货币国际化对金融服务贸易竞争力的影响研究

项圆心，王雪梅

(1.南京大学 商学院，江苏 南京 210093；2. 南京银行江宁中心支行，江苏 南京 211199)

一、引言

经济社会现代化发展使金融成为国民经济的“血脉”。金融服务部门为借贷双方提供便利的中介服务，加快金融市场资金流通效率，进而改善经济系统的资金配置，促进经济高质量发展；同时，金融服务部门也是个人和企业进行多元投资的重要平台和渠道，有利于资本的有效配置与投资风险分散；此外，企业和个人等微观经济主体的经济活动也需要金融服务部门的支持和保障。在现代开放经济条件下，金融服务跨国交易形成的金融服务贸易不但成为服务贸易的重要组成部分，而且成为国内外要素流动和配置的重要渠道。一个国家的金融服务贸易发展水平，不仅体现了其国内金融业发展的质量，而且在一定程度上反映了其国内循环与国际循环的联系状态。因此，在新发展阶段构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，不但要积极推动国内金融业的高质量发展，而且要不断提高金融服务贸易竞争力，以更好地利用国际国内两个市场、两种资源，进而促进经济高质量发展。

当前，中国金融服务贸易竞争力相比发达国家还有较大差距，具有巨大的提升空间。世界贸易组织(World Trade Organization，WTO)的数据显示，2020年，中国金融服务贸易出口42.68亿美元，进口31.74亿美元，进出口总额同比增长16.8%，但国际市场占有率仅为0.79%。同年，美国金融服务贸易出口1 443.43亿美元，进口422.56亿美元，国际市场占有率达26.75%；日本金融服务贸易出口157.15亿美元，进口106.38亿美元，国际市场占有率为2.9%。虽然目前中国金融服务贸易的国际市场占有率低，但增长速度快，进出口结构合理，发展潜力巨大。金融服务贸易竞争力的影响因素众多，加上世界百年未有之大变局下的不稳定不确定因素增多，因此需要深入细致地研究影响金融服务贸易竞争力的各种因素，进而采取积极应对措施，助力金融服务贸易竞争力的快速提升。

目前，国内关于中国金融服务贸易竞争力的研究主要集中于以下两个方面：其一，基于多种指标评价中国的金融服务贸易竞争力，并与其他国家和地区进行比较。王静(2008)的分析表明，美国的金融服务贸易已进入成熟和稳定发展阶段，而中国的金融服务贸易处于波动上升的状态中，竞争力远低于美国[1]。黄满盈和邓晓虹(2010)基于跨境交付和商业存在两种模式比较18个经济体的金融服务贸易竞争力，发现中国在跨境支付方面的竞争力较弱，而在商业存在方面的竞争力较强，但仍与发达经济体有较大差距[2]。王晓丹和杨薇(2012)比较了中国和韩国金融服务贸易的竞争优势指数、显示性比较优势指数、国际市场占有率指数，结果显示中国金融服务贸易发展长期滞后，尽管增速加快，但仍与韩国有明显差距[3]。肖德和李坤(2016)的研究也表明，中国金融服务贸易无论是规模还是竞争力总体上均偏低[4]。其二，探究影响中国金融服务贸易竞争力的主要因素。黄满盈和邓晓虹(2011)、康增奎(2017)等分析发现，中国金融服务贸易竞争力受到要素条件(资本、人力、技术等)、需求条件、相关(支持)产业、企业组织、战略和竞争、政府作用和机遇等众多因素的影响[5-6]。王丽荣等(2016)基于VAR模型分析发现，在诸多影响中国金融服务贸易竞争力的因素中，金融服务贸易开放度的冲击力最大[7]。刘东强(2019)的研究表明，中国金融服务贸易竞争力与国内生产总值、外商投资流入以及货币供应量之间存在长期均衡关系，短期内的影响则存在滞后性[8]。此外，随着金融市场开放程度的提高，对外开放对中国金融服务贸易竞争力的影响也日益受到关注。贾宪军等(2019)研究发现，金融开放可以通过扩大金融服务贸易出口规模显著提升金融服务贸易国际竞争力，还可以避免贸易摩擦对双边经济造成的冲击[9]。

近年来，随着“逆全球化”和新贸易保护主义的滋生和蔓延，中国的对外贸易发展面临重大挑战。货币作为国际贸易支付媒介，其国际化在推动贸易发展、减少贸易不确定性中发挥着重要作用。那么，在国际经济实践中，一国的货币国际化水平与其金融服务贸易竞争力是否具有显著的相关性？从已有研究来看，鲜有文献对此进行深入探讨。当前，相关研究对人民币国际化的经验分析，主要集中于对人民币国际化水平的测度和分析货币国际化对进出口贸易的影响等方面。彭红枫和谭小玉(2017)基于货币三大职能，运用主成分分析法构建货币国际化水平的总量指数(TCII)，并进一步分解出绝对指数(ACII)和相对指数(RCII)，分析发现人民币国际化水平远低于美元和欧元，但发展趋势良好[10]。沙文兵等(2020)基于主成分分析法对人民币国际化水平进行测度，认为人民币国际化水平的提升主要由交易媒介职能驱动[11]。Gagnon和Troutman(2014)研究表明，人民币国际化和进出口贸易之间存在相辅相成的关系，既相互促进，又相互制衡[12]。何平和钟红(2014)指出，货币国际化程度的提升会推动本国对外贸易的发展[13]。马德功和曹文婷(2018)基于VAR模型研究人民币国际化与中国贸易竞争力之间的长期关系，结果显示，人民币结算规模的扩大和离岸市场的发展有助于提高中国的贸易竞争力，但人民币直接投资(无论是投资流入还是对外直接投资)对贸易竞争力有负向影响[14]。

综合来看，现有关于金融服务贸易竞争力的影响因素研究尚未关注到货币国际化的作用，而关于货币国际化对贸易竞争力的影响研究则集中于货物贸易或服务贸易层面，并未深入探讨货币国际化对金融服务贸易的影响。同时，关于货币国际化影响贸易竞争力的经验分析大多将重点放在对贸易竞争力的测算上，忽视对货币国际化水平的测度，往往用货币三大职能中的某一职能进行替代，例如使用国际贸易结算中的货币份额作为货币国际化水平的代理变量。有鉴于此，本文在已有研究的基础上，从金融服务贸易视角研究货币国际化的经济效应，并综合以往文献对货币国际化的测度方法，根据货币三大职能构建货币国际化水平评价指标体系，进而以美元、人民币等8种货币为样本进行实证检验，以期能够验证货币国际化对金融服务贸易竞争力提升的促进作用，并为进一步促进人民币国际化和金融服务贸易竞争力提升提供经验借鉴和政策启示。

二、理论分析与研究假说

货币分别在官方和私人层面上具有交换媒介、计价单位和价值储藏等职能，货币国际化将在国内行使职能的货币推广至国际层面(雷达 等，2019)[15]，进而有利于消除供需两端制约金融服务贸易发展的障碍。一国货币国际化水平的提高不仅可以直接降低其金融服务贸易的显性交易成本，还可以减少汇率波动带来的隐性成本，从而扩大金融服务贸易的有效需求；同时，货币国际化水平提升也会带动着跨境金融服务业务的发展以及金融服务产品种类的增多，使得金融服务供给质量不断提高。

第一，降低交易成本。在金融服务贸易中，交易双方货币种类的差异往往会带来额外的交易成本，这种额外交易成本不仅包含金融服务的货币兑换成本，还包含货币兑换的程序和时间成本，而货币国际化则会减少金融服务贸易中的交易程序，节约兑换成本和时间成本，进而提高金融服务供需双方的交易意愿。以境外消费为例，当消费者在国外购买金融服务时，先要将本币兑换成美元进行交易，若金融服务提供者不接受美元，则还需要再次将美元兑换成供给者所在国货币，一次交易就进行两次货币兑换，大大增加了金融服务贸易的时间成本；若货币兑换还存在手续费和其他费用，则会进一步降低消费者的交易意愿。货币国际化会提高本币在其他国家和地区的认可度，扩大本币使用范围和领域，减少金融服务跨境交易中的货币兑换程序，为金融服务贸易创造更便利的条件。就人民币而言，中国人民银行发布的《2020年人民币国际化报告》指出：近年来，人民币在周边国家及“一带一路”沿线国家受到广泛认可，使用率不断提高；2019年，中国与周边国家跨境人民币结算金额约3.6万亿元，同比增长18.5%；同时，人民币已与新加坡元、马来西亚林吉特、泰铢等实现直接交易，大大减少了跨境金融服务贸易的交易成本。

第二，规避汇率波动风险。金融服务贸易过程中的货币兑换与汇率紧密相关，而汇率市场瞬息万变，存在较高的风险。当消费者在境外购买金融服务时，在外币标价一定的情况下，本币贬值就会给消费者带来额外损失。货币国际化使其国际认可度提高，直接交付的实现有助于规避外汇市场汇率波动的风险，减少金融服务跨境交易的不确定性。相比传统服务贸易，汇率波动风险对金融服务贸易的影响更大。戴翔和张二震(2014)研究发现，人民币实际有效汇率波动对中国新型服务贸易(包括金融服务和保险服务)出口的负向影响远大于对传统服务贸易的负向影响[16]。提高货币国际影响力不仅可以直接减少金融服务贸易的显性交易成本，还可以通过规避汇率波动风险降低隐性交易成本，进而增强金融服务贸易竞争力。

第三，提高金融服务供给质量。一国货币国际化水平的上升往往伴随着其金融业发展水平和开放程度的提高。境外消费者金融服务需求的增加会带动国内金融业的发展，不但促进金融服务产品的供给种类和规模增加，而且有利于金融服务质量的提高。同时，货币国际化也有利于金融服务提供者到国外发展，通过为东道国消费者提供多元化高质量的金融服务提高金融服务贸易国际竞争力。比如，当本币具有较高的国际化水平时，银行等金融机构在国外建立的分支机构向当地消费者提供金融服务就无需通过第三方中介货币，进而推动金融服务跨境供给的多样化和便利化，促进金融服务贸易的高质量发展。

基于上述分析，本文提出研究假说H1：一国的货币国际化水平提高会增强其金融服务贸易竞争力。

如上所述，货币国际化对金融服务贸易竞争力的促进作用主要是通过提高货币在国际金融服务交易中的认可度和使用范围来实现的，因而只有当货币国际化水平持续显著提高时，其金融服务贸易竞争力促进效应才会显现。而在现实国际经济活动中，不同货币的国际化水平差异巨大，货币国际化的金融服务贸易竞争力促进效应可能表现出显著的异质性。因此，有必要区分不同类型的货币进行进一步的异质性探究。这里，主要基于“特别提款权(Special Drawing Right，SDR)货币篮子”进行简要分析。SDR是由IMF创立的一种国际性储备资产和计价单位，亦称“纸黄金”，可同黄金一样充当国际储备资产。被纳入SDR货币篮子的货币是国际公认的储备货币，具有较高的国际化水平，往往在国际贸易中被广泛使用，在外汇交易中占有重要的地位。根据国际资金清算系统(Society for Worldwide Interbank Financial Telecommunications，SWIFT)中的人民币追踪报告(RMB Tracker Report)，纳入SDR货币篮子的美元、欧元、英镑、日元和人民币在全球国际贸易结算中的份额达到86.36%。同时，货币被入SDR货币篮子的国家和地区也是全球经济贸易中重要的经济体。因此，对是否纳入SDR货币篮子的货币进行异质性研究具有较好的代表性。

纳入SDR货币篮子的货币在国际支付中较高的份额决定了其在国际贸易中发挥着不可替代的作用，这种作用又会进一步促进其国际化水平的提高；而未纳入SDR货币篮子的货币在国际经济交往中使用的范围和规模则受到限制，其国际化水平的提高较为困难。因此，在其他条件相似的情况下，纳入SDR货币篮子的货币在提高国际化水平方面具有显著优势，进而使货币国际化对金融服务贸易竞争力的促进作用得以有效发挥。而未纳入SDR货币篮子的货币的国际化水平提升缓慢甚至下降，导致其对金融服务贸易竞争力的促进作用可能难以实现。以人民币为例，2016年10月1日，人民币正式纳入SDR货币篮子，与美元、欧元、日元和英镑共同构成全新的SDR货币篮子。从本文的测算结果来看，人民币国际化水平持续提升，到2019达到5.38；而未纳入SDR货币篮子的货币国际化水平最高的仅为2.42，其中，一些发展起步较早的发达国家的货币国际化水平也处于长期停滞甚至略有下降的状态。

基于上述分析，本文提出研究假说H2：不同货币的国际化对金融服务贸易竞争力的促进效应具有异质性，表现为纳入SDR货币篮子的货币该效应显著，而未纳入SDR货币篮子的货币该效应不显著。

相关研究发现，一国金融业的对外开放程度是影响其金融服务贸易竞争力的重要因素。从本文的样本数据分析来看，各国(地区)的金融业外商直接投资(Foreign Direct Investment，FDI)流入规模存在较大差距，且在时间趋势上也具有较大的波动性。金融业FDI的流入会直接增加金融服务贸易的业务量，也会提高流入国货币在国际结算中的使用频次，进而提高该国金融服务贸易的国际市场占有率，并促使货币国际化更好地发挥促进金融服务贸易竞争力提升的作用。同时，金融业FDI的流入不仅为流入国金融业带来更多的就业机会，还会通过知识溢出效应带来先进技术和管理经验，从而推动流入国金融体系的完善与发展，增强其金融业的核心竞争力，促进金融服务贸易的高质量发展。

基于上述分析，本文提出研究假说H3：金融业开放对货币国际化促进金融服务贸易竞争力提升具有调节作用，表现为金融业FDI流入的增加会强化货币国际化对金融服务贸易竞争力提升的促进效应。

三、实证分析设计

1.模型构建与变量选择

为实证检验一个国家或地区货币国际化水平对其金融服务贸易竞争力的影响，本文构建基准模型(1)：

FMSit=C+αInterit+βControlit+St+θi+εit

其中，被解释变量FMSit为i国(地区)t年的“金融服务贸易竞争力”，C为常数项，核心解释变量Interit为i国(地区)t年的“货币国际化水平”，Controlit为控制变量集，St代表时间固定效应，θi代表个体固定效应，εit为随机扰动项。

(2)核心解释变量“货币国际化水平”。参照彭红枫和谭小玉(2017)、沙文兵等(2020)做法[10-11]，依据货币三大职能选取5个基础指标，进而测算出样本货币的国际化水平(具体方法和测算结果见后文)。

(3)控制变量。基于相关研究成果和数据可获得性，本文选取以下6个控制变量：一是“经济发展水平”，采用样本国家(地区)的国内生产总值(GDP)占世界GDP总量的比重来衡量。经济基础是金融服务贸易发展的前提，一国的经济发展水平越高往往金融服务贸易竞争力也越强。二是“金融业FDI流入规模”，采用样本国家(地区)金融业FDI流入额占其GDP的比重来衡量。金融业FDI流入规模可以反映一国金融业和金融服务贸易发展程度以及对国际资本的吸引力，也可以为金融服务贸易发展提供直接的资金来源。三是“金融业劳动力规模”，采用样本国家(地区)金融业从业人数占其总就业人数的比重来衡量。人力资本是影响金融服务贸易发展的重要生产要素。四是“货物贸易规模”，采用样本国家(地区)货物贸易进出口总额占世界货物贸易进出口总额的比重来衡量。金融服务贸易与货物贸易密不可分，货物贸易往往会带动与之相关的金融服务贸易发展。五是“金融服务对外开放度”，采用样本国家(地区)金融服务贸易进出口总额与其GDP之比来衡量。不同国家金融服务的发展水平和阶段各不相同，金融服务的对外开放程度也不同，金融服务开放程度越高的国家通常越会积极地参与国际金融服务贸易。六是“金融业发展水平”，采用样本国家(地区)金融业增加值占其GDP的比重来衡量。国家间的金融服务贸易往往需要通过金融机构来实现，金融业的高质量发展可以有效提高金融服务贸易竞争力。

2.数据来源与描述性统计

结合世界主要货币数据的可得性，本文选取美元、欧元、英镑、日元、人民币、澳元、加元和瑞士法郎等8种主要货币作为研究对象，相应的采用美国、欧元区(1)本文的欧元区包括19个样本国家：德国、法国、意大利、荷兰、比利时、卢森堡、爱尔兰、西班牙、葡萄牙、奥地利、芬兰、立陶宛、拉脱维亚、爱沙尼亚、斯洛伐克、斯洛文尼亚、希腊、马耳他和塞浦路斯。欧元区的金融业FDI和金融业增加值数据从OECD直接获取，GDP、货物贸易总额、金融服务贸易进出口总额及金融业劳动力数据按样本国的总和计算。、英国、日本、中国、澳大利亚、加拿大以及瑞士等8个国家和地区的数据进行实证分析，研究的样本期为2013—2019年。核心解释变量“货币国际化水平”测度的数据来源见后文，其他变量的测算数据来源于世界银行的Global Economic Monitor数据库、经济合作与发展组织(Organization for Economic Co-operation and Development，OECD)、世界贸易组织(World Trade Organization，WTO)、国际劳工组织(International Labor Organization，ILO)等，主要变量的描述性统计结果见表1。

表1 主要变量的描述性统计结果

四、样本货币的国际化水平评价

1.货币国际化水平评价方法与数据选取

货币在经济系统中主要发挥着三种职能：交换媒介、计价单位和价值储藏。一国货币的国际化水平与其在官方或私人国际交易中实现这三种职能的程度相关(彭红枫 等，2017；沙文兵 等，2020)[10-11]。因此，本文建立货币国际化水平评价的三级指标体系：一级指标为货币的三大职能，二级指标划分官方与私人部门，三级指标为每个细化部门的具体指标。借鉴彭红枫和谭小玉(2017)的研究[10]，选取“全球外汇交易中的货币份额”和“国际贸易结算中的货币份额”“对外直接投资中的货币份额”来反映货币的交换媒介职能，但对外直接投资中的货币份额会高估非美元货币在全球对外直接投资中的份额(沙文兵 等，2020)[11]，因此删除这一指标；选取“汇率钉住国家的数量占比”和“国际债券发行中的货币份额”来反映货币的计价单位职能，但无法获取汇率钉住国家的数量数据；选取“外汇储备中的货币份额”和“对外信贷中的货币份额”来反映货币的价值储藏职能。

结合世界主要货币的相关数据可得性，本文选取美元、欧元、英镑、日元、人民币、澳元、加元和瑞士法郎等8种主要货币作为研究对象。数据主要来源于国际清算银行(Bank for International Settlements，BIS)、SWIFT和国际货币基金组织(International Monetary Fund，IMF)。由于SWIFT中的RMB Tracker Report从2013年开始公布数据，因此本文研究的样本期为2013年第1季度至2019年第4季度，样本频率为季频。其中， BIS每3年公布一次全球外汇交易的货币份额，鉴于该数据整体呈线性趋势，本文先采用线性插值法对缺失数据进行补齐，再使用quadratic-match法将年度数据转化为季度数据。国际贸易结算中的货币份额数据为月度数据，本文采用三个月的平均值代表季度值，少数缺失的数据同样采用线性插值法进行补齐。其他变量的季度数据均可直接获取。其中，欧元的数据从BIS、IMF和SWIFT上直接获取。

表2 货币国际化水平评价指标和权重

2.样本货币的国际化水平比较

依据指标权重，加权计算出8种货币国际化水平的季度数据。由于美元和欧元的国际化水平明显高于其他6种样本货币，为便于观察各货币国际化水平的变动趋势，分别用图1和图2进行展示。从图中变动趋势可以看出，2013—2019年，人民币和美元的国际化水平呈现明显上升趋势。美元始终是国际化水平最高的货币，欧元的国际化水平在2013—2015年间有所下降，此后逐步回升，至2019年末达到2014年的水平，但仍低于2013年初的水平。人民币的国际化水平在2013年初与澳元、加元及瑞郎的国际化水平相近，到2019年已远超这三种货币，与英镑和日元处于同一水平段。可见，人民币在国际经济中的认可度和接受度不断提高，但与美元和欧元的国际化水平仍有较大差距。

图1 美元和欧元的国际化水平趋势图

图2 人民币等6种货币的国际化水平趋势图

为便于直观分析，采用彭红枫和谭小玉(2017)的方法[10]，对季度数据取平均再乘以100得到年度货币国际化水平，具体数值见表3。样本期内，美元的国际化水平持续上升，并始终保持世界第一的位置，这是由美国的经济实力和金融市场发展水平决定的；欧元的国际化水平呈波动下降趋势，尽管仍处于世界第二的位置，但欧洲债务危机后其国际影响力明显下降；英镑、日元、澳元、加元和瑞士法郎总体波动较小，国际地位并未发生较大变化；人民币的国际化水平提升迅速，从2013年的3.07不断上升，2019年达到5.38，超过澳元、加元和瑞士法郎，逐步进入与英镑和日元相近的第二梯队。人民币国际地位的提升与中国经济飞速发展和金融业开放程度扩大是密不可分的，尽管与美元和欧元仍有一定差距，但随着中国经济步入新发展阶段，人民币国际化水平提升潜力巨大。

表3 样本货币的国际化水平

五、实证检验结果

1.基准模型回归分析

为避免非平稳数据造成的伪回归问题，本文分别采用LLC、HT、Breitung、IPS等方法对所有序列进行平稳性检验，检验结果显示所有序列均不存在单位根(检验结果略，备索)。对于面板数据可能存在的组间异方差、组内自相关和组间同期相关等问题，本文采用沃尔德检验(Wald Test)验证是否存在组间异方差和组内自相关，并运用Breusch-Pagan LM检验验证是否存在组间同期相关，检验结果显示(见表4)：拒绝“同方差”和“不存在组间同期相关”的原假设，不拒绝“不存在组内自相关”的原假设，故样本数据存在组间异方差和组间同期相关。此外，豪斯曼检验、个体和时间效应检验结果表明存在个体和时间固定效应(检验结果略，备索)。因此，本文使用“组间异方差和组间同期相关”稳健的标准误差，即面板校正标准误法(Panel Corrected Standard Errors，PCSE)对基准模型进行回归分析，估计结果见表5。

表4 Breusch-Pagan LM和Wald Test检验结果

根据表5，“货币国际化水平”的估计系数均显著为正，即“货币国际化水平”与“金融服务贸易竞争力”显著正相关，表明样本国家(地区)的货币国际化水平越高，其金融服务贸易竞争力越强，研究假说H1得到验证。从列(6)列控制变量的估计结果来看，“金融业FDI流入规模”“金融服务对外开放度”“金融业发展水平”均与“金融服务贸易竞争力”显著正相关，与理论预期相符；“金融业劳动力规模”与“金融服务贸易竞争力”没有显著相关性，可能是由于金融服务贸易对人力资源素质要求较高，劳动力总量的增加并不一定能促进金融服务贸易竞争力的提升。“货物贸易规模”的估计系数显著为负，表明货物贸易规模的增加不利于金融服务贸易竞争力的提升，其原因可能在于货物贸易对服务贸易的带动作用集中体现在传统服务贸易中(马德功 等，2018)[14]，而金融服务贸易更多地取决于金融业的发展水平及其对外开放度。

表5 基准模型回归结果

2.稳健性检验

(1)更换回归方法。考虑到稳健性、有效性等问题，本文使用可行广义最小二乘法(Feasible Generalized Least Squares，FGLS)对原样本重新进行基准模型估计。FGLS法包括仅解决组内自相关的FGLS法和全面FGLS法，由于本文样本不存在组内自相关问题，因而采用全面FGLS法进行回归，估计结果见表6的(1)列。

(2)剔除美元和欧元样本。鉴于美元和欧元的国际化水平远高于其他6种货币，为保证回归结果的可靠性，本文剔除美元和欧元样本重新进行模型检验，估计结果表6的(2)列。

(3)替换核心解释变量。早期的相关文献一般采用单一指标来衡量货币国际化水平(Li et al，2005；He et al，2016)[20-21]。上文的主成分分析显示，“国际贸易结算中的货币份额”的权重最大，因此将其作“货币国际化水平”的代理变量重新进行模型回归，估计结表6的(3)列。

上述稳健性检验结果均显示，“货币国际化水平”的估计系数显著为正，表明本文“货币国际化水平提高会显著促进金融服务贸易竞争力提升”的核心结论具有良好的稳健性。

表6 稳健性检验结果

3.异质性分析与调节效应检验

将样本划分为“SDR货币篮子样本”和“非SDR货币篮子样本”，分别进行模型回归，估计结果见表7。在“SDR货币篮子样本”中，“货币国际化水平”的估计系数显著为正，而在“非SDR货币篮子样本”中，“货币国际化水平”的估计系数为正但不显著。可见，若一国(地区)的货币被纳入SDR货币篮子，其货币国际化水平的提高会提升金融服务贸易竞争力；若一国(地区)的货币未被纳入SDR货币篮子，其货币国际化水平提高对金融服务贸易竞争力的促进作用并不显著。由此，研究假说H2得到验证。

考虑到样本国家(地区)间的金融业FDI流入规模差距较大(控制变量中，“金融业FDI流入规模”的标准差最大)，本文引入“货币国际化水平”与“金融业FDI流入规模”的交互项，以检验金融业FDI流入在货币国际化促进金融服务贸易竞争力提升中的调节效应。根据表7的回归结果，“货币国际化水平×金融业FDI流入规模”的估计系数显著为正，表明金融业FDI流入对货币国际化促进金融服务贸易竞争力提升具有显著的正向调节作用，即金融业FDI流入规模的增加能显著强化货币国际化对金融服务贸易竞争力的促进作用。由此，研究假说H3得到验证。

表7 异质性分析与调节效应检验结果

六、结论与启示

目前，中国的金融服务贸易国际市场占有率较低，金融服务贸易国际竞争力亟待提高。近年来，人民币国际化水平不断提升，受到越来越多的国家和地区认可，在国际贸易中发挥着愈发重要的作用，也有效推动了中国对外货物和服务贸易的高质量发展。从理论上讲，一国货币国际化水平的提高可以降低其金融服务贸易中货币兑换产生的显性交易成本，并减少汇率波动带来的隐性交易成本，进而扩大金融服务贸易的有效需求；同时，一国货币国际化水平的提高也有助于其国内金融业发展质量和对外开放水平的提高，进而提升和优化金融服务贸易的供给质量和结构。因此，货币国际化可以从供需两端发力提高本国的金融服务贸易竞争力，进而提升金融服务贸易的国际地位和市场占有率。然而，一国的货币国际化水平提高能否有效促进其金融服务贸易竞争力的提升，还缺乏足够的经验证据。

本文基于货币的三大主要职能构建货币国际化水平的评价指标体系，并运用主成分分析法测度美元、欧元、英镑、日元、人民币、澳元、加元和瑞士法郎等8种货币的国际化水平，进而采用2013—2019年的面板数据实证检验货币国际化水平与金融服务贸易竞争力之间的关系，得到以下主要结论：样本期间美元和人民币的国际化水平呈递增趋势，其他样本货币的国际化水平变动较小，纳入SDR货币篮子的货币国际化水平显著高于其他货币；样本国家(地区)的货币国际化对其金融服务贸易竞争力提升总体上具有显著促进作用，其中纳入SDR货币篮子的货币国际化水平提高对金融服务贸易竞争力的促进效应显著，而未纳入SDR货币篮子的货币国际化未产生显著的金融服务贸易竞争力促进效应；金融业FDI流入对货币国际化促进金融服务贸易竞争力提升具有调节作用，金融业FDI流入规模的增加会显著增强流入国(地区)货币国际化的金融服务贸易竞争力促进效应。基于上述结论，可得到以下启示：

首先，尽管人民币国际化水平持续提高，但仍有较大的提升空间。要积极提高人民币在国际经济交往中的作用，不断扩大国际经济活动中人民币的使用范围和领域。为此，应稳定通货膨胀率，构建人民币国际化伙伴网络，提升人民币作为计价单位、交易媒介和价值贮藏的国际吸引力(李俊久，2022)[22]。其次，新冠肺炎疫情对国际贸易产生了巨大冲击，而数字经济的发展使金融服务贸易可以发挥其无接触的优势，减少疫情带来的不利影响。因此，应大力提高金融服务质量，构建完善的金融服务体系，推动人民币国际化水平提升，以人民币国际化促进金融服务贸易竞争力的增强(吴振宇 等，2021)[23]。最后，要实现经济发展质量、人民币国际化水平和金融服务贸易竞争力的多重提升。经济发展要走创新、协调、绿色、开放、共享的高质量发展道路，人民币要走可信、稳定、普遍认可的国际化道路，金融服务要走质量提升、竞争力增强的数字发展道路，让人民币在未来的国际贸易结算、国际外汇储备中发挥更大作用，将中国高质量金融服务推广至世界各地。

由于受到数据获取的限制，本文的研究样本期只到2019年，在未来的研究中需要进一步采用最新的数据以反映当前的实际状况，同时，还应进一步优化人民币国际化水平的测度方法。此外，由于难以找到合适的代理变量(如外汇交易成本变量)，本文未进行中介效应分析，异质性和调节效应分析也不够系统和细致，在未来研究中，可从不同的层面和角度深入探讨货币国际化影响金融服务贸易竞争力的主要机制和有效路径。