我國金融服務貿易自由化與經濟增長的關系研究

彭博

摘 要：本文運用基于 VAR 模型的方差分解法對中國的金融服務貿易自由化與經濟增長的相互關系進行了研究，考察了我國 1997-2012年間金融服務貿易進出口與我國經濟增長的動態(tài)影響。結果顯示，金融服務貿易自由化是解釋經濟增長的預測方差的重要變量，但經濟增長對于服務貿易自由化的預測方差貢獻度相比較小，并具有一定滯后期。

關鍵詞：金融服務貿易；經濟增長；VAR模型；方差分解

1 引言

隨著世界服務貿易結構日趨向金融、保險等新興服務業(yè)傾斜，金融服務貿易所占比重將大幅上升，未來服務貿易的競爭將主要集中于金融服務貿易。我國的金融服務貿易也經歷了迅猛的發(fā)展，根據國家外匯管理局公布的我國國際收支平衡表數據顯示，2012年我國金融服務貿易進出口總額達到277.4億美元，10年來增長了近7.7倍。

金融服務貿易與經濟增長之間的關系研究在理論上和實證上都有一定的進展，但大多數研究和文獻都集中于金融服務貿易對經濟增長的單向影響的分析，忽略了經濟增長對于金融服務貿易的反向作用。然而，經濟增長與金融服務貿易之間可能存在雙向因果的影響機制。針對這一問題，本文主要采用基于 VAR 模型的分析方法，利用 1997-2012年期間我國金融服務貿易出口額、金融服務貿易進口額和我國國內生產總值等統(tǒng)計指標來考察我國經濟增長與金融服務貿易自由化在之間的雙向動態(tài)關系。

2 文獻綜述

國外較早開始研究貿易自由化對經濟增長影響問題。Francois與Schuknecht（1999）等人評估了各國經濟增長與服務部門自由化間的聯系，證實了金融服務貿易自由化對經濟增長的促進作用。Mattoo、Rathindran與Subramanian（2001）的研究顯示服務部門開放影響長期增長績效，并且金融服務部門要強于基礎電信部門。Eschenbach與Hoekman（2005）發(fā)現金融服務等部門的改革與服務業(yè)FDI流入呈顯著正相關。Khoury與Savvides（2006）的研究表明金融服務部門的開放度上升對高收入國家的經濟增長具有顯著的促進作用，但對低收入國家沒有明顯作用。該研究意味著服務部門開放對經濟增長的影響依賴于經濟發(fā)展水平。

最近幾年關于金融服務貿易促進經濟增長的問題逐漸受到國內學者的關注。劉輝煌（2001）分析了金融服務貿易自由化對整個世界經濟和各國經濟的發(fā)展產生的雙面影響。詹藝丹（2007）認為金融服務貿易自由化是通過提高金融體系效率來推動經濟增長，發(fā)展中國家要抱著謹慎態(tài)度選擇恰當模式、步驟與時機來實行金融服務貿易自由化。阮明烽、沈穎（2011）發(fā)現金融服務貿易自由化和金融發(fā)展以及經濟增長之間均呈顯著的正相關關系。崔艷娟、趙琛、徐曉飛（2013）主要研究跨境交付和商業(yè)存在模式的金融服務貿易，發(fā)現跨境交付和商業(yè)存在模式的金融服務貿易與經濟增長之間存在長期均衡關系，對經濟增長具有正相關效應。

3 實證分析

3.1 數據選取與變量定義

本文在相關文獻的基礎上進行創(chuàng)新，參照同類文獻模型的可行性，并考慮數據的可獲得性和經濟意義，以金融服務貿易進口額、金融服務貿易出口額來度量金融服務貿易自由化程度，以國內生產總值來度量經濟增長，直接建立金融服務貿易與經濟增長關系的模型。令 GDP、EXPORT、IMPORT分別代表我國國內生產總值、我國金融服務貿易出口額和我國金融服務貿易進口額，選取1997-2012年的數據作為樣本數據。數據來源于聯合國服務貿易數據庫、國家外匯管理局《中國國際收支平衡表》和世界銀行WDI數據庫。為消除匯率和通脹因素的影響，以上數據均折算成美元。筆者在分析時均采用各變量的對數值，記為[lngdp]、[lnexport]、[lnimport]，上述變量的一階差分用[dlngdp]、[dlnexport]、[dlnimport]來表示。

3.2 單位根檢驗

由于大多數時間序列都是非平穩(wěn)的，此時對這些數據進行回歸，盡管有較高的回歸系數，其結果卻沒有任何實際意義，被稱為虛假回歸或者偽回歸。針對這一問題，本文采用單位根檢驗來說明數據的平穩(wěn)性，采用ADF檢驗法，模型的所有變量都通過了單位根檢驗。在選擇了最佳的檢驗形式和滯后期進行檢驗后，結果顯示[lngdp]、[lnexport]、[lnimport]在0.01的顯著水平下是非平穩(wěn)的，而[dlngdp]、[dlnexport]、[dlnimport]在0.01的顯著水平下是平穩(wěn)的。故該時間序列在1%的顯著水平下均為一階單整過程，并可以在此基礎上進行協整檢驗。

3.3 協整檢驗

一些時間序列雖然自身非平穩(wěn)，但是其某種線性組合是平穩(wěn)的，這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關系，稱為協整關系。協整檢驗就是用來說明變量之間是否在一種長期的均衡關系。各變量雖然具有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們是協整的，則它們之間存在一種長期穩(wěn)定的比例關系。通過Johansen協整檢驗法對各變量之間進行協整回歸可知，GDP與金融服務貿易出口、金融服務貿易進口之間存在著長期的均衡關系。方程的殘差序列存在一階自相關，需對殘差進行序列平穩(wěn)性檢驗。協整方程殘差的ADF結果顯示，殘差為平穩(wěn)序列，證明經濟增長與金融服務貿易進、出口之間存在穩(wěn)定的均衡關系。

3.4 VAR模型及方差分解

為了反映各個變量的單位變化通過其內在聯系對整個系統(tǒng)產生的擾動以及各變量對這些擾動的綜合反映，需要構建向量自回歸VAR模型，把系統(tǒng)中每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，對[lngdp]、[lnexport]、[lnimport]之間的系統(tǒng)關系作進一步分析，找出金融服務貿易出口、金融服務貿易進口與經濟增長之間的長期動態(tài)關系。我國 GDP 在第1期只受其自身波動的影響，金融服務貿易進出口對經濟發(fā)展的影響（即對預測誤差的貢獻度）在第2期才顯現出來，并且沖擊影響的強度很小，進口和出口分別為2.191%和0.756%，累計僅為2.947%。二者之和為73.152%。從第4期開始直至末期，這種貢獻趨于穩(wěn)定并一直維持在一個較高水平。由此可知，金融服務貿易自由化對經濟增長有很大程度的促進作用，金融服務貿易進口對經濟增長的促進作用要大于出口的促進作用。金融服務貿易出口的預測方差受其自身的影響最大，其中第1期95.697%的沖擊由其自身引起，直到第10期預測方差分解值也達到了50%以上。金融服務貿易進口對出口的預測方差影響相對比較小，而國內生產總值對金融服務貿易出口的影響在第6期之前一直維持比較低的水平，從第 6 期之后其影響逐漸上升，到第10期達到33.258%，可見經濟增長對金融服務貿易出口的促進作用具有一定的滯后期。金融服務貿易進口起初受到其自身和金融服務貿易出口的影響最大，分別為58.467%和 38.812%。隨后兩者的影響都有所衰減，其中金融服務貿易進口對其自身的影響從期初的 58.467%減至期末的39.603%，金融服務貿易出口對進口的影響也從期初的38.812%減至期末的24.784%。國內生產總值對金融服務貿易進口的影響在初始階段很小，只有2.721%，，此后呈現逐漸上升的態(tài)勢，到期末時增加為35.613%。與金融服務貿易進口相似，說明經濟增長對金融服務貿易進口的促進作用也有一定的滯后期。

4 結語

研究表明，在新一輪經濟和金融全球化中，金融服務貿易自由化是一個重要組成部分，其對經濟發(fā)展的作用日益加強。因此，我國應通過積極調整服務貿易政策和完善金融體制來推動金融服務貿易自由化，而金融服務貿易的發(fā)展又將通過競爭壓力、技術轉移、制度創(chuàng)新、吸引外資和產業(yè)競爭力等來推動經濟的發(fā)展。與此同時，我國需在經濟增長的基礎上進一步提高產業(yè)結構，吸收科技進步成果，促進金融服務貿易的發(fā)展，建立二者之間的良性循環(huán)反饋機制，以充分發(fā)揮經濟增長對服務貿易的促進作用。

參考文獻

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