我國金融服務貿易競爭力影響因素實證研究

康增奎

內容摘要：本文基于WTO數據庫最新數據，對照比較了我國金融服務貿易與英國之間的巨大差距，借鑒波特鉆石模型，對影響我國金融服務貿易競爭力的因素進行實證分析，并提出了相應的提升我國金融服務貿易競爭力的對策建議。

關鍵詞：金融服務貿易 競爭力 實證研究

自2001年我國加入WTO以來， 我國金融服務貿易發展迅速，2014年服務貿易總額為364.99億美元，比2001年的31.34億美元增長了11倍之多。但是我國金融服務貿易在我國對外貿易中的地位和作用較低，2014年我國金融服務貿易出口額僅有91.05億美元，逆差達273.94億美元。結構不合理，保險服務出口占比50.24%，銀行及證券服務出口合計不足50%。金融服務貿易競爭力偏弱，國際市場占有率、貿易競爭力指數、顯性比較優勢指數分別為1.66%、-0.50、0.36，與英國的19.96%、0.73、2.93難以對比，甚至與其他新興經濟體也有較大差距。本文基于人民幣入SDRs一籃子貨幣，人民幣國際化進程加快，金融服務業市場全面開放的背景，對影響金融服務貿易的各因素實證分析，探索提升我國金融服務貿易競爭力的可行路徑。

指標選取

結合邁克爾·波特鉆石模型以及我國的特殊情況，將影響貿易競爭力的重要因素如生產要素、需求狀況、相關和支持性產業、企業組織戰略和競爭、政府和機遇等12個指標作為金融服務貿易競爭力的影響因子，采用SPSS軟件以12個解釋變量在2000-2014年間的數據為研究對象，對影響我國金融服務貿易競爭力的主要因素進行實證分析。

一般來說，一國會出口具有優勢的產品，因此某一產品出口量的大小同樣反映了其在國際市場的優勢性和競爭力，因此本文以我國金融服務貿易出口總額為我國金融服務貿易國際競爭力的衡量指標，用Y表示。

生產要素。目前，國際上通常將生產要素分為資本、人力和技術三類。資本要素。本文以X1歷年來金融機構資金來源各項存款作為資本要素的代表指標。人力要素。本文以X2選取擁有金融業城鎮單位就業人員數量作為人力要素的代表指標。技術要素。在金融服務提供的模式中，依靠網絡來實現的服務越來越普及，因此對于信息技術要素的選擇，本文通過用網絡的普及率可以在一定程度上達到代表技術方面的發展對金融服務貿易的影響，因此選用互聯網上網人數X3作為技術要素的代表指標。

需求條件?？紤]到需求主體的不同，本文實證分析部分選擇城鎮居民家庭人均可支配收入X4作為個人金融服務需求的代表指標；以金融機構資金運用各項貸款X5表示企業對金融服務的需求。

相關和支持產業。金融服務行業產品和服務的增加和創新很大比例是為實現實物貿易業務來往而進行服務的，即一般認為實物貿易越多，就會帶動金融服務貿易的市場份額。所以本文以貨物貿易出口總額、第二產業增加值X6、X7作為相關和支持產業影響金融服務貿易的代表指標。

企業組織、戰略和競爭。企業組織、戰略和競爭受一國社會制度和經濟環境影響較大。因此，本文選用市場集中度直接反映企業競爭，以大型商業銀行在整個銀行業金融機構總資產中所占的比例來代表這一影響因素，該指標用X10表示。

政府。金融在國民經濟中占據著舉足輕重的地位，所以政府非常重視對金融的支持性政策和行為監督管理。政府作為宏觀管理部門，對金融服務貿易的競爭力具有間接的影響，因此本文選擇X8GDP和X9央行發布的存款準備金率來表示政府的行為對金融服務競爭力影響力的代表指標。

機遇。本文以市場開放度和外資開放度來衡量我國金融服務貿易發展中所遇到的機遇，用金融服務貿易進出口總額在GDP中的占比和金融業實際利用外商直接投資金額來反映，用X11 和X12表示。

研究方法

本文以WTO數據庫中2000-2014年期間的數據對我國金融服務貿易競爭力的主要影響因素進行了分析，由于選取的自變量指標多達12個，產生多重共線性及自相關問題非常普遍，在這種情況下則不適于利用傳統的最小二乘回歸方法，因此筆者選擇運用SPSS Statistics對所有因變量指標進行因子分析，進而降維并提取主要因子，然后進行回歸分析，具體的步驟如下所述：

首先，為消除量綱對回歸結果的影響同時降低變量之間的異方差性，本文對所有數據進行了對數化處理。

其次，由于所選經濟貿易指標可能存在一定的相關性，如果直接應用回歸模型進行分析會產生多重共線性的問題，所以本部分在進行實證分析之前首先采用SPSS軟件對各變量之間的相關性進行了檢驗。

再次，經過因子分析方法對12個自變量進行因子分析，提取了主成分因子，并得到了各主成分因子及其表達式。

最后，以因子分析得到的主要因子為解釋變量，以衡量金融貿易服務發展水平的指標為被解釋變量，采用最小二乘法得到回歸模型，對模型整體及主要系數進行顯著性檢驗，最終確定回歸方程并得到影響我國金融服務貿易國際競爭力的主要因素。

模型構建與分析

（一）因子分析

相關性分析。本文采用WTO數據庫2000-2014年的時間序列數據，為了消除異方差，首先對各變量進行選取對數這一過程，然后運用SPSS軟件展開各解釋變量之間、解釋變量與被解釋變量之間的相關程度的檢驗過程。對選取對數后的12個解釋變量和被解釋變量進行相關性檢驗，經過軟件運行所計算得出的相關系數矩陣如表1所示。

由表1可以明確得出，除了X11（市場開放度）外，其余變量與Y的相關性都在90%以上。同時，由于這12個指標之間存在比較顯著的相關性，并且所選研究指標的數目較多，同時減少可能存在的多重共線性對實證分析結果的影響，本文有必要運用因子分析進行降維處理。

KMO和Bartlett檢驗。在做因子分析之前，需要對12個變量采用z-score方法做標準化處理，然后進行KMO和Bartlett球體檢驗。從SPSS軟件顯示對選取的12個變量進行取樣足夠的Kaiser-Meyer-Olkin值為0.576，高于0.5，表明這12個變量可以進行因子分析。

提取公因子方差。公因子方差表示綜合變量中各原始變量的信息被反映出的比例。該比例越高表明因子分析的結果越好。如表2所示，LnX1即金融機構資金來源這一變量的提取公因子方差為0.995，表示提取的共同因子能夠反映原始指標LnX1 99.5%的信息，表明該因子是有效的。表2中除了第9和11個變量即代表機遇因素的虛擬變量外，其它指標的提取公因子方差都在0.9以上，說明提取的因子能夠解釋原始變量絕大部分的信息。

主成分法提取因子。采取因子分析法，特征值大于1的因子對整體的解釋能力較好。在本文中，特征值大于1的因子只有1個，將該因子提取出來。由表3可知，提取的該因子的累計方差貢獻率達了91.414%，即該因子能夠解釋整體信息的91.414%，說明該因子是有效的。旋轉成分矩陣如表4所示。X1表示金融機構資金來源各項存款、X2表示金融業城鎮單位就業人員、X3表示互聯網上網人數、X4表示城鎮居民家庭人均可支配收入、X5表示金融機構資金運用各項貸款、X6表示貨物貿易出口總額、X7表示第二產業增加值、X8表示GDP、X9表示存款準備金率、X10表示市場集中度、X11表示市場開放度、X12表示金融業實際利用外商直接投資金額等12個因素在第一個因子上有很高的載荷，說明因子1解釋并能夠代表以上12個變量所包含的主要信息。因此，選用這一個因子足以代表以上全部解釋變量指標的信息，即采用F1這個新變量來替代12個因變量。

F1=0.997LnX1+0.987LnX2+

0.986LnX3+0.996LnX4+0.994LnX5+

0.982LnX6+0.997LnX7+0.997LnX8+

0.912LnX9-0.960LnX10+0.640LnX11+

0.966LnX12 （1）

（二）回歸分析

對因變量我國金融服務貿易出口總額Y的對數值與F1進行回歸分析，所得結果如表5所示。

由表5的回歸分析結果可得到回歸方程如式（2）所示：

Lny=2.524+1.237F1 （2）

此外，可見R2為0.980，調整R2達到0.979，模型的擬合優度很好。D-W值為1.824，表明模型不存在自相關問題。系數的t檢驗的顯著性值為0，表明該特征因子對因變量的解釋能力較強。

根據上述模型的回歸結果可以明確得出，一個產業開展國際貿易的競爭實力必然隨著該產業競爭實力的提升而實現加強，上述實證分析則是以因子F1來代表金融服務業這一產業的競爭力水平，回歸模型結果表示，因子F1每提高1個標準單位，則能夠促進金融服務貿易的出口總額增加1.237個標準單位。

由上述分析可知，因子F1涵蓋12個指標，因此將式（1）所代表的F1表達式代入式（2）中，可以得到最終的回歸模型：

LnY=2.524+1.234LnX1+1.221LnX2+1.219LnX3+1.232LnX4+1.229LnX5+

1.215LnX6+1.233LnX7+1.233LnX8+

1.129LnX-0.187LnX10+0.792LnX11+

1.196LnX12 （3）

結論與建議

本文所選擇的12個經濟變量對我國金融服務貿易國際競爭力確實具有一定的影響作用。依據每一個解釋變量的實際經濟意義，得出以下結論：

一是包括資本、人力和技術在內的生產要素與金融服務貿易出口均呈正相關的關系，即這些生產要素對金融服務貿易具有較強的促進作用。其中，金融服務機構資金存款、金融行業在城鎮層面的就業水平、網絡的普及程度的系數分別為1.234、1.221和1.219，均為正，表明資本積累、人口增長與技術進步對金融服務貿易出口有促進作用，且三者每增加1%，金融服務貿易出口額將分別增加1.234%、1.221%和1.219%。推動資本的深化與廣化、重視人才培養以及技術的創新與普及，對金融服務貿易的自身業態發展和出口水平都產生重要的影響。

二是需求側的影響對于競爭力的提升是顯著的，這點對于金融服務貿易也是一致的，即金融服務需求的上升能夠直接提高金融服務貿易的競爭力。本文將選取以下論述的兩個解釋變量引入計量模型，用以表征金融服務的需求程度：變量X4為城鎮居民可支配收入，主要用來表征以個人客戶為主體的，對于金融服務的需求量大小；變量X5代表了企業對金融服務的需求，表示了機構客戶即對金融服務的實際需求趨勢。由上述計量模型的回歸結果可見，城鎮居民可支配收入和企業對金融服務的需求的系數分別為1.232和1.229，均為正，表明二者與金融服務貿易出口額呈現正相關關系，且二者每增加1%，金融貿易出口額將增加1.232%和1.229%。個人收入水平和企業機構客戶的需求都會刺激金融服務的總體消費水平，從而促進金融服務業的貿易量。

三是對金融服務業競爭力帶來提升效應的還有關聯性和支持性產業的發展。在當今世界經濟飛速發展的局勢下，金融服務貿易可以看作是貨物貿易的支撐部門，其具體服務業務涵蓋了為貨物貿易提供的保險、融資、貸款、結算等服務。模型結果表明，貨物貿易出口額、第二產業增加值的系數分別為1.215和1.233，表明二者每增加1%，金融服務貿易出口額將增加1.215%和1.233%，為正相關關系，說明相關和支持性產業對金融服務貿易的競爭力具有協同作用。

四是企業戰略、組織和競爭對金融服務貿易競爭力呈現出負相關關系。在實證分析中，用市場集中度來反映企業組織戰略和競爭這一因素，即大型商業銀行的總資產在金融機構總資產中的占比。經過分析結果得出，市場集中度每上升1%，金融服務貿易出口額減少1.187%。這一結果說明金融企業的市場集中度越高，也就是企業所處的經濟環境中競爭越少，越不利于金融服務貿易競爭力的提高，反而還具有消極作用。所以，國際競爭力的提升首先有賴于金融業服務水平的提高。

五是政府合理實施有利于金融服務貿易發展的支持性政策也十分關鍵。金融產業已經逐漸在一國經濟及其綜合實力中占據重要地位，我國作為一個發展我國家，政府的宏觀政策，尤其是有益于金融服務貿易發展的相關政策和措施，是對該行業強有力的支持。文中選擇了X8表示GDP以及X9代表存款準備金率兩個指標作為對政府這一影響因素的實證研究。結果表明，GDP、存款準備金率對金融服務貿易出口額具有促進作用，GDP和法定存款準備金率每增加1%，金融服務貿易出口額將分別增加1.233%和1.129%。由此可見，我國政府采取和實施的相應政策和其所宏觀控制的經濟環境，在金融服務行業內及其國際貿易方面具有重要意義，因此政府這一影響因素對提升金融服務貿易國際競爭力有著直接作用。

六是金融服務行業的市場開放度和外資開放度的提升為金融服務競爭力的發展提供了很大機遇。隨著加入WTO，我國逐步加深對金融市場的開發程度，同時也會帶來很多外資直接投入。根據前文論述可知，金融服務貿易的出口量占GDP的比例將用以表示其對應市場的開放度大??；選取金融機構實際利用外資額來反映外資開放度。根據上述結果可以發現，市場開放度每有1個標準單位的提升，便會影響金融服務貿易出口額增長0.792個標準單位；而當外資開放度每增加1個標準單位，則對金融服務貿易出口總額的促進作用達1.196個標準單位。所以，通過不斷加大金融服務貿易在國民經濟中的比重，可以帶來很大機遇。此外，進一步對外資金融機構開放，給金融服務貿易競爭力帶來積極影響。

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