曾 承

(武漢工程大學(xué)，湖北 武漢 430205)

經(jīng)濟全球化背景下，國際經(jīng)濟競爭的焦點逐漸由傳統(tǒng)貨物貿(mào)易轉(zhuǎn)向金融服務(wù)貿(mào)易。IMF于2016年10月正式宣布人民幣以10.92%的初始權(quán)重加入SDR貨幣籃子，緊跟歐元和美元成為第三大儲備貨幣，有著廣闊發(fā)展前景。

1 指標選取

從統(tǒng)計數(shù)據(jù)上看，我國金融服務(wù)貿(mào)易總額增加主要來源于進口額增長，若選取總額代表國際競爭力則研究結(jié)果會一定程度失真。因此將金融服務(wù)貿(mào)易出口額作為被解釋變量來反映我國競爭力強弱，記為Y?；诓ㄌ亍般@石模型”選取9個指標分別反映生產(chǎn)要素、需求要素、相關(guān)及支持性產(chǎn)業(yè)、企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)或競爭對手、政府這五大因素，機遇具有極大不可控性且難以量化故不納入模型。

①金融從業(yè)人數(shù)可衡量金融機構(gòu)人力資本情況，高精尖人才能提升其知識專業(yè)化程度。②金融固定資產(chǎn)投資同期增長率是用報告期水平與前一期水平對比所得的動態(tài)相對數(shù)。③互聯(lián)網(wǎng)普及率能反映出當今網(wǎng)絡(luò)科技提高金融服務(wù)貿(mào)易效率的同時減少交易中人力成本的情況。④GDP增長率直觀反映我國需求的增長速度，用(本年GDP-上年GDP)/上年GDP表示。⑤金融業(yè)FDI可衡量一個經(jīng)濟體對另一個經(jīng)濟體直接投資的依賴程度。⑥金融體系效率能體現(xiàn)一企業(yè)的結(jié)構(gòu)，用M2/GDP表示。⑦用金融服務(wù)進出口總額/GDP代表我國貿(mào)易開放度，其受到經(jīng)濟體制、相關(guān)法律和政府干預(yù)。⑧法定存款準備金率是央行調(diào)節(jié)金融制度的重要工具。提高時抑制通貨膨脹；降低時能增強貨幣創(chuàng)造力。⑨人民幣對美元匯率能直觀反映我國外向型經(jīng)濟貿(mào)易發(fā)展程度。

2 建立模型

選取的時間序列模型涵蓋了2000年～2019年共20年數(shù)據(jù)，眾多自變量容易產(chǎn)生多重共線性或自相關(guān)。為排除誤差對結(jié)果造成的明顯影響，先對原數(shù)據(jù)取對數(shù)，再運用Eviews進行多元回歸分析。

2.1 單位根檢驗

各變量單獨進行的ADF檢驗結(jié)果顯示所取變量在原對數(shù)序列上均不平穩(wěn)。經(jīng)一階差分后變平穩(wěn)，且ADF值均<5%置信水平上的臨界值，故該組變量達到一階單整。

表1指標所屬類別及評價對象

2.2 OLS回歸分析

擬選用回歸模型為：LnY=C+α1LnX1+α2LnX2+α3LnX3+α4LnX4+α5LnX5+α6LnX6+α7LnX7+α8LnX8+α9LnX9+u，其中α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7、α8、α9分別代表各經(jīng)濟指標的偏回歸系數(shù)，C為常數(shù)項，u為隨機誤差項。

表2一階差分單位根檢驗結(jié)果

表3初步回歸結(jié)果

表4再次回歸結(jié)果

初步回歸方程為：

LnY=27.702+2.279LnX1-0.132LnX2+0.485LnX3-0.115LnX4-0.093LnX5+0.311LnX6+0.458LnX7-0.835LnX8-5.687LnX9

調(diào)整后R2=0.993，雖然擬合度較高但有些變量顯著程度很低，其中X2、X4、X5、X6的P值大于顯著性水平0.05，因此下一步回歸選擇剔除這四項數(shù)據(jù)再進行最小二乘回歸。對模型再次進行回歸，結(jié)果見表4。

擬合優(yōu)度達99%以上，顯著性檢驗F的伴隨概率為0，方程非常顯著，各變量檢測的P值均<0.05，說明5個變量對Y有顯著影響，相關(guān)系數(shù)顯示X9的影響最為顯著。所以最終回歸方程為：LnY=32.099+2.198LnX1+0.43LnX3+0.319LnX7-1.001LnX8-6.233LnX9。

3 自相關(guān)性檢驗

該模型DW值為2.931，給定顯著水平5%，查表知當k=5，n=100時，dL=1.571，dU=1.780。此時4-dL

原回歸模型表示為：

LnY=C+α1LnX1+α3LnX3+α7LnX7+α8LnX8+α9LnX9+u

(1)

將回歸模型滯后一期：

LnYt-1=C+α1LnX1(t-1)+α3LnX3(t-1)+α7LnX7(t-1)+α8LnX8(t-1)+α9LnX9(t-1)+ut-1

(2)

式(1)兩邊同乘以ρ得到：

ρLnYt-1=ρC+ρα1LnX1(t-1)+ρα3LnX3(t-1)+ρα7LnX7(t-1)+ρα8LnX8(t-1)+ρα9LnX9(t-1)+ρut-1

(3)

式(3)與式(1)相減得到：

(LnY-ρLnYt-1)=C(1-ρ)+α1[LnX1-ρLnX1(t-1)]+α3[LnX3-ρLnX3(t-1)]+α7[LnX7-ρLnX7(t-1)]+α8[LnX8-ρLnX8(t-1)]+α9[LnX9-ρLnX9(t-1)]+vt

(4)

由于式(4)中的殘差項滿足標準的OLS假設(shè)，所以變換后的模型無序列相關(guān)。

表5修正模型回歸結(jié)果

通過軟件檢驗得該模型D-W值為2.203，此時dU=1.78

LnY=45.995+2.669LnX1+0.203LnX3+0.36LnX7-0.846LnX8-6.507LnX9

t = (6.061) (7.730) (1.534) (4.184)

(-3.79) (-10.537)

4 EG協(xié)整檢驗

原數(shù)據(jù)已處理成平穩(wěn)序列，可設(shè)置e=resid即殘差序列，再對e進行平穩(wěn)性檢驗。

表6殘差平穩(wěn)性檢驗

結(jié)果表明殘差e原序列的ADF值>1%臨界值，且P=0.0028<0.01，即在1%水平下拒絕原假設(shè)，殘差序列為平穩(wěn)序列，各變量間存在協(xié)整關(guān)系，最終方程為真回歸，不存在偽回歸現(xiàn)象。

5 實證結(jié)果分析

所選變量影響力最顯著的是人民幣對美元匯率，金融從業(yè)人數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)普及率、貿(mào)易開放度與我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額呈正相關(guān)；人民幣對美元匯率、法定存款準備金率與我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額呈負相關(guān)。

5.1 金融從業(yè)人數(shù)對金融服務(wù)貿(mào)易出口的促進作用

從業(yè)人員每變動1%將帶動貿(mào)易出口額2.669個單位的增加，影響呈正相關(guān)且較顯著。國內(nèi)金融業(yè)人數(shù)占勞動力人數(shù)不足1%卻貢獻了8%GDP。由于行業(yè)特殊性，往往要求從業(yè)人員擁有較強綜合素質(zhì)，加大人力投資極具現(xiàn)實意義。金融業(yè)的平均學(xué)歷最高，可以理解為公募>證券>期貨>銀行>保險。如銀行業(yè)的研究生及以上學(xué)歷人員占6.1%，本科學(xué)歷占51.6%，大專學(xué)歷占29.5%，?？萍耙韵抡?2.8%。故唯有各金融機構(gòu)都更加重視人才投入才能最終促進競爭力提升。

5.2 互聯(lián)網(wǎng)普及率對金融服務(wù)貿(mào)易的潛在促進作用

普及率每增加1單位會提高0.203個單位貿(mào)易出口額，說明用戶規(guī)模擴大使金融服務(wù)需求增加從而促進金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展，但網(wǎng)絡(luò)用戶在各領(lǐng)域有不同消費行為且國內(nèi)業(yè)務(wù)與貿(mào)易對沖導(dǎo)致影響力變小。新興行業(yè)也會帶來一些負影響：①互聯(lián)網(wǎng)金融對傳統(tǒng)銀行業(yè)有沖擊。2019年中國銀行實現(xiàn)非利息收入同比增加305.31億元，增長21.14%，在營業(yè)收入中占31.85%。雖然該行積極把握消費金融快速發(fā)展機遇，但僅立足于國內(nèi)的互聯(lián)網(wǎng)金融對貿(mào)易出口貢獻并不大。②傳統(tǒng)行業(yè)的互聯(lián)網(wǎng)化對我國金融服務(wù)貿(mào)易有沖擊。網(wǎng)絡(luò)購物和電子商務(wù)迅猛成長會侵占部分金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的生產(chǎn)要素。

5.3 貿(mào)易開放度對金融服務(wù)貿(mào)易的政策性促進作用

經(jīng)濟基礎(chǔ)決定上層建筑，我國在全球金融服務(wù)協(xié)議的約束下應(yīng)乘著世界金融發(fā)展的洪流，以保護自身利益為前提，積極創(chuàng)造打開國外金融機構(gòu)注資國內(nèi)金融市場的隘口。政府的重點目標是社會經(jīng)濟效益及國家政治利益，因此我國需通過多邊談判和動態(tài)博弈去制定金融服務(wù)貿(mào)易政策，尋找自由貿(mào)易和貿(mào)易保護間的平衡點，進而約束國家間整體行為。金融服務(wù)貿(mào)易開放政策不能一蹴而就，需由政府、金融機構(gòu)、國內(nèi)外市場環(huán)境等多方面共同制約，開放度越高的國際經(jīng)濟一體化進程越快。

5.4 法定存款準備金率對金融服務(wù)貿(mào)易有抑制影響

我國法定存款準備金率基本由政府決定，每提高1%我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額相應(yīng)減少0.846百分點。改變準備金率是國家調(diào)節(jié)貨幣政策的高效手段，央行規(guī)定的準備金率越高，商業(yè)銀行上繳就越多，可運用資金就越少，從而導(dǎo)致社會信貸總量減少。每個微小變化都將引起社會貨幣供應(yīng)總量的急劇變動，迫使商業(yè)銀行調(diào)整信貸規(guī)模從而給社會經(jīng)濟帶來激烈振蕩。所以上升的準備金率使國名儲蓄意愿增強，用于國際貿(mào)易的資金流動減少，金融服務(wù)業(yè)便受到連帶負影響。

5.5 貨幣匯率對金融服務(wù)貿(mào)易的沖擊影響

匯率最能衡量我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的國際環(huán)境。人民幣每貶值一個百分點，我國對外金融服務(wù)貿(mào)易出口額下降6.507百分點。近年來,中美對于人民幣匯率問題的爭論逐漸白熱化，人民幣升值必將有利于提高我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力，眾多經(jīng)濟學(xué)家認為貨幣匯率上升對于金融服務(wù)貿(mào)易而言顯然是不利的，匯率上升會更吸引國際上對人民幣的獲利預(yù)期，吸引外商增大在華的金融服務(wù)業(yè)投資，埋下因大量投放貨幣導(dǎo)致經(jīng)濟崩潰的隱患。綜上所述X7、X8、X9都證明政府影響力極大，故我國政府加大對金融服務(wù)業(yè)貿(mào)易的宏觀調(diào)控和扶持力度顯得至關(guān)重要。