我国金融服务贸易竞争力影响因素实证研究

康增奎

内容摘要：本文基于WTO数据库最新数据，对照比较了我国金融服务贸易与英国之间的巨大差距，借鉴波特钻石模型，对影响我国金融服务贸易竞争力的因素进行实证分析，并提出了相应的提升我国金融服务贸易竞争力的对策建议。

关键词：金融服务贸易 竞争力 实证研究

自2001年我国加入WTO以来， 我国金融服务贸易发展迅速，2014年服务贸易总额为364.99亿美元，比2001年的31.34亿美元增长了11倍之多。但是我国金融服务贸易在我国对外贸易中的地位和作用较低，2014年我国金融服务贸易出口额仅有91.05亿美元，逆差达273.94亿美元。结构不合理，保险服务出口占比50.24%，银行及证券服务出口合计不足50%。金融服务贸易竞争力偏弱，国际市场占有率、贸易竞争力指数、显性比较优势指数分别为1.66%、-0.50、0.36，与英国的19.96%、0.73、2.93难以对比，甚至与其他新兴经济体也有较大差距。本文基于人民币入SDRs一篮子货币，人民币国际化进程加快，金融服务业市场全面开放的背景，对影响金融服务贸易的各因素实证分析，探索提升我国金融服务贸易竞争力的可行路径。

指标选取

结合迈克尔·波特钻石模型以及我国的特殊情况，将影响贸易竞争力的重要因素如生产要素、需求状况、相关和支持性产业、企业组织战略和竞争、政府和机遇等12个指标作为金融服务贸易竞争力的影响因子，采用SPSS软件以12个解释变量在2000-2014年间的数据为研究对象，对影响我国金融服务贸易竞争力的主要因素进行实证分析。

一般来说，一国会出口具有优势的产品，因此某一产品出口量的大小同样反映了其在国际市场的优势性和竞争力，因此本文以我国金融服务贸易出口总额为我国金融服务贸易国际竞争力的衡量指标，用Y表示。

生产要素。目前，国际上通常将生产要素分为资本、人力和技术三类。资本要素。本文以X1历年来金融机构资金来源各项存款作为资本要素的代表指标。人力要素。本文以X2选取拥有金融业城镇单位就业人员数量作为人力要素的代表指标。技术要素。在金融服务提供的模式中，依靠网络来实现的服务越来越普及，因此对于信息技术要素的选择，本文通过用网络的普及率可以在一定程度上达到代表技术方面的发展对金融服务贸易的影响，因此选用互联网上网人数X3作为技术要素的代表指标。

需求条件。考虑到需求主体的不同，本文实证分析部分选择城镇居民家庭人均可支配收入X4作为个人金融服务需求的代表指标；以金融机构资金运用各项贷款X5表示企业对金融服务的需求。

相关和支持产业。金融服务行业产品和服务的增加和创新很大比例是为实现实物贸易业务来往而进行服务的，即一般认为实物贸易越多，就会带动金融服务贸易的市场份额。所以本文以货物贸易出口总额、第二产业增加值X6、X7作为相关和支持产业影响金融服务贸易的代表指标。

企业组织、战略和竞争。企业组织、战略和竞争受一国社会制度和经济环境影响较大。因此，本文选用市场集中度直接反映企业竞争，以大型商业银行在整个银行业金融机构总资产中所占的比例来代表这一影响因素，该指标用X10表示。

政府。金融在国民经济中占据着举足轻重的地位，所以政府非常重视对金融的支持性政策和行为监督管理。政府作为宏观管理部门，对金融服务贸易的竞争力具有间接的影响，因此本文选择X8GDP和X9央行发布的存款准备金率来表示政府的行为对金融服务竞争力影响力的代表指标。

机遇。本文以市场开放度和外资开放度来衡量我国金融服务贸易发展中所遇到的机遇，用金融服务贸易进出口总额在GDP中的占比和金融业实际利用外商直接投资金额来反映，用X11 和X12表示。

研究方法

本文以WTO数据库中2000-2014年期间的数据对我国金融服务贸易竞争力的主要影响因素进行了分析，由于选取的自变量指标多达12个，产生多重共线性及自相关问题非常普遍，在这种情况下则不适于利用传统的最小二乘回归方法，因此笔者选择运用SPSS Statistics对所有因变量指标进行因子分析，进而降维并提取主要因子，然后进行回归分析，具体的步骤如下所述：

首先，为消除量纲对回归结果的影响同时降低变量之间的异方差性，本文对所有数据进行了对数化处理。

其次，由于所选经济贸易指标可能存在一定的相关性，如果直接应用回归模型进行分析会产生多重共线性的问题，所以本部分在进行实证分析之前首先采用SPSS软件对各变量之间的相关性进行了检验。

再次，经过因子分析方法对12个自变量进行因子分析，提取了主成分因子，并得到了各主成分因子及其表达式。

最后，以因子分析得到的主要因子为解释变量，以衡量金融贸易服务发展水平的指标为被解释变量，采用最小二乘法得到回归模型，对模型整体及主要系数进行显著性检验，最终确定回归方程并得到影响我国金融服务贸易国际竞争力的主要因素。

模型构建与分析

（一）因子分析

相关性分析。本文采用WTO数据库2000-2014年的时间序列数据，为了消除异方差，首先对各变量进行选取对数这一过程，然后运用SPSS软件展开各解释变量之间、解释变量与被解释变量之间的相关程度的检验过程。对选取对数后的12个解释变量和被解释变量进行相关性检验，经过软件运行所计算得出的相关系数矩阵如表1所示。

由表1可以明确得出，除了X11（市场开放度）外，其余变量与Y的相关性都在90%以上。同时，由于这12个指标之间存在比较显著的相关性，并且所选研究指标的数目较多，同时减少可能存在的多重共线性对实证分析结果的影响，本文有必要运用因子分析进行降维处理。

KMO和Bartlett检验。在做因子分析之前，需要对12个变量采用z-score方法做标准化处理，然后进行KMO和Bartlett球体检验。从SPSS软件显示对选取的12个变量进行取样足够的Kaiser-Meyer-Olkin值为0.576，高于0.5，表明这12个变量可以进行因子分析。

提取公因子方差。公因子方差表示综合变量中各原始变量的信息被反映出的比例。该比例越高表明因子分析的结果越好。如表2所示，LnX1即金融机构资金来源这一变量的提取公因子方差为0.995，表示提取的共同因子能够反映原始指标LnX1 99.5%的信息，表明该因子是有效的。表2中除了第9和11个变量即代表机遇因素的虚拟变量外，其它指标的提取公因子方差都在0.9以上，说明提取的因子能够解释原始变量绝大部分的信息。

主成分法提取因子。采取因子分析法，特征值大于1的因子对整体的解释能力较好。在本文中，特征值大于1的因子只有1个，将该因子提取出来。由表3可知，提取的该因子的累计方差贡献率达了91.414%，即该因子能够解释整体信息的91.414%，说明该因子是有效的。旋转成分矩阵如表4所示。X1表示金融机构资金来源各项存款、X2表示金融业城镇单位就业人员、X3表示互联网上网人数、X4表示城镇居民家庭人均可支配收入、X5表示金融机构资金运用各项贷款、X6表示货物贸易出口总额、X7表示第二产业增加值、X8表示GDP、X9表示存款准备金率、X10表示市场集中度、X11表示市场开放度、X12表示金融业实际利用外商直接投资金额等12个因素在第一个因子上有很高的载荷，说明因子1解释并能够代表以上12个变量所包含的主要信息。因此，选用这一个因子足以代表以上全部解释变量指标的信息，即采用F1这个新变量来替代12个因变量。

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）回归分析

对因变量我国金融服务贸易出口总额Y的对数值与F1进行回归分析，所得结果如表5所示。

由表5的回归分析结果可得到回归方程如式（2）所示：

Lny=2.524+1.237F1 （2）

此外，可见R2为0.980，调整R2达到0.979，模型的拟合优度很好。D-W值为1.824，表明模型不存在自相关问题。系数的t检验的显著性值为0，表明该特征因子对因变量的解释能力较强。

根据上述模型的回归结果可以明确得出，一个产业开展国际贸易的竞争实力必然随着该产业竞争实力的提升而实现加强，上述实证分析则是以因子F1来代表金融服务业这一产业的竞争力水平，回归模型结果表示，因子F1每提高1个标准单位，则能够促进金融服务贸易的出口总额增加1.237个标准单位。

由上述分析可知，因子F1涵盖12个指标，因此将式（1）所代表的F1表达式代入式（2）中，可以得到最终的回归模型：

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）

结论与建议

本文所选择的12个经济变量对我国金融服务贸易国际竞争力确实具有一定的影响作用。依据每一个解释变量的实际经济意义，得出以下结论：

一是包括资本、人力和技术在内的生产要素与金融服务贸易出口均呈正相关的关系，即这些生产要素对金融服务贸易具有较强的促进作用。其中，金融服务机构资金存款、金融行业在城镇层面的就业水平、网络的普及程度的系数分别为1.234、1.221和1.219，均为正，表明资本积累、人口增长与技术进步对金融服务贸易出口有促进作用，且三者每增加1%，金融服务贸易出口额将分别增加1.234%、1.221%和1.219%。推动资本的深化与广化、重视人才培养以及技术的创新与普及，对金融服务贸易的自身业态发展和出口水平都产生重要的影响。

二是需求侧的影响对于竞争力的提升是显著的，这点对于金融服务贸易也是一致的，即金融服务需求的上升能够直接提高金融服务贸易的竞争力。本文将选取以下论述的两个解释变量引入计量模型，用以表征金融服务的需求程度：变量X4为城镇居民可支配收入，主要用来表征以个人客户为主体的，对于金融服务的需求量大小；变量X5代表了企业对金融服务的需求，表示了机构客户即对金融服务的实际需求趋势。由上述计量模型的回归结果可见，城镇居民可支配收入和企业对金融服务的需求的系数分别为1.232和1.229，均为正，表明二者与金融服务贸易出口额呈现正相关关系，且二者每增加1%，金融贸易出口额将增加1.232%和1.229%。个人收入水平和企业机构客户的需求都会刺激金融服务的总体消费水平，从而促进金融服务业的贸易量。

三是对金融服务业竞争力带来提升效应的还有关联性和支持性产业的发展。在当今世界经济飞速发展的局势下，金融服务贸易可以看作是货物贸易的支撑部门，其具体服务业务涵盖了为货物贸易提供的保险、融资、贷款、结算等服务。模型结果表明，货物贸易出口额、第二产业增加值的系数分别为1.215和1.233，表明二者每增加1%，金融服务贸易出口额将增加1.215%和1.233%，为正相关关系，说明相关和支持性产业对金融服务贸易的竞争力具有协同作用。

四是企业战略、组织和竞争对金融服务贸易竞争力呈现出负相关关系。在实证分析中，用市场集中度来反映企业组织战略和竞争这一因素，即大型商业银行的总资产在金融机构总资产中的占比。经过分析结果得出，市场集中度每上升1%，金融服务贸易出口额减少1.187%。这一结果说明金融企业的市场集中度越高，也就是企业所处的经济环境中竞争越少，越不利于金融服务贸易竞争力的提高，反而还具有消极作用。所以，国际竞争力的提升首先有赖于金融业服务水平的提高。

五是政府合理实施有利于金融服务贸易发展的支持性政策也十分关键。金融产业已经逐渐在一国经济及其综合实力中占据重要地位，我国作为一个发展我国家，政府的宏观政策，尤其是有益于金融服务贸易发展的相关政策和措施，是对该行业强有力的支持。文中选择了X8表示GDP以及X9代表存款准备金率两个指标作为对政府这一影响因素的实证研究。结果表明，GDP、存款准备金率对金融服务贸易出口额具有促进作用，GDP和法定存款准备金率每增加1%，金融服务贸易出口额将分别增加1.233%和1.129%。由此可见，我国政府采取和实施的相应政策和其所宏观控制的经济环境，在金融服务行业内及其国际贸易方面具有重要意义，因此政府这一影响因素对提升金融服务贸易国际竞争力有着直接作用。

六是金融服务行业的市场开放度和外资开放度的提升为金融服务竞争力的发展提供了很大机遇。随着加入WTO，我国逐步加深对金融市场的开发程度，同时也会带来很多外资直接投入。根据前文论述可知，金融服务贸易的出口量占GDP的比例将用以表示其对应市场的开放度大小；选取金融机构实际利用外资额来反映外资开放度。根据上述结果可以发现，市场开放度每有1个标准单位的提升，便会影响金融服务贸易出口额增长0.792个标准单位；而当外资开放度每增加1个标准单位，则对金融服务贸易出口总额的促进作用达1.196个标准单位。所以，通过不断加大金融服务贸易在国民经济中的比重，可以带来很大机遇。此外，进一步对外资金融机构开放，给金融服务贸易竞争力带来积极影响。

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