1、金融发展对服务贸易出口结构的溢出效应摘 要：基于服务贸易出口复杂度的算法，选取中国 20002012 年相关数据，分析金融发展对服务贸易出口结构的溢出效应。结果表明：短期内，金融发展对服务贸易出口结构没有影响，不存在溢出效应；长期内，金融发展能显著促进服务贸易出口结构的优化，但其溢出效应具有滞后性；金融发展对服务贸易出口结构存在单向因果关系，服务贸易出口结构不会影响金融发展。基于此，实现中国金融业发展对服务贸易出口结构长期可持续溢出效应，应完善金融体系，做大做强金融业；合理引导金融机构贷款投放，加大信贷支持；推进多层次资金市场，拓宽投融资渠道。 关键词：金融发展；服务贸易；出口复杂度；出口结构
2、 中图分类号：F746 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2014）01-0084-06 一、引言 从经济增长的推动力角度看，服务业终将逐步取代工业而成为一国经济增长和产业结构升级的主要推动力。目前，全球贸易结构正从货物贸易逐步向服务贸易倾斜，服务贸易已迅速发展成一种继对外直接投资和货物贸易之外的非常重要的国际经济活动，一国服务贸易的发展逐渐成为衡量该国国际竞争能力和国际分工地位的重要指标之一。在这样的全球服务贸易迅速发展趋势下，中国的服务贸易也快速发展。联合国贸发会议统计数据库（UNCTAD）的统计数据显示，2000 年中国服务贸易进出口总额为 664.61 亿美元，2012 年
3、达到 4 730.37 亿美元，20002012年中国服务贸易的年均增长率高达 18.21%，远远超过 20002012 年世界服务贸易的年均增长率 9.41%；其中，中国服务贸易出口额从 2000 年的304.31 亿美元上升至 2012 年的 1 909.39 亿美元，20002012 年年均增长率为 17.26%，同时间段，世界服务出口贸易年均增长率仅为 9.63%，中国服务贸易出口占全球服务贸易出口比重从 2000 年的 2.00%提高到2012 年的 4.32%；旅游服务出口、运输服务出口、其他服务出口在中国服务贸易出口中所占比重分别从 2000 年的 53.34%、12.06%、3
4、4.60%转变为 2012 年的 26.79%、20.43%、52.78%。数据表明中国在实现服务贸易规模扩张的同时，其服务贸易出口结构已开始从传统服务出口为主逐渐向现代服务贸易出口比例不断增大的趋势转变。 一国或一地区金融业的有效发展，一方面能刺激储蓄，将储蓄转变为投资；另一方面能提供更多的外部融资，提高一国或地区资本禀赋积累，降低融资成本，从而促进资本密集型产品的生产；此外，金融业的有效发展能为技术创新提供人力资本投资、研究与开发费用投资和实物投资，从而间接促进一国或地区技术知识密集型产品比较优势的形成；在出口过程中，金融业的有效发展为出口企业应对国际资信风险、汇率风险、市场风险等出口风险
5、提供风险转移保障。自 1994 年开始金融业全面配套改革以来，1999 年中国金融业开始新一轮的快速增长，2007 年金融业增加额同比增长 52.33%，2008 年和 2009 年其增长势头有所放缓，2010 年开始，中国金融业增加额恢复大幅度增长。20002012 年，中国金融规模总量从 304 933.07 亿元增长至 2 087 473.10 亿元，增长倍数接近 6 倍，可以相信，中国金融业在一定程度上已实现有效发展。 灵活有效的金融市场可为服务业出口企业提供资本、融资平台支持，引导资本进入服务业，使资本成为相对便宜和富裕的要素投入生产，从而改变对外贸易的比较优势，实现贸易结构的优化，
6、即从劳动密集型和资源密集型产品出口为主向资本技术知识密集型产品出口为主的趋势转变。因此，在中国服务贸易和金融业迅速发展趋势下，本文拟以金融发展为切入点，研究中国金融业发展对服务贸易出口结构的溢出效应。 二、文献综述 随着对外贸易和金融的迅速发展，国内外学者在对外贸易与金融的关系、对外贸易对金融发展的影响、金融发展对对外贸易的影响三方面进行了大量研究。在金融发展对对外贸易的影响研究上，早在 1987 年国外学者 Kletzer 和 Bandhan 在赫克歇尔-俄林（H-O）模型的基础上，从资源配置角度研究金融发展程度对两国贸易结构的影响，认为高度依赖外源融资发展的行业在信贷约束较低的国家的生产上
7、具有比较优势，而低度依赖外源融资发展的行业在信贷约束较高的国家进行专业化生产并出口。Beck（2003）1也从资源配置角度研究金融发展对一国贸易的影响，基于 56 个国家 36 个行业的数据建立模型，实证分析结果与 Kletzer和 Bandhan 得出的结论相同，金融发达的国家中依赖外源融资的行业拥有出口比较优势，且认为是技术因素决定了行业对外源融资的依赖程度。Becker 等（2013）2从企业角度研究金融发展、固定成本和贸易的关系，认为出口需要巨大的前期成本，一国发达的金融体系能实现企业外部融资，从而促进一国的出口水平。Hur 等（2006）3利用 42 个国家 27 个行业的行业数据分
8、析认为金融发展程度高的国家中拥有更多无形资产的行业具有高出口份额和贸易顺差。 国内学者在我国金融发展对外贸的影响研究上进行了大量的实证分析和少量的理论综述研究。陈建国和杨涛（2005）4利用 19921999年数据分析金融发展对中国出口结构升级的影响，结果表明在该时间段内金融发展的滞后和金融的低效率制约中国出口结构的升级。张晓涛等（2012）5在更长的时间区间内研究金融发展对中国出口商品结构的影响，认为金融发展规模的扩大能显著促进出口商品结构升级。国内学者还进一步将研究视角扩展到金融发展对区域对外贸易和具体产业对外贸易的影响，陈恩和黄桂良（2009）6表明金融发展对广东对外贸易有显著促进作用，
9、但存在明显的区域差异。杨丹萍和毛江楠（2010）7认为金融发展对中国纺织业进出口贸易有显著的促进作用。近年来，国内学者也越来越关注金融发展对服务贸易的影响，马琳（2013）8认为现阶段中国金融发展对服务贸易进出口具有单向的显著促进作用。林发彬（2011）9用金融中介率或贷款运用效率衡量的金融发展对中国服务贸易出口结构的影响具有明显的行业差异。李丹（2012）10以美国为例研究资本积累对服务贸易结构优化的影响，认为资本投入可通过推动技术进步和人力资本积累进而推动服务贸易结构优化。 国内学者一般基于以下几种视角研究服务贸易出口结构：或基于生产性服务贸易出口和消费性服务贸易出口在服务贸易出口中所占比
10、重研究服务贸易出口结构；或从传统服务和新型服务贸易出口在服务贸易出口中所占比重的角度研究服务贸易出口结构；或基于产业内服务贸易出口和产业间服务贸易出口在服务贸易出口中所占比重的视角研究服务贸易出口结构；或从运输服务出口、旅游服务出口和其他服务出口在服务贸易中所占比重分析服务贸易出口结构；或基于服务贸易出口复杂度分析服务贸易出口结构。其中，运用的最多的是基于从运输服务、旅游服务和其他服务在服务贸易中所占比重分析服务贸易出口结构，如刘丽慧等（2013）11从该视角研究服务贸易结构。而近年来很多学者对运用出口复杂度衡量一国或地区出口商品结构的方法展开了大量的理论和实证分析，并且，焦点已慢慢转向对服务
11、贸易出口复杂度的测度和分析上。黄永明和张文洁（2012）12认为国家层次的出口复杂度能衡量一国出口商品结构和资本技术知识禀赋，一国出口商品的出口复杂度越高，则出口商品的附加值和技术水平越高。董直庆和夏小迪（2010）13基于服务贸易出口复杂度研究中国服务贸易技术结构优化问题。戴翔（2012） 、张雨（2012）14和 Mishra 等（2011）15借鉴 Hausmann 等（2007）16提出的制成品出口复杂度测度方法度量中国服务贸易出口复杂度。 由国内外研究结果可以看出，发达的金融市场为行业出口提供资本、融资平台支持，促进无形资产高的行业的出口，对贸易结构升级具有正的溢出效应。在金融业和服
12、务贸易将成为经济发展主题的中国，本文试图基于服务贸易出口复杂度的算法，研究金融发展对服务贸易商品结构的短期和长期溢出效应，探讨金融发展对我国服务贸易比较优势变迁的影响。 三、变量选取及数据说明 （一）变量选取 本文试图用服务贸易出口复杂度（ES）衡量服务贸易出口结构。出口复杂度的测度方法有收入和出口相似度两种指标，收入指标假设一国或地区出口产品的技术和质量水平与该国或地区的收入相关，出口复杂度是该国或地区的人均收入的加权平均数，权重为该国或地区的出口相对比重；而出口相似度指标从一国或地区出口产品与发达国家或地区出口商品集的相似程度角度衡量该国的出口复杂度12。在服务贸易出口复杂度的测度上，戴翔
13、（2012） 、张雨（2012）14和 Mishra 等（2011）15借鉴 Hausmann 等（2007）提出的制成品出口复杂度测度方法度量中国服务贸易出口复杂度。因此，本文同样借鉴 Hausmann 等（2007）提出的收入指标测度中国服务贸易出口复杂度，该方法分两步进行，首先测算服务贸易出口中各分项的出口复杂度指数（TSI） ，公式如下： 然后测算一国或地区的服务贸易出口复杂度（ES） ，公式如下： 其中，ES（Export Sophistication）为一国服务贸易出口复杂度，exk 表示一国服务贸易分项 k 的出口额，EX 表示该国服务贸易出口总额，TSIk 表示服务贸易出口分项
14、 k 的出口复杂度指数。 本文选取能衡量中国服务贸易出口商品结构的服务贸易出口复杂度作为被解释变量，选取中国金融业发展程度为解释变量。除了受金融业发展的影响，服务贸易出口复杂度还可能受该国技术和外商直接投资的影响。因此，为使模型准确反映一国金融业发展对服务贸易出口复杂度的影响程度，本文也将技术和外商直接投资作为解释变量纳入模型中。 戈氏金融相关比率（FIR）是一国在某时点的全部金融资产与全部实物资产的比值，戈氏金融相关比率不仅能衡量一国金融规模的扩张，还能衡量金融结构的优化程度。因此，本文用戈氏金融相关比率（FIR）指标衡量中国金融业发展，计算公式如下： 其中，M2 表示广义货币存量，L 为金
15、融机构贷款余额，S 为股票市价总值、债券余额和保费收入之和，GDP 为国内生产总值。 用第三产业外商直接投资额与外商直接投资总额的比值衡量中国服务业外商直接投资，用 FDI 表示；用研究与试验发展（R&D）投入衡量中国技术水平，用 TC 表示。 （二）数据说明 在测算服务贸易出口分项的出口复杂度指数（TSI）时，需使用世界上所有国家的服务贸易出口数据，但数据的获取比较困难且工作量太大，因此，本文选取 2011 年服务贸易出口额在世界服务贸易出口中排名居前60 名的国家和地区的服务贸易出口数据为样本数据，鉴于样本数据的可获性，最终选定的样本国家和地区为 45 个，45 个国家和地区的服务贸易出口
16、总额占世界服务贸易出口总额为 85.94%。20042011 年样本国家和地区的 11 项服务贸易分项出口数据源自联合国贸发会议统计数据库（UNCTAD） ，人均 GDP 数据源自世界银行数据库，用计算的 20042011年各服务贸易分项出口复杂度指数（TSI）的均值测度 20002012 年中国服务贸易出口复杂度（ES）15，20002012 年中国服务贸易出口数据来自联合国贸发会议统计数据库（UNCTAD） 。 在测算戈氏金融相关比率（FIR）时，20002012 年 M2、金融机构贷款余额、股票市价总值和 GDP 数据来自历年中国统计年鉴和中国人民银行网站，债券余额数据由历年中国统计年鉴
17、和中国债券信息网站相关数据整理得到，保费收入数据来自历年中国金融统计年鉴和中国保监会网站。FDI 数据来自历年中国统计年鉴和中国商务部网站；TC 数据来自历年国家统计局全国科技经费投入统计公报。 四、实证分析 为探讨中国服务贸易出口结构与金融发展、技术、外商直接投资之间是否存在长期均衡和短期动态关系，特别是金融发展对中国服务贸易出口结构的长期均衡和短期动态影响，即“溢出效应” ，本文使用Eviews5.0 软件对各变量指标进行平稳性检验、协整检验等。对变量指标取自然对数后不改变变量之间的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差现象，因此，对变量指标ES、FIR、FDI、TC
18、 作对数处理，分别记为 LES、LFIR、LFDI、LTC。 （一）平稳性检验 为避免“伪回归”现象的出现，在回归分析之前先对变量进行平稳性检验，本文采用 ADF 单位根检验对时间序列 LES、LFIR、LFDI、LTC 进行平稳性检验，ADF 单位根检验结果如表 1。 由表 1 可得，LES、LFIR、LFDI、LTC 变量均为非平稳时间序列，在10%的显著性水平下，四个变量的一阶差分为平稳时间序列，因此可进一步进行协整检验，以判断各变量间是否存在协整关系。 （二）协整检验 本文采用 Johansen 迹检验法对 LES 与 LFIR、LFDI、LTC 三组变量间的协整关系进行检验，检验结果
19、如表 2。 由表 2 可得，LES 与 LFIR、LES 与 LFDI、LES 与 LTC 三组变量在 5%的显著性水平上均拒绝了协整方程个数为 0 的原假设，不能拒绝协整方程个数为 1 的假设，因此，三组变量都存在协整关系，可用普通最小二乘法（OLS）估计 LES 与 LFIR、LFDI、LTC 间的长期动态均衡关系，建立并估计协整模型。 LESt=？茁 0+？茁 1LFIRt+？茁 2LFDIt+？茁 3LTCt+？着 t（4） 其中，？茁 0 为常数项，？着 t 为误差项。用最小二乘法（OLS）估计得协整模型为： 从模型（5）可看出，模型的拟合优度达 0.909，拟合效果较好，三变量在
20、10%的显著性水平下均通过了 t 检验，各解释变量的系数较为合理。具体而言，在长期内，服务贸易出口结构（LES）与金融发展（LFIR） 、外商直接投资（LFDI） 、技术水平（LTC）呈正相关关系，即金融发展、外商直接投资和技术水平是中国服务贸易出口结构优化的影响因素，其中，中国金融发展对服务贸易出口结构具有长期溢出效应，金融发展规模和结构改善 1%，服务贸易出口结构将优化 0.031%。 （三）格兰杰因果关系检验 为进一步检验 LES 与 LFIR、LFDI、LTC 变量间的因果关系，本文采用格兰杰因果关系检验法，检验结果如表 3。 由表 3 可知，在滞后阶数为 3 的条件下，金融业发展、外
21、商直接投资、技术水平的变化是服务贸易出口结构变化的原因，但服务贸易出口结构变化不是金融业发展变化的原因，金融业发展与服务贸易出口结构呈单向因果关系，再结合协整模型估计结果，可认为：金融业发展可促进服务贸易出口结构优化，但服务贸易出口结构的优化不会影响金融业的发展。 （四）误差修正模型 协整检验结果表明，服务贸易出口结构与金融业的发展、外商直接投资、技术水平存在长期动态均衡关系，进一步采用误差修正模型建立变量间的短期动态关系，建立误差修正模型： DLESt=？琢 0+？琢 1DFIRt-1+？琢 2DLFDIt-1+？琢 3DLTCt-1+？琢4ECMt-1+？着 t（6） 其中，DLES、DF
22、IR、DLFDI、DLTC 分别为变量 LES、FIR、LFDI、LTC的一阶差分，ECM 为误差修正项，是协整模型（4）的残差序列，？着 t为误差项。 对模型（6）进行估计，通过试验，在短期内，中国金融发展对服务贸易出口结构的影响不显著，固 DFIR 变量未纳入误差修正模型中，最终误差修正模型为： 从模型（7）可看出，模型的拟合优度达 0.742，拟合效果较好；各变量在 10%的显著性水平下均通过了 t 检验，各解释变量的系数较为合理；ECM 系数为-0.573，符合反向修正机制，表明当短期波动偏离长期动态均衡时，系统则以 0.573 的调整力度将模型从偏离状态调整到均衡状态。 五 结论及建议 本文以中国金融发展为切入点，基于服务贸易出口复杂度的算法，研究金融发展对服务贸易出口结构的短期和长期溢出效应。实证结果表
