金融服务贸易与经济增长关系的实证分析*

崔艳娟， 赵 琛， 徐晓飞

(1. 东北财经大学 金融学院， 辽宁 大连 116025； 2. 大连工业大学 a. 管理学院， b. 国际教育学院， 辽宁 大连 116034)

1986年开始的GATT乌拉圭回合谈判首次提出金融服务贸易的概念，并不断地发展完善。1994年GATS中《金融服务附录》给出的具体解释是：金融服务贸易是由一成员国的金融服务提供者向另一成员方提供任何与金融相关的服务，包括所有保险和保险相关服务以及所有银行及其他金融服务。金融服务提供者包括提供金融服务的法人和自然人，但不包括在行使政府职能的过程中提供金融服务的公共机构，如中央银行和金融监管机构。根据GATS对金融服务贸易的相关定义和提供方式，金融服务贸易可分为4种模式：跨境交付、境外消费、商业存在、自然人流动[1]。

在国内外已有的研究中，基本是将金融服务贸易作为服务贸易内容之一，研究其与经济增长的关系，如Ricard(1988)、Kubo(1998)在货物贸易促进经济增长的理论基础上，得出服务贸易促进经济增长的结论；Heir和Samusen(1985)以规模经济与不完全竞争的理论为基础，验证了服务贸易能促进经济增长的结论[2]。我国学者韩振国等(2009)利用时间序列数据对于国际服务贸易与经济增长的关系进行研究[3]。张小锋等(2009)运用计量经济方法验证了金融服务贸易进口对我国经济增长有明显推动作用[4]。林洁(2009)运用面板数据验证了金融服务贸易总额、出口以及进口与经济增长的协整关系[5]。陈恩、黄桂良(2010)以香港地区为样本，认为金融服务贸易发展对经济增长具有促进作用[6]。Cui Y.J.和Shen F.Y.(2011)根据中国1997—2010年数据对金融服务贸易与经济增长的关系进行了分析，研究结果表明，金融服务贸易与经济增长之间存在正相关关系[7]。这些成果为金融服务贸易与经济增长关系的相关研究提供了重要的参考与借鉴。

本文将商业存在模式引入金融服务贸易，根据1997—2011年我国经济增长与金融服务贸易相关时间序列数据构建多元回归模型，运用协整检验和格兰杰检验对我国金融服务贸易分模式与经济增长的关系进行计量分析，说明金融服务贸易与经济增长的关系，以促进金融服务贸易与经济增长的协调发展。

一、我国金融服务贸易发展

1. 跨境交付模式的金融服务贸易

跨境交付模式的金融服务贸易即本国金融机构在国内为境外消费提供的金融服务，这些内容主要记录于国际收支平衡表中服务贸易账户中的保险与其他金融服务子项。我国的国际收支平衡表自1997年开始按照IMF颁布的《国际收支手册》(第5版)的原则编制，其中统计了保险服务和其他金融服务的国际贸易额。跨境交付形式的金融服务贸易数据可以由这两者的相关数据整理获得。

我国自2001年入世后，金融服务(包括保险和金融项目)贸易取得重大进步。根据国家外汇管理局公布的国际收支平衡表数据显示，2011年我国金融服务贸易总额达227亿美元，保险服务贸易额15亿美元。我国保险服务贸易额增长迅速，但是由于目前我国在资本方面仍实行较为严格的管制，所以增长较为缓慢，并且短期内也不会有太大的增长。

2. 商业存在模式的金融服务贸易

商业存在模式的金融服务贸易是外资金融机构在东道国进行的金融服务，与上述跨境交付模式的金融服务贸易不同的是，相关数据无法在一国的国际收支平衡表中直接获得。由于银行业在我国金融业中具有典型的代表性，所以可以通过考察中资银行海外资产和外资银行在华资产来反映我国商业存在模式的金融服务贸易状况。

根据银监会统计，截至2011年末，在华外国银行类金融机构营业性机构资产总额增长23.6%。45个国家和地区的181家银行在华设立209家代表处；14个国家和地区的银行在华设立37家外商独资银行(下设245家分行)、2家合资银行(下设7家分行和1家附属机构)、1家外商独资财务公司；26个国家和地区的77家外国银行在华设立94家分行。外资银行在我国27个省(市、区)50个城市设立机构网点，较2003年初增加30个城市。同时，共有6家外资法人银行分行获准在其所在城市辖内外向型企业密集市县设立支行。中资银行业金融机构对外直接投资主要以境外收购和设立分行为主，如工行收购印尼Halim银行、澳门诚兴银行等的股权。截至2011年，我国政策性银行及国家开发银行设立6家海外机构，参股2家境外机构；5家大型商业银行设立105家海外机构，收购(或)参股10家境外机构；8家中小商业银行设立14家海外机构，2家中小商业银行收购(或)参股5家境外机构[8]。

3. 境外消费和自然人流动模式的金融服务贸易

境外消费模式的金融服务贸易是由居民向非居民提供的金融服务，如对非居民消费者提供的金融服务；自然人流动模式的金融服务是一国自然人居民到非居民所在地为其提供金融服务。这两种模式的金融服务相对于其他两种，不仅在中国发生的概率小，在整个世界也相对小一些。根据历年国际贸易统计报告显示，境外消费、自然人流动两种模式在实际中所占份额很小，分别为10%～15%和1%～2%，而跨境交付和商业存在分别占35%和50%。

鉴于数据的可获得性，本文以商业存在及跨境交付两种模式的金融服务贸易进行测度。1997—2011年金融服务贸易额如图1所示。从图1可以看出，金融服务贸易发展不均衡，并存在顺差趋势。

图1 1997—2011年我国金融服务贸易额注：商业存在的金融服务贸易按当年汇率水平折算。

二、模型建立与样本数据

为检验金融服务贸易对经济增长的作用，构建包含商业存在及跨境交付两种模式的金融服务贸易模型为

ln GDP=β1ln NM+β2ln FI+μ

(1)

式中：GDP——经济增长；

NM——跨境交付模式的金融服务贸易；

FI——商业存在模式的金融服务贸易；

β1，β2——待估计的系数；

μ——随机扰动项。

变量取对数主要是为了消除时间序列数据的异方差，但并不改变变量之间的协整关系。

在指标的选取上，经济增长以国民生产总值表示。根据上文的分析，NM以保险服务和其他金融服务贸易额之和计算；FI以中资银行海外资产和外资银行在华资产之和表示。数据来源于1997—2011年《中国统计年鉴》、《中国国际收支平衡表》以及《中国金融年鉴》并经过计算整理。

由于样本数据为时间序列数据，因此首先进行单位根检验以确定数据的平稳性，为避免时间序列的非平稳性所导致的“伪回归”，采用协整检验来说明其长期均衡关系。最后进行Granger检验，验证变量之间的前因后果的推动关系。分析过程借助软件Eviews 6.0进行。

三、模型检验与数据分析

1. 平稳性检验

由于时间序列数据的动态路径不仅有可预测的成分，还含有随机的成分，容易产生单位根，导致伪回归，因此本文采用ADF检验法(Dickey & Fuller，1981)进行平稳性检验[9]。该方法通过在回归方程右边加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关，如式(2)所示：

(2)

式中：Δyt——滞后项，Δyt=yt-yt-1；

α——常数；

t——时间趋势项；

εt——残差项(随机扰动项)。

为了对常数项、时间趋势项及存在的单位根作检验，可根据参数α，β和γ是否为零的假设进行检验。方程中加入p个滞后项是为了使残差项εt成为白噪声序列。最优滞后长度p可根据AIC准则和SC准则确定，选择AIC和SC为最小的滞后阶数。由于ADF统计量的分布是非标准的，可用Mackonnon临界值进行判断。

变量ln GDP，ln NM，ln FI序列的平稳性检验结果如表1所示。从表1中看出，虽然时间序列LGDP、LMN和LFI是非平稳的，但其一阶差分是平稳的，可以进一步判断协整关系和因果关系。

表1 ADF检验结果

注：*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平；D()表示相应序列的一阶差分。

2. 协整检验

时间序列回归前需检验各变量是否存在协整关系。从经济上而言，协整关系表明经济变量之间短期受随机扰动项影响可能偏离均值，但随着时间的推移将会回到均衡状态。本文是多元变量检验，因此采用极大似然法(Johnansen & Juselius，1990)进行检验[10]。检验模型为

Yt=π0+π1Yt-1+…+πmYt-m+εt

(3)

式中：Yt=(Y1t，Y2t，…，Ymt)；

π0——m×1阶向量；

πm——m×m矩阵，m=1，2，…，n，n为滞后阶数，可由AIC或SC准则确定。

本文选择最大特征根检验，原假设(H0)：最多有r个线性无关协整向量，检验统计量为

TR=-Tln(1-λr+1)

(4)

式中，λr+1为特征根，如大于临界值，则拒绝原假设。

根据Eviews 6.0输出，在5%的水平下，变量间存在协整关系，即经济增长GDP与金融服务贸易存在长期稳定关系。协整方程为

ln GDP=5.439 298+1.881 477ln NM+0.343 180ln FI

(5)

t=(1.557 642) (1.806 106) (0.400 436)

p=[0.145 3] [0.096 0] [0.695 9]

R2=0.676 306 调整后的R2=0.622 357

DW=1.859 443

由此可以看出，两种模式的金融服务对于GDP都存在着正效用，跨境交付模式的金融服务贸易每增长1单位，将带动GDP 0.34单位的增长量，而商业存在模式的金融服务贸易每增长1单位，将显著带动GDP 1.88单位的增长量。

3. Granger检验

由于协整检验仅仅是对变量是否存在长期均衡关系的检验，而因果关系还需以Granger(1969)检验方法进行判断[11]。其基本思想是：对于变量x和y，如果x的变化引起了y的变化，x的变化应当发生在y的变化之前。即如果说“x是引起y变化的原因”，则在做y对其他变量的回归时，如果x的滞后值能显著地改进对y的预测，就认为x是y的Granger原因。

根据AIC准则确定各变量滞后阶数为2，对变量进行Granger因果检验，结果如表2所示。从结果看，ln NM是ln GDP单向的Granger原因，ln NM是ln FI单向的Granger原因。

表2 Granger因果检验结果

注：*表示10%的显著性水平。

四、结 论

(1) 我国金融服务贸易与经济增长在样本区间内是非平稳的，但变量的一阶差分是平稳的，它们之间存在长期均衡关系，各变量通过长期均衡关系相互影响。

(2) 结合协整方程结果，金融服务贸易对经济增长具有正相关效应，跨境交付模式的金融服务贸易每增加1单位，将引起经济增长0.34单位的变化，而商业存在模式的金融服务贸易每增加1单位，将引起经济增长1.88单位的变化。

(3) 跨境交付和商业存在模式的金融服务贸易、经济增长之间存在单向Granger因果关系。跨境交付模式的金融服务贸易是经济增长的单向原因，并且促进了商业存在模式的金融服务贸易的增长。

综上，金融服务贸易是世界经济和金融发展的重要组成部分，“在当今的国际经济交易中90%以上是金融交易”(张小锋等，2009)，国际金融服务贸易对经济发展的作用日益加强。因此，应调整服务贸易政策，完善金融体制，推动金融服务的现代化，同时改善金融服务贸易发展的软环境，最大化地实现金融服务贸易自由化，促进我国金融服务贸易的发展，有效培育新的经济增长点。

参考文献：

[1]WTO.Annex on financial services：general agreement on trade in services [EB/OL].[2012-06-03].http：//www.wto.org/english/tratop_e/serv_e/gatsintr_e.htm.

[2]潘爱民.中国服务贸易开放与经济增长的长期均衡与短期波动研究 [J].国际贸易问题，2006(2)：54-58.

[3]韩振国，王玲利.我国服务贸易出口对经济增长的影响研究：基于1985—2006年时序数据的实证分析 [J].国际贸易问题研究，2009(3)：78-83.

[4]张小锋，官沧海，柴彩萍.我国金融服务贸易与经济增长的实证分析 [J].金融经济，2009(10)：80-81.

[5]林洁.金融服务贸易与经济增长：一个协整分析 [J].经济论坛，2009(21)：12-14.

[6]陈恩，黄桂良.金融服务贸易对香港经济增长贡献的实证分析 [J].广东社会科学，2010(2)：78-83.

[7]Cui Y J，Shen F Y.Relationship of international trade in financial services and economic growth：the case of China [J].Asian Social Science，2011，7(9)：220-225.

[8]中国银监会.中国银行业监督管理委员会2011年报 [EB/OL].[2012-06-03].http：//www.cbrc.gov.cn/chinese/home/docView/4DE6AD136C6E4F99B9883B7672674FC3.html.

[9]Dickey D A，Fuller W A.Likelihood ratio statistics for autoregressive time series with a unit root [J].Econometrics，1981，49(6)：1057-1072.

[10]Johansen S，Juselius K.Maximum likelihood estimation and inference on cointegration with applications to the demand for money [J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1990，52(2)：169-210.

[11]Granger C W J.Investigating causal relations by econo-metric models and cross-spectral methods [J].Econo-metrics，1969，37(3)：424-438.