我國金融服務(wù)貿(mào)易自由化與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)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(wù)貿(mào)易自由化與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系進(jìn)行了研究，考察了我國 1997-2012年間金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口與我國經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)影響。結(jié)果顯示，金融服務(wù)貿(mào)易自由化是解釋經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)測方差的重要變量，但經(jīng)濟(jì)增長對于服務(wù)貿(mào)易自由化的預(yù)測方差貢獻(xiàn)度相比較小，并具有一定滯后期。

關(guān)鍵詞：金融服務(wù)貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型；方差分解

1 引言

隨著世界服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)日趨向金融、保險等新興服務(wù)業(yè)傾斜，金融服務(wù)貿(mào)易所占比重將大幅上升，未來服務(wù)貿(mào)易的競爭將主要集中于金融服務(wù)貿(mào)易。我國的金融服務(wù)貿(mào)易也經(jīng)歷了迅猛的發(fā)展，根據(jù)國家外匯管理局公布的我國國際收支平衡表數(shù)據(jù)顯示，2012年我國金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額達(dá)到277.4億美元，10年來增長了近7.7倍。

金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系研究在理論上和實證上都有一定的進(jìn)展，但大多數(shù)研究和文獻(xiàn)都集中于金融服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的單向影響的分析，忽略了經(jīng)濟(jì)增長對于金融服務(wù)貿(mào)易的反向作用。然而，經(jīng)濟(jì)增長與金融服務(wù)貿(mào)易之間可能存在雙向因果的影響機(jī)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(wù)貿(mào)易出口額、金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額和我國國內(nèi)生產(chǎn)總值等統(tǒng)計指標(biāo)來考察我國經(jīng)濟(jì)增長與金融服務(wù)貿(mào)易自由化在之間的雙向動態(tài)關(guān)系。

2 文獻(xiàn)綜述

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

最近幾年關(guān)于金融服務(wù)貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的問題逐漸受到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。劉輝煌（2001）分析了金融服務(wù)貿(mào)易自由化對整個世界經(jīng)濟(jì)和各國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生的雙面影響。詹藝丹（2007）認(rèn)為金融服務(wù)貿(mào)易自由化是通過提高金融體系效率來推動經(jīng)濟(jì)增長，發(fā)展中國家要抱著謹(jǐn)慎態(tài)度選擇恰當(dāng)模式、步驟與時機(jī)來實行金融服務(wù)貿(mào)易自由化。阮明烽、沈穎（2011）發(fā)現(xiàn)金融服務(wù)貿(mào)易自由化和金融發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)增長之間均呈顯著的正相關(guān)關(guān)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(wù)貿(mào)易，發(fā)現(xiàn)跨境交付和商業(yè)存在模式的金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，對經(jīng)濟(jì)增長具有正相關(guān)效應(yīng)。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)選取與變量定義

本文在相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)行創(chuàng)新，參照同類文獻(xiàn)模型的可行性，并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和經(jīng)濟(jì)意義，以金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額、金融服務(wù)貿(mào)易出口額來度量金融服務(wù)貿(mào)易自由化程度，以國內(nèi)生產(chǎn)總值來度量經(jīng)濟(jì)增長，直接建立金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的模型。令 GDP、EXPORT、IMPORT分別代表我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額和我國金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額，選取1997-2012年的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫、國家外匯管理局《中國國際收支平衡表》和世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。為消除匯率和通脹因素的影響，以上數(shù)據(jù)均折算成美元。筆者在分析時均采用各變量的對數(shù)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(shù)時間序列都是非平穩(wěn)的，此時對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，盡管有較高的回歸系數(shù)，其結(jié)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(shù)據(jù)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(jìn)行檢驗后，結(jié)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(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗。

3.3 協(xié)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(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗就是用來說明變量之間是否在一種長期的均衡關(guān)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(xié)整的，則它們之間存在一種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。通過Johansen協(xié)整檢驗法對各變量之間進(jìn)行協(xié)整回歸可知，GDP與金融服務(wù)貿(mào)易出口、金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口之間存在著長期的均衡關(guān)系。方程的殘差序列存在一階自相關(guān)，需對殘差進(jìn)行序列平穩(wěn)性檢驗。協(xié)整方程殘差的ADF結(jié)果顯示，殘差為平穩(wěn)序列，證明經(jīng)濟(jì)增長與金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)、出口之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)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(nèi)在聯(lián)系對整個系統(tǒng)產(chǎn)生的擾動以及各變量對這些擾動的綜合反映，需要構(gòu)建向量自回歸VAR模型，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，對[lngdp]、[lnexport]、[lnimport]之間的系統(tǒng)關(guān)系作進(jìn)一步分析，找出金融服務(wù)貿(mào)易出口、金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期動態(tài)關(guān)系。我國 GDP 在第1期只受其自身波動的影響，金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響（即對預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度）在第2期才顯現(xiàn)出來，并且沖擊影響的強(qiáng)度很小，進(jìn)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(xiàn)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(wù)貿(mào)易自由化對經(jīng)濟(jì)增長有很大程度的促進(jìn)作用，金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要大于出口的促進(jìn)作用。金融服務(wù)貿(mào)易出口的預(yù)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(yù)測方差分解值也達(dá)到了50%以上。金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對出口的預(yù)測方差影響相對比較小，而國內(nèi)生產(chǎn)總值對金融服務(wù)貿(mào)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(dá)到33.258%，可見經(jīng)濟(jì)增長對金融服務(wù)貿(mào)易出口的促進(jìn)作用具有一定的滯后期。金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口起初受到其自身和金融服務(wù)貿(mào)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(wù)貿(mào)易進(jìn)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(wù)貿(mào)易出口對進(jìn)口的影響也從期初的38.812%減至期末的24.784%。國內(nèi)生產(chǎn)總值對金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的影響在初始階段很小，只有2.721%，，此后呈現(xiàn)逐漸上升的態(tài)勢，到期末時增加為35.613%。與金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口相似，說明經(jīng)濟(jì)增長對金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的促進(jìn)作用也有一定的滯后期。

4 結(jié)語

研究表明，在新一輪經(jīng)濟(jì)和金融全球化中，金融服務(wù)貿(mào)易自由化是一個重要組成部分，其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用日益加強(qiáng)。因此，我國應(yīng)通過積極調(diào)整服務(wù)貿(mào)易政策和完善金融體制來推動金融服務(wù)貿(mào)易自由化，而金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展又將通過競爭壓力、技術(shù)轉(zhuǎn)移、制度創(chuàng)新、吸引外資和產(chǎn)業(yè)競爭力等來推動經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。與此同時，我國需在經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)上進(jìn)一步提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，吸收科技進(jìn)步成果，促進(jìn)金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，建立二者之間的良性循環(huán)反饋機(jī)制，以充分發(fā)揮經(jīng)濟(jì)增長對服務(wù)貿(mào)易的促進(jìn)作用。

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