西南財(cái)經(jīng)大學(xué)大學(xué)國際商學(xué)院 張雨舟

隨著全球化的發(fā)展，國際直接投資對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響愈發(fā)顯著。同時(shí)，金融服務(wù)行業(yè)在國際貿(mào)易中的地位也日益突出。在我國，1997年金融服務(wù)貿(mào)易出口額僅為0.27億美元，而該值在2014年增長了100多倍達(dá)到了29.2億美元。就國際直接投資而言，1997年我國接收的FDI為0.595億美元，而2013年這一數(shù)值達(dá)到了2.33046億美元，增長了3.9倍。面對趨同的增長趨勢，可以推測金融服務(wù)貿(mào)易出口和FDI存在某種關(guān)系，并且FDI可能是促進(jìn)金融服務(wù)貿(mào)易出口增長的因素之一。

1 文獻(xiàn)綜述

截至目前，大部分文獻(xiàn)集中在FDI與貨物貿(mào)易及服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的研究上，研究FDI對金融服務(wù)貿(mào)易影響的成果較少。在FDI和貨物貿(mào)易關(guān)系領(lǐng)域，替代效應(yīng)和互補(bǔ)效應(yīng)成為國內(nèi)外學(xué)者研究的主要爭論點(diǎn)。陳立敏(2010)對二者之間的關(guān)系進(jìn)行探討，指出投資的具體情況決定了二者的關(guān)系。服務(wù)貿(mào)易方面，陳虹、章國榮(2010)研究發(fā)現(xiàn)FDI對服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展并未有顯著影響。王恕立、胡宗彪(2010)則認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI的流入對服務(wù)貿(mào)易的出口具有顯著影響。姚戰(zhàn)琪(2006)認(rèn)為金融服務(wù)業(yè)和FDI之間存在互補(bǔ)關(guān)系。李津(2010)發(fā)現(xiàn)我國實(shí)際利用外資是金融服務(wù)貿(mào)易的Grander原因。Markusen & Venables(1998)發(fā)現(xiàn)了金融部門FDI與金融服務(wù)貿(mào)易相互滲透。

本文發(fā)現(xiàn)大部分實(shí)證分析僅考慮了FDI并未考慮其他控制變量，可能導(dǎo)致偽回歸。并且極少對FDI影響的路徑進(jìn)行分析，使得實(shí)證研究結(jié)果缺乏理論支持。此外，許多實(shí)證分析采用了美國數(shù)據(jù)，鑒于國情的特殊性，以美國數(shù)據(jù)分析得到的結(jié)論可能并不適用于我國。而采用我國數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的學(xué)者未對數(shù)據(jù)來源進(jìn)行說明，但查閱中國統(tǒng)計(jì)學(xué)年鑒，發(fā)現(xiàn)分行業(yè)FDI僅在1997年以后才開始公布，所以不得不對數(shù)據(jù)的真實(shí)性產(chǎn)生懷疑。

2 FDI影響金融服務(wù)貿(mào)易出口的路徑分析

由于金融服務(wù)貿(mào)易興起時(shí)間較晚，并未有完整的理論體系形成。以往學(xué)者在構(gòu)建服務(wù)貿(mào)易理論體系時(shí)發(fā)現(xiàn)貨物貿(mào)易的理論基本適用于服務(wù)貿(mào)易。因此，本文選擇借用FDI對貨物貿(mào)易影響的理論來闡釋FDI對金融服務(wù)貿(mào)易的影響。Mundell(1957)認(rèn)為二者可以相互替代；小島清在Mundell的基礎(chǔ)上提出貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，認(rèn)為FDI可以創(chuàng)造貿(mào)易。

2.1 替代效應(yīng)

FDI的過程中不僅涉及貨幣的流動，還涉及無形資產(chǎn)的流動。對于大部分FDI的投資國而言，其東道國擁有更先進(jìn)的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)，而FDI可以作為汲取先進(jìn)技術(shù)經(jīng)驗(yàn)的手段。隨著FDI的流入，不僅原本由投資國進(jìn)口的金融服務(wù)貿(mào)易減少，汲取先進(jìn)技術(shù)經(jīng)驗(yàn)后提高的投資國的金融服務(wù)貿(mào)易競爭力直接影響到其他國家對東道國金融服務(wù)的進(jìn)口。此外，由于國際金融服務(wù)貿(mào)易壁壘導(dǎo)致的高成本國際金融服務(wù)進(jìn)口使得相關(guān)企業(yè)由投資國搬遷到東道國內(nèi)部，從而導(dǎo)致金融服務(wù)貿(mào)易的跨境消費(fèi)減少。

2.2 創(chuàng)造效應(yīng)

FDI對金融服務(wù)貿(mào)易的創(chuàng)造效應(yīng)分為兩個(gè)方面。一是FDI的直接創(chuàng)造效應(yīng)。這一效應(yīng)主要產(chǎn)生于生產(chǎn)導(dǎo)向型和投資促進(jìn)型的FDI。在金融服務(wù)的外包過程中，投資國希望借用東道國的金融服務(wù)體系或者是更為低廉的服務(wù)成本，選擇離岸外包的形式以減少自己的運(yùn)營成本。這一過程為東道國將金融服務(wù)出口到投資國和其他國家提供了條件。

FDI的間接創(chuàng)造效應(yīng)可以用鉆石模型來解釋。首先，F(xiàn)DI可以提高生產(chǎn)水平。FDI意味著資本的流入，其擴(kuò)大的資本規(guī)模直接反映在東道國金融服務(wù)業(yè)的規(guī)模和水平上。同時(shí)，隨著FDI流入所帶來的人力資源、技術(shù)資源也提高了東道國金融服務(wù)業(yè)的水平。其次，由FDI流入而提高的金融服務(wù)行業(yè)水平映射在對金融服務(wù)行業(yè)的需求水平上。再次，F(xiàn)DI帶來的資本和技術(shù)流入有助于東道國發(fā)展與金融服務(wù)行業(yè)相關(guān)的信息產(chǎn)業(yè)，從而形成更完善的產(chǎn)業(yè)鏈支持。最后，資本流動背后隱藏的管理技術(shù)流動提高了東道國內(nèi)部金融服務(wù)企業(yè)的組織水平和戰(zhàn)略水平。最終FDI的流入將通過以上幾個(gè)方面提高東道國金融服務(wù)行業(yè)的競爭力水平，促進(jìn)其金融服務(wù)業(yè)貿(mào)易的發(fā)展。

3 實(shí)證研究

結(jié)合鉆石模型及以往文獻(xiàn)，本文加入以下控制變量對FDI對金融服務(wù)貿(mào)易出口的影響進(jìn)行研究，如表1所示。由于1997年以前的金融行業(yè)FDI并未有官方數(shù)據(jù)給出，本文采用1997～2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)學(xué)年鑒》、《中國對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》以及《中國國際收支平衡表》。

表1 自變量和控制變量列表

3.1 回歸分析

由于本文采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，可能會出現(xiàn)數(shù)據(jù)不平穩(wěn)的問題，所以先對數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位跟檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量皆為二階單整，說明數(shù)據(jù)平穩(wěn)。對變量進(jìn)行回歸：

貨物貿(mào)易出口額和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值符號與預(yù)期相反，將其刪除進(jìn)行回歸：

金融服務(wù)體系效率與金融服務(wù)業(yè)增加值的t值不顯著，可能存在多重共線性，將其刪除進(jìn)行回歸：

各變量t值都很顯著，金融服務(wù)貿(mào)易開放程度和金融服務(wù)行業(yè)FDI對金融服務(wù)貿(mào)易出口總額y的解釋程度為93.88%，方程較為合理。

為確定變量間的協(xié)整關(guān)系，對殘差值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。t=－4.382652，顯著小于1%水平下的臨界值－2.717511，5%水平下的臨界值－1.964418以及10%水平下的臨界值－1.605603。所以殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，回歸方程合理。

3.2 Grander因果關(guān)系檢驗(yàn)

對方程回歸僅能說明變量間的相關(guān)關(guān)系，而變量間的因果關(guān)系還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文采用Grander檢驗(yàn)進(jìn)行分析，如表2所示。

表2 格蘭杰檢驗(yàn)

在和y的格蘭杰檢驗(yàn)中，不能拒絕不是y的格蘭杰原因，即金融服務(wù)貿(mào)易開放不是金融服務(wù)貿(mào)易出口總額變動的格蘭杰原因，而金融服務(wù)貿(mào)易出口總額是金融服務(wù)貿(mào)易開放程度的格蘭杰原因。而和y的格蘭杰檢驗(yàn)中，不是y的格蘭杰原因和y不是的格蘭杰原因都可以被拒絕，也就是說金融服務(wù)貿(mào)易FDI和金融服務(wù)貿(mào)易出口總額互為格蘭杰原因，說明了金融服務(wù)業(yè)FDI和金融服務(wù)貿(mào)易出口具有互補(bǔ)關(guān)系。

3.3 ECM模型下的長期穩(wěn)定和短期調(diào)節(jié)關(guān)系

金融服務(wù)貿(mào)易出口總額y和金融服務(wù)貿(mào)易開放程度、金融服務(wù)行業(yè)FDI之間存在協(xié)整關(guān)系，表明變量之間具有長期均衡關(guān)系，但從短期來看可能會出現(xiàn)失衡。為了增強(qiáng)模型的精度，建立誤差修正模型：

修正后的可決系數(shù)表明模型對y的解釋程度達(dá)到了83.11%，說明方程的擬合程度較好。而誤差修正也說明我國金融服務(wù)貿(mào)易出口的變化不僅取決于金融服務(wù)貿(mào)易開放程度和金融服務(wù)貿(mào)易FDI的變化，還取決于上一期金融服務(wù)貿(mào)易出口值對均衡水平的偏離。ECM的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，表明誤差修正項(xiàng)將以1.028253的調(diào)整力度對非均衡狀態(tài)做出反向修正。

4 結(jié)語

(1)金融服務(wù)業(yè)吸收FDI和金融服務(wù)業(yè)出口之間具有替代效應(yīng)和創(chuàng)造效應(yīng)。當(dāng)替代效應(yīng)大于創(chuàng)造效應(yīng)時(shí)，隨著FDI的增加，金融服務(wù)行業(yè)出口值減少。當(dāng)替代效應(yīng)小于創(chuàng)造效應(yīng)時(shí)，隨著FDI的增加，金融服務(wù)行業(yè)出口值增加。在我國，金融服務(wù)業(yè)FDI的創(chuàng)造效應(yīng)大于替代效應(yīng)，F(xiàn)DI每增加一個(gè)單位，金融服務(wù)貿(mào)易增加2.977144個(gè)單位。

(2)金融服務(wù)貿(mào)易FDI的創(chuàng)造效應(yīng)主要根據(jù)兩種路徑進(jìn)行傳播：直接路徑和間接路徑。直接路徑主要體現(xiàn)在金融服務(wù)貿(mào)易離岸外包上。而間接路徑與鉆石模型相吻合，最終通過提高金融服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力而促進(jìn)其出口。

(3)金融服務(wù)貿(mào)易的出口額主要是受到金融服務(wù)行業(yè)的開放程度和金融服務(wù)業(yè)FDI影響。而貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額、金融服務(wù)體系效率、金融服務(wù)業(yè)增長值和人均國民收入對金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響不大。

(4)金融服務(wù)貿(mào)易和金融服務(wù)貿(mào)易FDI互為因果關(guān)系，即二者之間存在互補(bǔ)關(guān)系。并且金融服務(wù)部門FDI比金融服務(wù)行業(yè)的開放程度對金融服務(wù)貿(mào)易具有更為顯著的影響。

[1] 陳立敏.貿(mào)易創(chuàng)造還是貿(mào)易替代——對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的研究綜述[J].國際貿(mào)易問題,2010(4).

[2] 陳虹,章國榮.中國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的實(shí)證研究[J].管理世界,2010(10).

[3] 王恕立,胡宗彪.服務(wù)業(yè)FDI流入與東道國服務(wù)貿(mào)易出口——給予中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國際貿(mào)易問題,2010(11).

[4] 姚戰(zhàn)琪.金融部門FDI和金融服務(wù)貿(mào)易的理論與實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2006(10).