金融發展對服務貿易出口結構的溢出效應

李華敏等

摘 要：基于服務貿易出口復雜度的算法，選取中國2000—2012年相關數據，分析金融發展對服務貿易出口結構的溢出效應。結果表明：短期內，金融發展對服務貿易出口結構沒有影響，不存在溢出效應；長期內，金融發展能顯著促進服務貿易出口結構的優化，但其溢出效應具有滯后性；金融發展對服務貿易出口結構存在單向因果關系，服務貿易出口結構不會影響金融發展。基于此，實現中國金融業發展對服務貿易出口結構長期可持續溢出效應，應完善金融體系，做大做強金融業；合理引導金融機構貸款投放，加大信貸支持；推進多層次資金市場，拓寬投融資渠道。

關鍵詞：金融發展；服務貿易；出口復雜度；出口結構

中圖分類號：F746 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）01-0084-06

一、引言

從經濟增長的推動力角度看，服務業終將逐步取代工業而成為一國經濟增長和產業結構升級的主要推動力。目前，全球貿易結構正從貨物貿易逐步向服務貿易傾斜，服務貿易已迅速發展成一種繼對外直接投資和貨物貿易之外的非常重要的國際經濟活動，一國服務貿易的發展逐漸成為衡量該國國際競爭能力和國際分工地位的重要指標之一。在這樣的全球服務貿易迅速發展趨勢下，中國的服務貿易也快速發展。聯合國貿發會議統計數據庫（UNCTAD）的統計數據顯示，2000年中國服務貿易進出口總額為664.61億美元，2012年達到4 730.37億美元，2000—2012年中國服務貿易的年均增長率高達18.21%，遠遠超過2000—2012年世界服務貿易的年均增長率9.41%；其中，中國服務貿易出口額從2000年的304.31億美元上升至2012年的1 909.39億美元，2000—2012年年均增長率為17.26%，同時間段，世界服務出口貿易年均增長率僅為9.63%，中國服務貿易出口占全球服務貿易出口比重從2000年的2.00%提高到2012年的4.32%；旅游服務出口、運輸服務出口、其他服務①出口在中國服務貿易出口中所占比重分別從2000年的53.34%、12.06%、34.60%轉變為2012年的26.79%、20.43%、52.78%。數據表明中國在實現服務貿易規模擴張的同時，其服務貿易出口結構已開始從傳統服務出口為主逐漸向現代服務貿易出口比例不斷增大的趨勢轉變。

一國或一地區金融業的有效發展，一方面能刺激儲蓄，將儲蓄轉變為投資；另一方面能提供更多的外部融資，提高一國或地區資本稟賦積累，降低融資成本，從而促進資本密集型產品的生產；此外，金融業的有效發展能為技術創新提供人力資本投資、研究與開發費用投資和實物投資，從而間接促進一國或地區技術知識密集型產品比較優勢的形成；在出口過程中，金融業的有效發展為出口企業應對國際資信風險、匯率風險、市場風險等出口風險提供風險轉移保障。自1994年開始金融業全面配套改革以來，1999年中國金融業開始新一輪的快速增長，2007年金融業增加額同比增長52.33%，2008年和2009年其增長勢頭有所放緩，2010年開始，中國金融業增加額恢復大幅度增長。2000—2012年，中國金融規模總量②從304 933.07億元增長至2 087 473.10億元，增長倍數接近6倍，可以相信，中國金融業在一定程度上已實現有效發展。

靈活有效的金融市場可為服務業出口企業提供資本、融資平臺支持，引導資本進入服務業，使資本成為相對便宜和富裕的要素投入生產，從而改變對外貿易的比較優勢，實現貿易結構的優化，即從勞動密集型和資源密集型產品出口為主向資本技術知識密集型產品出口為主的趨勢轉變。因此，在中國服務貿易和金融業迅速發展趨勢下，本文擬以金融發展為切入點，研究中國金融業發展對服務貿易出口結構的溢出效應。

二、文獻綜述

隨著對外貿易和金融的迅速發展，國內外學者在對外貿易與金融的關系、對外貿易對金融發展的影響、金融發展對對外貿易的影響三方面進行了大量研究。在金融發展對對外貿易的影響研究上，早在1987年國外學者Kletzer和Bandhan在赫克歇爾-俄林（H-O）模型的基礎上，從資源配置角度研究金融發展程度對兩國貿易結構的影響，認為高度依賴外源融資發展的行業在信貸約束較低的國家的生產上具有比較優勢，而低度依賴外源融資發展的行業在信貸約束較高的國家進行專業化生產并出口。Beck（2003）[1]也從資源配置角度研究金融發展對一國貿易的影響，基于56個國家36個行業的數據建立模型，實證分析結果與Kletzer和Bandhan得出的結論相同，金融發達的國家中依賴外源融資的行業擁有出口比較優勢，且認為是技術因素決定了行業對外源融資的依賴程度。Becker等（2013）[2]從企業角度研究金融發展、固定成本和貿易的關系，認為出口需要巨大的前期成本，一國發達的金融體系能實現企業外部融資，從而促進一國的出口水平。Hur等（2006）[3]利用42個國家27個行業的行業數據分析認為金融發展程度高的國家中擁有更多無形資產的行業具有高出口份額和貿易順差。

國內學者在我國金融發展對外貿的影響研究上進行了大量的實證分析和少量的理論綜述研究。陳建國和楊濤（2005）[4]利用1992—1999年數據分析金融發展對中國出口結構升級的影響，結果表明在該時間段內金融發展的滯后和金融的低效率制約中國出口結構的升級。張曉濤等（2012）[5]在更長的時間區間內研究金融發展對中國出口商品結構的影響，認為金融發展規模的擴大能顯著促進出口商品結構升級。國內學者還進一步將研究視角擴展到金融發展對區域對外貿易和具體產業對外貿易的影響，陳恩和黃桂良（2009）[6]表明金融發展對廣東對外貿易有顯著促進作用，但存在明顯的區域差異。楊丹萍和毛江楠（2010）[7]認為金融發展對中國紡織業進出口貿易有顯著的促進作用。近年來，國內學者也越來越關注金融發展對服務貿易的影響，馬琳（2013）[8]認為現階段中國金融發展對服務貿易進出口具有單向的顯著促進作用。林發彬（2011）[9]用金融中介率或貸款運用效率衡量的金融發展對中國服務貿易出口結構的影響具有明顯的行業差異。李丹（2012）[10]以美國為例研究資本積累對服務貿易結構優化的影響，認為資本投入可通過推動技術進步和人力資本積累進而推動服務貿易結構優化。

國內學者一般基于以下幾種視角研究服務貿易出口結構：或基于生產性服務貿易出口和消費性服務貿易出口在服務貿易出口中所占比重研究服務貿易出口結構；或從傳統服務和新型服務貿易出口在服務貿易出口中所占比重的角度研究服務貿易出口結構；或基于產業內服務貿易出口和產業間服務貿易出口在服務貿易出口中所占比重的視角研究服務貿易出口結構；或從運輸服務出口、旅游服務出口和其他服務出口在服務貿易中所占比重分析服務貿易出口結構；或基于服務貿易出口復雜度分析服務貿易出口結構。其中，運用的最多的是基于從運輸服務、旅游服務和其他服務在服務貿易中所占比重分析服務貿易出口結構，如劉麗慧等（2013）[11]從該視角研究服務貿易結構。而近年來很多學者對運用出口復雜度衡量一國或地區出口商品結構的方法展開了大量的理論和實證分析，并且，焦點已慢慢轉向對服務貿易出口復雜度的測度和分析上。黃永明和張文潔（2012）[12]認為國家層次的出口復雜度能衡量一國出口商品結構和資本技術知識稟賦，一國出口商品的出口復雜度越高，則出口商品的附加值和技術水平越高。董直慶和夏小迪（2010）[13]基于服務貿易出口復雜度研究中國服務貿易技術結構優化問題。戴翔（2012）、張雨（2012）[14]和Mishra等（2011）[15]借鑒Hausmann等（2007）[16]提出的制成品出口復雜度測度方法度量中國服務貿易出口復雜度。

由國內外研究結果可以看出，發達的金融市場為行業出口提供資本、融資平臺支持，促進無形資產高的行業的出口，對貿易結構升級具有正的溢出效應。在金融業和服務貿易將成為經濟發展主題的中國，本文試圖基于服務貿易出口復雜度的算法，研究金融發展對服務貿易商品結構的短期和長期溢出效應，探討金融發展對我國服務貿易比較優勢變遷的影響。

三、變量選取及數據說明

（一）變量選取

本文試圖用服務貿易出口復雜度（ES）衡量服務貿易出口結構。出口復雜度的測度方法有收入和出口相似度兩種指標，收入指標假設一國或地區出口產品的技術和質量水平與該國或地區的收入相關，出口復雜度是該國或地區的人均收入的加權平均數，權重為該國或地區的出口相對比重；而出口相似度指標從一國或地區出口產品與發達國家或地區出口商品集的相似程度角度衡量該國的出口復雜度[12]。在服務貿易出口復雜度的測度上，戴翔（2012）、張雨（2012）[14]和Mishra等（2011）[15]借鑒Hausmann等（2007）提出的制成品出口復雜度測度方法度量中國服務貿易出口復雜度。因此，本文同樣借鑒Hausmann等（2007）提出的收入指標測度中國服務貿易出口復雜度，該方法分兩步進行，首先測算服務貿易出口中各分項的出口復雜度指數（TSI），公式如下：

然后測算一國或地區的服務貿易出口復雜度（ES），公式如下：

其中，ES（Export Sophistication）為一國服務貿易出口復雜度，exk表示一國服務貿易分項k的出口額，EX表示該國服務貿易出口總額，TSIk表示服務貿易出口分項k的出口復雜度指數。

本文選取能衡量中國服務貿易出口商品結構的服務貿易出口復雜度作為被解釋變量，選取中國金融業發展程度為解釋變量。除了受金融業發展的影響，服務貿易出口復雜度還可能受該國技術和外商直接投資的影響。因此，為使模型準確反映一國金融業發展對服務貿易出口復雜度的影響程度，本文也將技術和外商直接投資作為解釋變量納入模型中。

戈氏金融相關比率（FIR）是一國在某時點的全部金融資產與全部實物資產的比值，戈氏金融相關比率不僅能衡量一國金融規模的擴張，還能衡量金融結構的優化程度。因此，本文用戈氏金融相關比率（FIR）指標衡量中國金融業發展，計算公式如下：

其中，M2表示廣義貨幣存量，L為金融機構貸款余額，S為股票市價總值、債券余額和保費收入之和，GDP為國內生產總值。

用第三產業外商直接投資額與外商直接投資總額的比值衡量中國服務業外商直接投資，用FDI表示；用研究與試驗發展（R&D）投入衡量中國技術水平，用TC表示。

（二）數據說明

在測算服務貿易出口分項的出口復雜度指數（TSI）時，需使用世界上所有國家的服務貿易出口數據，但數據的獲取比較困難且工作量太大，因此，本文選取2011年服務貿易出口額在世界服務貿易出口中排名居前60名的國家和地區的服務貿易出口數據為樣本數據，鑒于樣本數據的可獲性，最終選定的樣本國家和地區為45個③，45個國家和地區的服務貿易出口總額占世界服務貿易出口總額為85.94%。2004—2011年樣本國家和地區的11項服務貿易分項出口數據源自聯合國貿發會議統計數據庫（UNCTAD），人均GDP數據源自世界銀行數據庫，用計算的2004—2011年各服務貿易分項出口復雜度指數（TSI）的均值測度2000—2012年中國服務貿易出口復雜度（ES）[15]，2000—2012年中國服務貿易出口數據來自聯合國貿發會議統計數據庫（UNCTAD）。

在測算戈氏金融相關比率（FIR）時，2000—2012年M2、金融機構貸款余額、股票市價總值和GDP數據來自歷年《中國統計年鑒》和中國人民銀行網站，債券余額數據由歷年《中國統計年鑒》和中國債券信息網站相關數據整理得到，保費收入數據來自歷年《中國金融統計年鑒》和中國保監會網站。FDI數據來自歷年《中國統計年鑒》和中國商務部網站；TC數據來自歷年國家統計局全國科技經費投入統計公報。

四、實證分析

為探討中國服務貿易出口結構與金融發展、技術、外商直接投資之間是否存在長期均衡和短期動態關系，特別是金融發展對中國服務貿易出口結構的長期均衡和短期動態影響，即“溢出效應”，本文使用Eviews5.0軟件對各變量指標進行平穩性檢驗、協整檢驗等。對變量指標取自然對數后不改變變量之間的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中可能存在的異方差現象，因此，對變量指標ES、FIR、FDI、TC作對數處理，分別記為LES、LFIR、LFDI、LTC。

（一）平穩性檢驗

為避免“偽回歸”現象的出現，在回歸分析之前先對變量進行平穩性檢驗，本文采用ADF單位根檢驗對時間序列LES、LFIR、LFDI、LTC進行平穩性檢驗，ADF單位根檢驗結果如表1。

由表1可得，LES、LFIR、LFDI、LTC變量均為非平穩時間序列，在10%的顯著性水平下，四個變量的一階差分為平穩時間序列，因此可進一步進行協整檢驗，以判斷各變量間是否存在協整關系。

（二）協整檢驗

本文采用Johansen跡檢驗法對LES與LFIR、LFDI、LTC三組變量間的協整關系進行檢驗，檢驗結果如表2。

由表2可得，LES與LFIR、LES與LFDI、LES與LTC三組變量在5%的顯著性水平上均拒絕了協整方程個數為0的原假設，不能拒絕協整方程個數為1的假設，因此，三組變量都存在協整關系，可用普通最小二乘法（OLS）估計LES與LFIR、LFDI、LTC間的長期動態均衡關系，建立并估計協整模型。

LESt=？茁0+？茁1LFIRt+？茁2LFDIt+？茁3LTCt+？著t（4）

其中，？茁0為常數項，？著t為誤差項。用最小二乘法（OLS）估計得協整模型為：

從模型（5）可看出，模型的擬合優度達0.909，擬合效果較好，三變量在10%的顯著性水平下均通過了t檢驗，各解釋變量的系數較為合理。具體而言，在長期內，服務貿易出口結構（LES）與金融發展（LFIR）、外商直接投資（LFDI）、技術水平（LTC）呈正相關關系，即金融發展、外商直接投資和技術水平是中國服務貿易出口結構優化的影響因素，其中，中國金融發展對服務貿易出口結構具有長期溢出效應，金融發展規模和結構改善1%，服務貿易出口結構將優化0.031%。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

為進一步檢驗LES與LFIR、LFDI、LTC變量間的因果關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗法，檢驗結果如表3。

由表3可知，在滯后階數為3的條件下，金融業發展、外商直接投資、技術水平的變化是服務貿易出口結構變化的原因，但服務貿易出口結構變化不是金融業發展變化的原因，金融業發展與服務貿易出口結構呈單向因果關系，再結合協整模型估計結果，可認為：金融業發展可促進服務貿易出口結構優化，但服務貿易出口結構的優化不會影響金融業的發展。

（四）誤差修正模型

協整檢驗結果表明，服務貿易出口結構與金融業的發展、外商直接投資、技術水平存在長期動態均衡關系，進一步采用誤差修正模型建立變量間的短期動態關系，建立誤差修正模型：

DLESt=？琢0+？琢1DFIRt-1+？琢2DLFDIt-1+？琢3DLTCt-1+？琢4ECMt-1+？著t（6）

其中，DLES、DFIR、DLFDI、DLTC分別為變量LES、FIR、LFDI、LTC的一階差分，ECM為誤差修正項，是協整模型（4）的殘差序列，？著t為誤差項。

對模型（6）進行估計，通過試驗，在短期內，中國金融發展對服務貿易出口結構的影響不顯著，固DFIR變量未納入誤差修正模型中，最終誤差修正模型為：

從模型（7）可看出，模型的擬合優度達0.742，擬合效果較好；各變量在10%的顯著性水平下均通過了t檢驗，各解釋變量的系數較為合理；ECM系數為-0.573，符合反向修正機制，表明當短期波動偏離長期動態均衡時，系統則以0.573的調整力度將模型從偏離狀態調整到均衡狀態。

五 結論及建議

本文以中國金融發展為切入點，基于服務貿易出口復雜度的算法，研究金融發展對服務貿易出口結構的短期和長期溢出效應。實證結果表明：在短期內，金融發展對服務貿易出口結構沒有影響；在長期內，中國金融業發展與服務貿易出口結構存在長期動態均衡關系，金融業規模和結構的改善能促進服務貿易出口結構的優化，具有正的溢出效應，但其溢出效應具有滯后性；在滯后階數為3的情況下，金融業規模及結構的變化是服務貿易出口結構變化的原因，但服務貿易出口結構的變化不是金融業規模及結構變化的原因，金融業發展與服務貿易出口結構優化呈單向因果關系，即金融業發展可促進服務貿易出口結構優化，但服務貿易出口結構優化不會影響金融發展。

基于上述結論，為實現中國金融業發展對服務貿易出口結構的長期可持續溢出效應，可從以下幾方面入手：

1. 完善金融體系，做大做強金融業。金融市場的有效發展與否關系到企業融資能力和成本，自1994年開始金融業全面配套改革以來，金融規模和結構得到很大改善，但仍需進一步加大金融體系改革，通過漸進式推進金融體系的市場化和多層次金融機構體系，完善金融體系。實現金融體系的市場化要求改革現有靠行政手段管理的利率機制，建立靈敏、反映資金供求的市場化利率體系，從而提高資金的配置效率；并積極培育高服務水平的證券公司、保險公司、信托公司及銀行等金融機構，實現多層次的金融機構體系，做大做強中國金融業，從而促進服務貿易出口結構的優化。

2. 合理引導金融機構貸款投放，加大信貸支持。根據服務貿易分項的出口復雜度指數測算結果，金融服務、專利和特許費和保險服務等屬于附加值高、技術含量高的新型服務貿易出口分項。因此，出臺相關政策法規合理引導金融機構向服務業特別是新型服務業和融資能力差的中小型服務業發放貸款，同時，通過政府貼息和優惠利率加大金融機構對服務業特別是新型服務業和中小型服務業的信貸支持，可以為服務業企業正常穩健運營提供資金支持，從而促進整個服務業發展，優化服務貿易出口結構。

3. 推進多層次資本市場，拓寬投融資渠道。多層次資本市場的推進有助于服務業企業拓寬融資渠道，提高企業融資能力，獲得充足資金支持企業運營，從而促進服務業發展，優化服務貿易出口結構[17]。在推進多層次資本市場過程中，要大力發展和完善創業板市場、企業債券市場、股票市場及保險市場等，使服務業企業除金融機構貸款渠道外，還可通過發行短期融資債券、企業債券、境內外上市發行股票、股權出讓、引進風險投資、金融租賃等方式籌集資金。同時，應漸進式開放民間借貸，允許民間資本流入服務業企業，拓寬民間資本投資渠道。