金融服務行業(yè)流入FDI與金融服務貿易出口——基于中國數據研究

西南財經大學大學國際商學院 張雨舟

隨著全球化的發(fā)展，國際直接投資對經濟發(fā)展的影響愈發(fā)顯著。同時，金融服務行業(yè)在國際貿易中的地位也日益突出。在我國，1997年金融服務貿易出口額僅為0.27億美元，而該值在2014年增長了100多倍達到了29.2億美元。就國際直接投資而言，1997年我國接收的FDI為0.595億美元，而2013年這一數值達到了2.33046億美元，增長了3.9倍。面對趨同的增長趨勢，可以推測金融服務貿易出口和FDI存在某種關系，并且FDI可能是促進金融服務貿易出口增長的因素之一。

1 文獻綜述

截至目前，大部分文獻集中在FDI與貨物貿易及服務貿易關系的研究上，研究FDI對金融服務貿易影響的成果較少。在FDI和貨物貿易關系領域，替代效應和互補效應成為國內外學者研究的主要爭論點。陳立敏(2010)對二者之間的關系進行探討，指出投資的具體情況決定了二者的關系。服務貿易方面，陳虹、章國榮(2010)研究發(fā)現FDI對服務貿易的發(fā)展并未有顯著影響。王恕立、胡宗彪(2010)則認為服務業(yè)FDI的流入對服務貿易的出口具有顯著影響。姚戰(zhàn)琪(2006)認為金融服務業(yè)和FDI之間存在互補關系。李津(2010)發(fā)現我國實際利用外資是金融服務貿易的Grander原因。Markusen & Venables(1998)發(fā)現了金融部門FDI與金融服務貿易相互滲透。

本文發(fā)現大部分實證分析僅考慮了FDI并未考慮其他控制變量，可能導致偽回歸。并且極少對FDI影響的路徑進行分析，使得實證研究結果缺乏理論支持。此外，許多實證分析采用了美國數據，鑒于國情的特殊性，以美國數據分析得到的結論可能并不適用于我國。而采用我國數據進行研究的學者未對數據來源進行說明，但查閱中國統計學年鑒，發(fā)現分行業(yè)FDI僅在1997年以后才開始公布，所以不得不對數據的真實性產生懷疑。

2 FDI影響金融服務貿易出口的路徑分析

由于金融服務貿易興起時間較晚，并未有完整的理論體系形成。以往學者在構建服務貿易理論體系時發(fā)現貨物貿易的理論基本適用于服務貿易。因此，本文選擇借用FDI對貨物貿易影響的理論來闡釋FDI對金融服務貿易的影響。Mundell(1957)認為二者可以相互替代；小島清在Mundell的基礎上提出貿易創(chuàng)造效應，認為FDI可以創(chuàng)造貿易。

2.1 替代效應

FDI的過程中不僅涉及貨幣的流動，還涉及無形資產的流動。對于大部分FDI的投資國而言，其東道國擁有更先進的技術經驗，而FDI可以作為汲取先進技術經驗的手段。隨著FDI的流入，不僅原本由投資國進口的金融服務貿易減少，汲取先進技術經驗后提高的投資國的金融服務貿易競爭力直接影響到其他國家對東道國金融服務的進口。此外，由于國際金融服務貿易壁壘導致的高成本國際金融服務進口使得相關企業(yè)由投資國搬遷到東道國內部，從而導致金融服務貿易的跨境消費減少。

2.2 創(chuàng)造效應

FDI對金融服務貿易的創(chuàng)造效應分為兩個方面。一是FDI的直接創(chuàng)造效應。這一效應主要產生于生產導向型和投資促進型的FDI。在金融服務的外包過程中，投資國希望借用東道國的金融服務體系或者是更為低廉的服務成本，選擇離岸外包的形式以減少自己的運營成本。這一過程為東道國將金融服務出口到投資國和其他國家提供了條件。

FDI的間接創(chuàng)造效應可以用鉆石模型來解釋。首先，FDI可以提高生產水平。FDI意味著資本的流入，其擴大的資本規(guī)模直接反映在東道國金融服務業(yè)的規(guī)模和水平上。同時，隨著FDI流入所帶來的人力資源、技術資源也提高了東道國金融服務業(yè)的水平。其次，由FDI流入而提高的金融服務行業(yè)水平映射在對金融服務行業(yè)的需求水平上。再次，FDI帶來的資本和技術流入有助于東道國發(fā)展與金融服務行業(yè)相關的信息產業(yè)，從而形成更完善的產業(yè)鏈支持。最后，資本流動背后隱藏的管理技術流動提高了東道國內部金融服務企業(yè)的組織水平和戰(zhàn)略水平。最終FDI的流入將通過以上幾個方面提高東道國金融服務行業(yè)的競爭力水平，促進其金融服務業(yè)貿易的發(fā)展。

3 實證研究

結合鉆石模型及以往文獻，本文加入以下控制變量對FDI對金融服務貿易出口的影響進行研究，如表1所示。由于1997年以前的金融行業(yè)FDI并未有官方數據給出，本文采用1997～2013年的數據進行研究，數據來源于《中國統計學年鑒》、《中國對外經濟貿易年鑒》以及《中國國際收支平衡表》。

表1 自變量和控制變量列表

3.1 回歸分析

由于本文采用時間序列數據，可能會出現數據不平穩(wěn)的問題，所以先對數據進行ADF單位跟檢驗，發(fā)現變量皆為二階單整，說明數據平穩(wěn)。對變量進行回歸：

貨物貿易出口額和人均國內生產總值符號與預期相反，將其刪除進行回歸：

金融服務體系效率與金融服務業(yè)增加值的t值不顯著，可能存在多重共線性，將其刪除進行回歸：

各變量t值都很顯著，金融服務貿易開放程度和金融服務行業(yè)FDI對金融服務貿易出口總額y的解釋程度為93.88%，方程較為合理。

為確定變量間的協整關系，對殘差值進行平穩(wěn)性檢驗。t=－4.382652，顯著小于1%水平下的臨界值－2.717511，5%水平下的臨界值－1.964418以及10%水平下的臨界值－1.605603。所以殘差項是平穩(wěn)的，變量之間存在協整關系，回歸方程合理。

3.2 Grander因果關系檢驗

對方程回歸僅能說明變量間的相關關系，而變量間的因果關系還有待進一步檢驗。本文采用Grander檢驗進行分析，如表2所示。

表2 格蘭杰檢驗

在和y的格蘭杰檢驗中，不能拒絕不是y的格蘭杰原因，即金融服務貿易開放不是金融服務貿易出口總額變動的格蘭杰原因，而金融服務貿易出口總額是金融服務貿易開放程度的格蘭杰原因。而和y的格蘭杰檢驗中，不是y的格蘭杰原因和y不是的格蘭杰原因都可以被拒絕，也就是說金融服務貿易FDI和金融服務貿易出口總額互為格蘭杰原因，說明了金融服務業(yè)FDI和金融服務貿易出口具有互補關系。

3.3 ECM模型下的長期穩(wěn)定和短期調節(jié)關系

金融服務貿易出口總額y和金融服務貿易開放程度、金融服務行業(yè)FDI之間存在協整關系，表明變量之間具有長期均衡關系，但從短期來看可能會出現失衡。為了增強模型的精度，建立誤差修正模型：

修正后的可決系數表明模型對y的解釋程度達到了83.11%，說明方程的擬合程度較好。而誤差修正也說明我國金融服務貿易出口的變化不僅取決于金融服務貿易開放程度和金融服務貿易FDI的變化，還取決于上一期金融服務貿易出口值對均衡水平的偏離。ECM的系數為負，符合反向修正機制，表明誤差修正項將以1.028253的調整力度對非均衡狀態(tài)做出反向修正。

4 結語

(1)金融服務業(yè)吸收FDI和金融服務業(yè)出口之間具有替代效應和創(chuàng)造效應。當替代效應大于創(chuàng)造效應時，隨著FDI的增加，金融服務行業(yè)出口值減少。當替代效應小于創(chuàng)造效應時，隨著FDI的增加，金融服務行業(yè)出口值增加。在我國，金融服務業(yè)FDI的創(chuàng)造效應大于替代效應，FDI每增加一個單位，金融服務貿易增加2.977144個單位。

(2)金融服務貿易FDI的創(chuàng)造效應主要根據兩種路徑進行傳播：直接路徑和間接路徑。直接路徑主要體現在金融服務貿易離岸外包上。而間接路徑與鉆石模型相吻合，最終通過提高金融服務貿易的國際競爭力而促進其出口。

(3)金融服務貿易的出口額主要是受到金融服務行業(yè)的開放程度和金融服務業(yè)FDI影響。而貨物貿易進出口總額、金融服務體系效率、金融服務業(yè)增長值和人均國民收入對金融服務貿易出口額的影響不大。

(4)金融服務貿易和金融服務貿易FDI互為因果關系，即二者之間存在互補關系。并且金融服務部門FDI比金融服務行業(yè)的開放程度對金融服務貿易具有更為顯著的影響。

[1] 陳立敏.貿易創(chuàng)造還是貿易替代——對外直接投資與對外貿易關系的研究綜述[J].國際貿易問題,2010(4).

[2] 陳虹,章國榮.中國服務貿易國際競爭力的實證研究[J].管理世界,2010(10).

[3] 王恕立,胡宗彪.服務業(yè)FDI流入與東道國服務貿易出口——給予中國數據的經驗研究[J].國際貿易問題,2010(11).

[4] 姚戰(zhàn)琪.金融部門FDI和金融服務貿易的理論與實證分析[J].財貿經濟,2006(10).