中國雙邊金融服務(wù)出口的決定因素分析

基于式（3）得到的雙邊金融服務(wù)出口引力模型的回歸方程式，可以作為一個(gè)“典型”的經(jīng)濟(jì)體（包括中國）金融服務(wù)出口的決定方程。根據(jù)表2第（3）列的回歸結(jié)果，本文對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口的決定因素進(jìn)行分析，并得到如下主要結(jié)論：

1．對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口具有顯著性影響的解釋變量包括進(jìn)出口方的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDPi和GDPj）、兩國之間的距離（DISTANCEij）、兩國是否使用共同的語言（LANGUAGEij）、進(jìn)出口方的經(jīng)濟(jì)自由度（EFWi和EFWj）。除DISTANCEij外，其他各變量均對(duì)中國雙邊金融服務(wù)的出口具有正向影響。

2．雖然GDPi和GDPj都會(huì)對(duì)中國雙邊金融服務(wù)的出口產(chǎn)生顯著影響，但進(jìn)口方（GDPj）的影響明顯大于出口方（GDPi）的影響，GDPi和GDPj增加1%，分別會(huì)促進(jìn)中國雙邊金融服務(wù)出口增加0．35%和0．57%，也就是說在金融服務(wù)的出口當(dāng)中，母市場效應(yīng)（home market effect）并不存在，這與Park（2002）的研究結(jié)論相符。

3．雙邊距離（DISTANCEij）對(duì)中國金融服務(wù)的出口具有顯著的負(fù)向影響，雙邊距離增加1%，中國雙邊金融服務(wù)的出口就會(huì)降低0．51個(gè)百分點(diǎn)，這與Park（2002）和Brandicourt等（2008）研究金融服務(wù)貿(mào)易的結(jié)論相符，只是系數(shù)比他們的系數(shù)（分別為－0．27和－0．336）稍大。很多人可能會(huì)吃驚，雙邊距離怎么會(huì)對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)向影響呢？如果我們進(jìn)行橫向比較就會(huì)發(fā)現(xiàn)，距離雖然會(huì)對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生影響，但在眾多服務(wù)部門當(dāng)中，對(duì)它的影響基本算是最小，這主要是因?yàn)榻鹑诜?wù)包含了大量的技術(shù)信息內(nèi)容，而很少涉及人員和實(shí)物的流動(dòng)。

4．共同語言（LANGUAGEij）對(duì)中國雙邊金融服務(wù)的出口具有顯著的正向作用，因?yàn)楣餐Z言會(huì)使金融服務(wù)生產(chǎn)者和消費(fèi)者的溝通更加方便，另外共同語言還可能反映了雙方文化和制度等方面的相似性，這些都會(huì)使雙方的交易更加便利。本文的這一結(jié)論跟Park（2002）的結(jié)論相符，只不過系數(shù)要比Park（2002）的大，本文的系數(shù)為1．64，而Park（2002）的系數(shù)為0．293。但與Brandicourt等（2008）的結(jié)論不一致，Brandicourt等（2008）發(fā)現(xiàn)共同語言對(duì)服務(wù)貿(mào)易總體具有顯著的促進(jìn)作用，但對(duì)金融服務(wù)的影響并不顯著。

5．進(jìn)出口方的經(jīng)濟(jì)自由度（EFWi和EFWj）對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口具有顯著的正向促進(jìn)作用，EFWi和EFWj增加1個(gè)百分點(diǎn)，分別會(huì)促進(jìn)中國雙邊金融服務(wù)出口增加6．03和1．79個(gè)百分點(diǎn)，其中EFWi對(duì)雙邊金融服務(wù)出口的影響要明顯大于EFWj的影響。經(jīng)濟(jì)自由度反映了一國經(jīng)濟(jì)的自由程度，該數(shù)值越大，表明一國的經(jīng)濟(jì)自由度越高，反過來即一國對(duì)經(jīng)濟(jì)的限制程度越低。因此，本文的這一結(jié)論也意味著，如果一國對(duì)經(jīng)濟(jì)的管制越嚴(yán)，那么它對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響也就越大。不管是采用TRI指標(biāo)還是PMR指標(biāo)，學(xué)者們得到的結(jié)論是一致的，比如Grünfeld和 Moxnes（2003）、Kox和Lejour（2005）、Walsh（2006）、Brandicourt等（2008）等都發(fā)現(xiàn)國內(nèi)管制對(duì)一國服務(wù)貿(mào)易的出口具有明顯的抑制作用。

（二）中國雙邊金融服務(wù)出口潛力測度

本文將運(yùn)用表2第（3）列的回歸方程式，模擬中國在2006－2010年各年度對(duì)其金融服務(wù)貿(mào)易伙伴在“理論”或“自然”狀態(tài)下的潛在出口值。然后在此基礎(chǔ)上，將中國對(duì)應(yīng)年度雙邊金融服務(wù)出口的實(shí)際值與模擬值進(jìn)行比較。若實(shí)際值低于模擬值，就認(rèn)為該年度中國對(duì)該經(jīng)濟(jì)體的雙邊金融服務(wù)出口為“貿(mào)易不足”，否則為“貿(mào)易過度”，具體結(jié)果見表3。

1．在21個(gè)經(jīng)濟(jì)體中，中國對(duì)其金融服務(wù)出口“貿(mào)易過度”的國家和地區(qū)有8個(gè)，“貿(mào)易不足”的國家和地區(qū)有13個(gè)。其中，“貿(mào)易過度”程度最大的是盧森堡，從2006－2010年，中國對(duì)其金融服務(wù)出口的實(shí)際值是模擬值的11倍多；“貿(mào)易不足”程度最大的是丹麥，中國對(duì)其金融服務(wù)出口的實(shí)際值只有模擬值的3．2%。

2．中國香港、歐盟、美國和日本是中國大陸金融服務(wù)出口的主要市場，其中對(duì)中國香港的出口約占到中國大陸金融服務(wù)出口的2/3，但我們發(fā)現(xiàn)中國大陸對(duì)中國香港的金融服務(wù)出口處于嚴(yán)重“貿(mào)易過度”的狀態(tài)，從2006－2010年，實(shí)際出口值是模擬值的4倍，并且在2008年金融危機(jī)之后，這種“貿(mào)易過度”程度還呈不斷上升的趨勢。中國對(duì)美國的金融服務(wù)出口也呈嚴(yán)重“貿(mào)易過度”狀態(tài)，并且自2006年以來，這種“貿(mào)易過度”程度還一直呈不斷上升的趨勢，2010年實(shí)際值達(dá)到模擬值的6．8倍。在歐盟內(nèi)部，中國同主要的金融服務(wù)貿(mào)易伙伴（包括盧森堡、德國、比利時(shí)）也都呈“貿(mào)易過度”的狀態(tài)，其中“貿(mào)易過度”程度最大的是盧森堡，2006年實(shí)際值是模擬值的10．5倍，2007年上升到16．5倍，2008年和2009年雖然大幅下降，但2010年又快速上升到11．4倍。在中國的主要金融服務(wù)出口市場當(dāng)中，只有中國對(duì)日本的金融服務(wù)出口呈稍微“貿(mào)易不足”的狀態(tài)，但實(shí)際值也達(dá)到了理想值的78．4%。

3．在13個(gè)中國金融服務(wù)出口“貿(mào)易不足”的國家和地區(qū)當(dāng)中，中國對(duì)捷克、澳大利亞、希臘、瑞典、愛沙尼亞、斯洛伐克、荷蘭、意大利和丹麥9個(gè)國家的金融服務(wù)出口嚴(yán)重“貿(mào)易不足”，實(shí)際出口值都不到理想值的30%，其中對(duì)丹麥的實(shí)際出口只有理想值的3．2%。我們進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，這些國家都是中國金融服務(wù)出口的“小型”市場，出口額一般都不到100萬美元，但卻出口潛力巨大，因此下一階段我們應(yīng)該把這些國家列為中國金融服務(wù)出口的優(yōu)先發(fā)展對(duì)象。

（三）中國雙邊金融服務(wù)出口潛力：經(jīng)濟(jì)自由化的一個(gè)模擬

本文實(shí)證研究的結(jié)果表明，進(jìn)出口方的經(jīng)濟(jì)自由度（EFWi和EFWj）對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口具有顯著的正向促進(jìn)作用，那么如果中國和貿(mào)易伙伴國的EFW能夠提高的話，會(huì)對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口帶來多大的影響？我們將基于這一思想，對(duì)中國雙邊金融服務(wù)的出口潛力進(jìn)行進(jìn)一步的模擬。在這兩種情況下，中國雙邊金融服務(wù)出口增加比例的計(jì)算公式為：

其中，和EXPORTiFjtT分別表示在當(dāng)前自由度下（EFWit或EFWjt）和自由度提高后（EFWitFT或EFWj tFT），中國雙邊金融服務(wù)出口的擬合值，β10和β11分別是表2第（3）列EFWit和EFWj t的估計(jì)系數(shù)。

首先，我們假定貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟(jì)自由度不變，中國的經(jīng)濟(jì)自由度上升。在FI關(guān)于144個(gè)經(jīng)濟(jì)體EFW的排名當(dāng)中，從2006－2010年，中國的排名分別是第74、72、76、74和69。如果中國的經(jīng)濟(jì)自由度能夠上升到54個(gè)樣本國的平均水平，①據(jù)簡單計(jì)算，從2006－2010年，本文選擇的54個(gè)樣本國經(jīng)濟(jì)自由度的平均水平為：7．65、7．64、7．56、7．53和7．55。那么根據(jù)式（4），從2006－2010年，中國雙邊金融服務(wù)出口增加的比例分別為：81．0%、71．0%、83．5%、76．3%和61．0%。因此，逐步減輕對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的限制，提高經(jīng)濟(jì)的自由度，對(duì)促進(jìn)中國金融服務(wù)貿(mào)易的出口會(huì)起到非常重要的推動(dòng)作用。

表3 中國大陸對(duì)主要貿(mào)易伙伴的金融服務(wù)出口潛力測度

表4 中國大陸雙邊金融服務(wù)出口增加的比例 單位：%

接下來，我們假定中國的經(jīng)濟(jì)自由度不變，貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟(jì)自由度上升。在中國大陸金融服務(wù)的21個(gè)出口市場當(dāng)中，大多屬于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，其經(jīng)濟(jì)自由度一般都比較高，其中中國香港的經(jīng)濟(jì)自由度最高，連續(xù)多年排名第1，如果各貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)自由度能夠達(dá)到中國香港的水平，那么根據(jù)式（5），中國大陸雙邊金融服務(wù)出口增加的比例見表4。我們可以發(fā)現(xiàn)：（1）在這21個(gè)出口市場當(dāng)中，中國大陸對(duì)俄羅斯金融服務(wù)出口增加的比例最大，超過了100%，這主要是由于俄羅斯的經(jīng)濟(jì)自由度也較低（2010年在144個(gè)經(jīng)濟(jì)體當(dāng)中排名第95），如果達(dá)到中國香港的水平，自由度增加的比例（EFWjt FT－EFWjt）較大，因而引起金融服務(wù)出口的大幅增加。（2）中國對(duì)主要的金融服務(wù)貿(mào)易伙伴美國、盧森堡、比利時(shí)和德國出口增加的比例都不大，只在個(gè)別年份能達(dá)到30%，這表明通過提高這些國家的經(jīng)濟(jì)自由度以促進(jìn)中國金融服務(wù)貿(mào)易的出口，空間已經(jīng)非常狹小。（3）對(duì)于歐盟中的其他一些成員國，比如波蘭、捷克、希臘、意大利、匈牙利和奧地利，中國對(duì)其金融服務(wù)的出口還有一定的潛力可挖，如果這些國家的經(jīng)濟(jì)自由度能夠達(dá)到中國香港的水平，中國對(duì)其金融服務(wù)的出口會(huì)增加30%－60%。

五、結(jié)論、政策啟示及進(jìn)一步研究的方向

本文基于擴(kuò)展的引力模型對(duì)中國雙邊金融服務(wù)的出口潛力進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)研究，主要結(jié)論有：（1）顯著影響中國雙邊金融服務(wù)出口的因素包括進(jìn)出口雙方的GDP、雙邊距離、是否使用共同語言及進(jìn)出口雙方的經(jīng)濟(jì)自由度，其中只有雙邊距離對(duì)金融服務(wù)出口的影響為負(fù)，其他因素包括相對(duì)距離、是否相鄰、是否有自由貿(mào)易協(xié)定、是否有殖民聯(lián)系等因素對(duì)雙邊金融服務(wù)出口的影響都不顯著。（2）在中國金融服務(wù)的21個(gè)出口市場當(dāng)中，“貿(mào)易過度”的國家和地區(qū)有8個(gè)，“貿(mào)易不足”的國家和地區(qū)有13個(gè)。中國大陸對(duì)主要的金融服務(wù)出口市場（包括中國香港、美國、盧森堡、德國、比利時(shí)等）普遍“貿(mào)易過度”，而“貿(mào)易不足”的大多是中國金融服務(wù)出口的“小型”市場。（3）經(jīng)濟(jì)自由化模擬的結(jié)果顯示：如果中國的經(jīng)濟(jì)自由度能達(dá)到樣本國家和地區(qū)的平均水平，從2006－2010年，分別會(huì)促進(jìn)中國雙邊金融服務(wù)出口增加81．0%、71．0%、83．5%、76．3%和61．0%；即便中國大陸主要貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)自由度達(dá)到中國香港的水平，中國對(duì)其金融服務(wù)出口增長的空間也很有限，比如對(duì)美國出口的增長也就在30%左右。

根據(jù)實(shí)證研究的結(jié)果，為了促進(jìn)中國金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，我們應(yīng)該從以下幾個(gè)方面著手：（1）加強(qiáng)金融服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)工作。目前，中國還沒有提供自己的雙邊金融服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我們只能使用OECD提供的數(shù)據(jù)來近似替代，這肯定會(huì)影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。另外，OECD提供的數(shù)據(jù)也只包含了部分金融服務(wù)貿(mào)易，而沒有包括很重要的商業(yè)存在模式下的金融服務(wù)貿(mào)易。因此，我們不但要抓緊完善現(xiàn)有的BOP統(tǒng)計(jì)，還要立即著手建立完善的FATS統(tǒng)計(jì)。（2）本文實(shí)證研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，使用共同語言會(huì)對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口產(chǎn)生顯著的影響，因此我們應(yīng)利用語言上的便利，大力開展同中國香港、中國臺(tái)灣和東南亞等與中國具有共同語系的國家和地區(qū)的金融服務(wù)貿(mào)易。另外，我們還應(yīng)在CEPA框架下進(jìn)一步放寬市場準(zhǔn)入條件，加強(qiáng)同香港在金融服務(wù)領(lǐng)域的合作，逐步實(shí)現(xiàn)兩地金融服務(wù)貿(mào)易的自由化，并以香港金融管理體制和金融企業(yè)為示范，學(xué)習(xí)其金融管理制度以及高質(zhì)量的服務(wù)管理，提高內(nèi)地金融企業(yè)的管理和服務(wù)水平。（3）由于中國對(duì)主要的金融服務(wù)出口市場普遍“貿(mào)易過度”，而對(duì)“小型”的出口市場則普遍“貿(mào)易不足”，這些國家主要包括捷克、澳大利亞、希臘、瑞典、愛沙尼亞、斯洛伐克、荷蘭、意大利和丹麥等，因此下一階段我們應(yīng)把這些市場作為中國金融服務(wù)出口的優(yōu)先發(fā)展對(duì)象，一方面是因?yàn)閷?duì)這些國家的出口有較大潛力，另一方面也有利于擺脫對(duì)主要金融服務(wù)出口市場的過度依賴。（4）本文實(shí)證研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口雙方的經(jīng)濟(jì)自由度對(duì)中國雙邊金融服務(wù)出口具有顯著的影響，特別是出口方的影響更大，因此我們應(yīng)加大國內(nèi)經(jīng)濟(jì)體制改革的力度，逐漸放開對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的管制，以提高我國經(jīng)濟(jì)的自由度，這會(huì)大力促進(jìn)我國金融服務(wù)出口的發(fā)展。另外，我們不管在開展雙邊談判還是多邊談判的時(shí)候，也應(yīng)該促使貿(mào)易伙伴國放開其對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的限制，這也會(huì)促進(jìn)我國金融服務(wù)出口的發(fā)展。

當(dāng)然，本文的研究仍存在許多局限，比如本文只是通過OECD數(shù)據(jù)擬合了一個(gè)“典型”國家雙邊金融服務(wù)出口的決定方程，那么這個(gè)方程能否反映中國的特征仍值得探究。再比如，由于在估計(jì)模型中去掉了國家虛擬變量，將帶來內(nèi)生性問題，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏差，即Baldwin和Taglioni（2006）所述的“gold medal error”。另外，即便用經(jīng)濟(jì)自由度中的國際貿(mào)易自由度來反映國內(nèi)管制水平對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響也顯得比較粗糙。這些都是后續(xù)的研究需解決的問題。

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