黑學(xué)雙

摘? 要：金融服務(wù)貿(mào)易作為新興的服務(wù)貿(mào)易，在一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)著越來越重要的位置。本文利用了2003-2016年的中國金融服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)，基于薩德瑞模型，選取資本、技術(shù)、人力因素作為自變量，將中國金融服務(wù)貿(mào)易出口額作為因變量，進(jìn)行實(shí)證分析，探究影響中國服務(wù)貿(mào)易出口的因素。結(jié)果顯示，資本與中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額之間的相關(guān)系數(shù)為0.61，人力因素與金融服務(wù)貿(mào)易之間的相關(guān)系數(shù)為0.7，技術(shù)與金融服務(wù)貿(mào)易之間的相關(guān)系數(shù)為0.74，資本、人力、技術(shù)都會對中國的金融服務(wù)貿(mào)易帶來比較優(yōu)勢;其中技術(shù)因素對中國金融服務(wù)貿(mào)易的影響更大，其次是人力要素，接著是資本要素，這與薩德瑞模型相符，從而驗(yàn)證了薩德瑞模型在中國的適用性，因此分析出資本、技術(shù)、人力均會影響中國金融服務(wù)貿(mào)易的出口額。

關(guān)鍵詞：薩格瑞模型;金融服務(wù)貿(mào)易;OLS模型

一、引言

金融服務(wù)貿(mào)易作為新興的服務(wù)貿(mào)易，在一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)著至關(guān)重要的位置。2006年，中國首先頒布了有關(guān)外資銀行的管理?xiàng)l例，標(biāo)志著我國銀行業(yè)將會逐步對外開放，緊接著為了促進(jìn)外資增長和提高外資的使用質(zhì)量，國家持續(xù)推進(jìn)了保險(xiǎn)業(yè)和證券業(yè)的對外開放，以銀行業(yè)為主體的金融服務(wù)貿(mào)易開始快速發(fā)展。但由于中國的金融服務(wù)業(yè)起步較晚，基礎(chǔ)較為薄弱，近些年來我國一直保持著金融服務(wù)貿(mào)易逆差的狀態(tài)。不斷提高金融服務(wù)的對外開放程度，提升金融服務(wù)的質(zhì)量對于促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有極其重要的作用。因此，探究能夠促進(jìn)我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的影響因素，改變當(dāng)前金融服務(wù)貿(mào)易的現(xiàn)狀，成為了當(dāng)務(wù)之急。

國內(nèi)眾多學(xué)者對當(dāng)前中國的金融服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)狀進(jìn)行了深入的研究和探析;并針對當(dāng)前中國的金融服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)狀，提出了相應(yīng)的對策建議。方虹，錢瑋蔚，王旭（2018）以金融服務(wù)的雙邊貿(mào)易作為研究對象，分析了中國在“一帶一路”倡議下的發(fā)展現(xiàn)狀、問題及發(fā)展需求。杜慶霞（2016）從創(chuàng)新能力、發(fā)展區(qū)位情況以及制度規(guī)章三個(gè)方面分析了中國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展存在的問題，并提出加強(qiáng)金融業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，挖掘高質(zhì)量人才等對策建議。周曄，高維新（2016）闡述了中國金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀，進(jìn)而分析了其發(fā)展過程中所遇到的問題。

多數(shù)學(xué)者運(yùn)用理論分析的方法來尋找影響金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的因素。李秋煙，黃雅濱（2016）分析福建省金融服務(wù)業(yè)的發(fā)展歷程與現(xiàn)狀，并運(yùn)用實(shí)證分析模型對影響福建金融服務(wù)貿(mào)易出口的因素進(jìn)行了分析，結(jié)果顯示居民收入水平、金融中介效率、金融技術(shù)人員數(shù)量以及實(shí)際利用外資額都對福建金融貿(mào)易出口具有正面的影響?？翟隹?017）基于WTO數(shù)據(jù)庫最新數(shù)據(jù)，比較分析了中國金融服務(wù)貿(mào)易與英國之間的巨大差距，借鑒波特鉆石模型，對影響中國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并提出了相應(yīng)的對策建議以提升中國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的對策建議。周美英（2017）以“鉆石模型”為理論基礎(chǔ)，分析了自由貿(mào)易區(qū)對金融服務(wù)競爭力所產(chǎn)生的影響。

通過梳理文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)，很少有學(xué)者關(guān)注技術(shù)差異對國際金融服務(wù)的影響，更沒有學(xué)者使用薩德瑞模型對此問題進(jìn)行研究。因此，本文在薩德瑞模型的基礎(chǔ)上探究影響中國金融服務(wù)貿(mào)易出口額的因素，驗(yàn)證技術(shù)要素、資本要素、人力要素是否會對中國金融服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生影響。

二、中國金融服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)狀

（1）金融服務(wù)貿(mào)易額

中國金融市場對外開放以來，中國的金融服務(wù)貿(mào)易總額持續(xù)上漲，我國金融服務(wù)貿(mào)易年均167億美元，金融服務(wù)貿(mào)易總額由2001年的31.15億美元增長到了2017年的206億美元，增長了近5倍左右。但是2015年的金融服務(wù)貿(mào)易總額出現(xiàn)了下降的趨勢，2014年金融服務(wù)貿(mào)易總額為364.99億美元，2015年下降為187.49億美元，下降了一倍左右。金融服務(wù)貿(mào)易的出口總額由2001年的3.26億美元上漲到2017年的75億美元，上漲了近二十幾倍，說明中國的金融服務(wù)貿(mào)易有了較大的進(jìn)步，但是金融服務(wù)貿(mào)易出口額的增長并不是一直持續(xù)穩(wěn)步上升的，2014年出口貿(mào)易額達(dá)到最大，為91.05億美元，2015年下降為73.1億美元，下降了近20億美元。我國的金融服務(wù)貿(mào)易一直保持著逆差的狀態(tài)，2001年逆差額為24.62億美元，隨后幾年逆差額不斷提高，2013年逆差額達(dá)到最大為186.03億美元，但2015年出現(xiàn)了貿(mào)易逆差的下降，由2014年的182.03億美元下降到2015年的41.29億美元，下降了近3倍左右。我國金融服務(wù)呈現(xiàn)出逆差的狀態(tài)，我國的金融服務(wù)貿(mào)易年均出口額不足百億美元，說明金融服務(wù)貿(mào)易出口量過少，出口態(tài)勢較弱。

（2）金融服務(wù)貿(mào)易人力、技術(shù)、資本現(xiàn)狀

人力、資本、技術(shù)對于服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展至關(guān)重要，金融業(yè)作為服務(wù)貿(mào)易的一個(gè)分支，人力、資本、技術(shù)對于金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展也起到重要的作用。本文選取金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人數(shù)作為人力資本的指標(biāo)，R&D支出金額作為技術(shù)指標(biāo)，金融業(yè)固定資產(chǎn)投資金額作為資本指標(biāo)，從而分析影響金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的因素。

2003年到2016年，我國金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人數(shù)由353.3萬人增長到665.2萬人，14年的時(shí)間增長了近一倍，并且每年人數(shù)都在穩(wěn)步上升，2016年增長的最快，比2015年增加60萬人左右，體現(xiàn)了我國金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人員正在穩(wěn)定增長，金融機(jī)構(gòu)正在吸納越來越多的勞動人員工作。

R&D支出作為技術(shù)因素的指標(biāo)，R&D支出金額由2003年的1386億元增長到了2016年的15064.35億元，增長了10倍左右;2008年增長速度開始明顯加快，研發(fā)支出的增長表明在技術(shù)進(jìn)步方面投入了大量的人力物力財(cái)力，對于技術(shù)的進(jìn)步具有至關(guān)重要的作用。

金融業(yè)固定資產(chǎn)投資金額作為資本因素的指標(biāo)，固定資產(chǎn)投資是資本中一個(gè)重要的組成部分，金融業(yè)固定資產(chǎn)投資金額由2003年的90.15億元增長到2016年的1310.3億元，增長了15倍左右;但是增長并非一帆風(fēng)順，2005年、2016年稍有下降趨勢，但總體呈現(xiàn)出上升態(tài)勢。

三、實(shí)證分析

為了探究中國金融服務(wù)貿(mào)易出口額與資本、人力、技術(shù)要素之間的關(guān)系，采用多元回歸分析方法對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為了消除異方差，將各變量取對數(shù)，則調(diào)整后的模型為：

本文采用該模型研究金融服務(wù)貿(mào)易與相關(guān)影響因素之間的關(guān)系，其中t表示國家，被解釋變量EXt表示中國t年的金融服務(wù)貿(mào)易出口額，數(shù)值越大，代表金融服務(wù)貿(mào)易出口競爭力越強(qiáng);資本要素（T）、人力要素（HC）、技術(shù)要素（T）分別為解釋變量，為誤差項(xiàng)。

1.單位根檢驗(yàn)

由于數(shù)據(jù)具有不穩(wěn)定性的特征，為了避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，保證回歸結(jié)果的有效性，首先采用ADF單位根檢驗(yàn)對LnEX、LnC、LnHC、LnT及其差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

根據(jù)檢驗(yàn)得到四個(gè)變量在10%的臨界值水平下均為非平穩(wěn)系列，因此需要對四個(gè)變量進(jìn)行差分處理并繼續(xù)檢驗(yàn)，對所有變量進(jìn)行一階差分后，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LnEX在1%的臨界值水平下為平穩(wěn)序列，但是變量LnC、LnHC、LnT在1%的臨界值水平下均為非平穩(wěn)序列，因此對所有變量進(jìn)行二階差分，二階差分之后的檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有的變量在5%的臨界值水平下均為平穩(wěn)序列，所以LnEX、LnC、LnHC、LnT四個(gè)變量為二階單整序列，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果證明了LnEX、LnC、LnHC、LnT四個(gè)變量均為二階單整序列，因而可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Enger和Grange（1987）提出了協(xié)整理論，他們認(rèn)為雖然經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)序列，但是他們的線性組合卻可能是平穩(wěn)的，可以利用協(xié)整方程去解釋變量之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文以此為依據(jù)，對方程（1）的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，看其是否平穩(wěn)。

協(xié)整檢驗(yàn)顯示，在5%的顯著性水平下T=69.36015>47.85613，說明四變量之間存在協(xié)整關(guān)系;T=33.90959>29.79707，說明四變量之間最多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系?？傮w來說，LnEX、LnC、LnHC、LnT之間存在的協(xié)整關(guān)系是唯一的。

3.OLS模型分析

通過對LnEX、LnC、LnHC、LnT進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出四個(gè)變量皆為二階差分平穩(wěn)，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并通過協(xié)整檢驗(yàn)，驗(yàn)證四個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系?，F(xiàn)將中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額、資本因素、人力因素、技術(shù)因素指標(biāo)進(jìn)行OLS回歸分析，從而建立回歸方程：

首先，在中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額（LnEX）、資本因素（LnC）、人力因素（LnCP）、技術(shù)因素（LnT）的回歸結(jié)果中，R2為0.986968，說明變量的擬合優(yōu)度較好;DW值為1.808711，說明解釋變量之間的相關(guān)度較低。資本與中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額之間的相關(guān)系數(shù)為0.61，說明資本每增加1單位，中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額增加0.61個(gè)單位;人力因素與金融服務(wù)貿(mào)易之間的相關(guān)系數(shù)為0.7，說明人力每增加1單位，中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額增加0.7個(gè)單位;技術(shù)與金融服務(wù)貿(mào)易之間的相關(guān)系數(shù)為0.74，說明技術(shù)每增加1單位，中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額增加0.74個(gè)單位，說明，資本、人力、技術(shù)都會對中國的金融服務(wù)貿(mào)易帶來比較優(yōu)勢，從而驗(yàn)證了薩德瑞模型在中國的適用性。

四、實(shí)證結(jié)論

根據(jù)薩德瑞模型可知，技術(shù)差異和熟練勞動是世界各國金融服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢的來源。本文通過搜集2001-2017年的中國金融服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國的金融服務(wù)貿(mào)易存在較大的貿(mào)易逆差，說明中國的金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力較弱。通過實(shí)證研究，基于薩德瑞模型分析影響中國金融服務(wù)貿(mào)易出口的因素，對四個(gè)因素進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，證明四個(gè)變量為二階單整序列;接著進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，證明四個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系;因此建立OLS模型，在98.6%的擬合優(yōu)度下，建立了中國金融服務(wù)貿(mào)易與人力、資本、技術(shù)的多元回歸方程，得出資本與中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額之間的相關(guān)系數(shù)為0.61，說明資本每增加1單位，中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額增加0.61個(gè)單位;人力因素與金融服務(wù)貿(mào)易之間的相關(guān)系數(shù)為0.7，說明人力每增加1單位，中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額增加0.7個(gè)單位;技術(shù)與金融服務(wù)貿(mào)易之間的相關(guān)系數(shù)為0.74，說明技術(shù)每增加1單位，中國的金融服務(wù)貿(mào)易出口額增加0.74個(gè)單位，說明，資本、人力、技術(shù)都會對中國的金融服務(wù)貿(mào)易帶來比較優(yōu)勢;在三個(gè)因素中，技術(shù)因素對中國金融服務(wù)貿(mào)易的影響更大，其次是人力要素，接著是資本要素，這與薩德瑞模型相符，從而驗(yàn)證了薩德瑞模型在中國的適用性，因此分析出資本、技術(shù)、人力均會影響中國金融服務(wù)貿(mào)易的出口額。

參考文獻(xiàn)

[1]方虹，錢瑋蔚，王旭.“一帶一路”背景下中國金融服務(wù)貿(mào)易出口潛力研究[J].前沿，2018（3）：60-65

[2]杜慶霞.我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展存在的問題及對策建議[J].市場營銷，2016（12） ：62-63

[3]周曄，高維新.我國金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀、問題及對策[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2016（34）：89-90

[4]李秋煙，黃雅濱.福建省金融服務(wù)貿(mào)易出口影響因素分析[J].安徽行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2016（5）：59-66

[5]康增奎.我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力影響因素實(shí)證探究.國際經(jīng)貿(mào)，2017（1）：134-136

[6]周美英.自由貿(mào)易區(qū)對金融服務(wù)競爭力的影響分析[J].赤峰學(xué)院學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2017（1）：181-182