中國與共建“一帶一路”國家金融服務(wù)貿(mào)易及出口效率測算研究

張 偉 魚愷怡

（北京工商大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京 100048）

一、引言

服務(wù)貿(mào)易是國際貿(mào)易的重要組成部分和世界經(jīng)濟發(fā)展的重要動力。金融服務(wù)貿(mào)易是世界貿(mào)易組織（WTO）界定的服務(wù)貿(mào)易的12 大領(lǐng)域之一，已成為主要經(jīng)濟體競爭的著力點（葉亞飛，2022）。聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議數(shù)據(jù)顯示，2005—2021 年我國金融服務(wù)出口年均復(fù)合增長率達24.77%，但我國金融服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與發(fā)達國家相比存在一定差距（張靖佳和劉晨陽，2019；張定法等，2021），出口競爭力較弱成為我國對外開放的短板（潘明清等，2022）。2020 年我國金融服務(wù)出口額僅占全球總額的0.58%?！耙粠б宦贰笔俏覈鹑诜?wù)貿(mào)易的重要平臺，我國與共建“一帶一路”國家和地區(qū)存在較強的貿(mào)易互補性（李虹和陳文娟，2021），且在整體上我國金融服務(wù)業(yè)領(lǐng)先于大部分共建“一帶一路”國家水平（王小雪等，2022），加強對共建“一帶一路”國家的出口，有利于提升我國金融服務(wù)出口競爭力（黃滿盈和鄧曉虹，2018）。

Tinbergen（1962）較早建立了國際貿(mào)易中的引力模型，用于分析雙邊貿(mào)易流量影響因素，該模型認為貿(mào)易流量與貿(mào)易雙方GDP（經(jīng)濟規(guī)模）成正比，與二者的距離（貿(mào)易成本）成反比。后續(xù)研究檢驗了一系列影響因素，包括人口、收入、地理相鄰、共同語言、匯率、關(guān)稅或非關(guān)稅壁壘、區(qū)域貿(mào)易協(xié)定、共同自貿(mào)區(qū)、貨幣聯(lián)盟等，同時將引力模型測算的潛在流量與實際流量進行比較，以此度量貿(mào)易效率或潛力（Egger，2001；Francois，2001）。鄧曉虹和黃滿盈（2014）基于2005—2010 年經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）成員國以及其他國家（地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)雙方GDP、地理距離、經(jīng)濟自由度及使用共同語言對雙邊金融服務(wù)出口影響顯著，但接壤情況、相對距離（GDP對距離加權(quán)）、自貿(mào)協(xié)定等因素作用不明顯。黃滿盈（2015）研究認為我國對美國、盧森堡和德國等主要市場存在出口過度的現(xiàn)象，但對小型市場普遍貿(mào)易不足。李兵和李紅（2016）基于2000—2014年我國對23個OECD國家和俄羅斯的金融服務(wù)出口數(shù)據(jù)，利用隨機前沿引力模型進行研究的結(jié)果表明，人均GDP、地理距離、相對距離以及多邊開放度（距離對GDP 加權(quán)）、與我國相鄰、擁有共同語言等顯著促進了我國金融服務(wù)出口效率；除美國、英國外，我國對主要貿(mào)易國普遍出口不足，效率較低；進口方經(jīng)濟自由度、金融服務(wù)出口占比、是否與我國簽訂自貿(mào)協(xié)議會對我國金融服務(wù)出口效率產(chǎn)生顯著影響。黃滿盈和鄧曉虹（2018）從貿(mào)易規(guī)模和成長性出發(fā)，分析認為我國金融服務(wù)對俄羅斯、日本、瑞典、希臘和捷克等具有較大的潛力，應(yīng)重點圍繞這些國家開展金融服務(wù)貿(mào)易。

從全球范圍看，金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展相對落后和貿(mào)易壁壘有較大關(guān)系（李曉郛，2017）。Park（2002）研究運用引力模型中的殘差代表非關(guān)稅壁壘引起的不可測貿(mào)易成本，并利用殘差計算相對關(guān)稅等值，通過與基準國的對比推導(dǎo)出服務(wù)貿(mào)易壁壘指數(shù)，但無法收集模型中價格指數(shù)變量含有的產(chǎn)品種類和生產(chǎn)價格等數(shù)據(jù)，會導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏差。Walsh（2006）在Park（2002）模型中加入國家固定效應(yīng)以消除價格指數(shù)變量的影響，但只能處理橫截面數(shù)據(jù)而無法處理面板數(shù)據(jù)（夏天然和陳憲，2015）。周念利（2010）借鑒Park（2002）的方法，通過比較有無貿(mào)易限制情況下的貿(mào)易預(yù)測值來估算非關(guān)稅壁壘的關(guān)稅等值，發(fā)現(xiàn)我國若對某經(jīng)濟體金融服務(wù)出口水平較高，則該經(jīng)濟體自身壁壘水平較低，反之亦反。夏天然和陳憲（2014）在Park（2002）和Walsh（2006）的研究基礎(chǔ)上建立個體-時間雙向固定效應(yīng)模型測度多個經(jīng)濟體服務(wù)業(yè)和細分行業(yè)的貿(mào)易壁壘，發(fā)現(xiàn)金融服務(wù)部門壁壘水平普遍較高。

梳理文獻可知，部分學(xué)者已對我國金融服務(wù)貿(mào)易效率問題進行了一定研究，但在此主題下針對我國和共建“一帶一路”國家的研究還相對缺乏。本文以2012—2019 年為時間窗口，基于擴展的貿(mào)易引力模型，利用38 個OECD 成員國的數(shù)據(jù)，擬合出典型國家金融服務(wù)出口流量的方程，識別出對金融服務(wù)出口影響顯著的因素，測算我國對51 個共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口效率和潛力，并利用國家-時間雙向固定效應(yīng)引力模型測算金融服務(wù)進口非關(guān)稅壁壘的關(guān)稅等值，以期為我國做好金融服務(wù)貿(mào)易的合理布局，推進“一帶一路”高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

二、中國與共建“一帶一路”國家的金融服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)狀分析

考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文所研究的共建“一帶一路”國家共51個，包括東亞1國（蒙古國），東南亞9國（新加坡、馬來西亞、印度尼西亞、泰國、柬埔寨、菲律賓、越南、文萊、緬甸），南亞6 國（孟加拉國、印度、巴基斯坦、不丹、尼泊爾、斯里蘭卡），西亞16國（阿塞拜疆、亞美尼亞、格魯吉亞、約旦、阿曼、埃及①埃及地跨亞、非兩州，為便于測算統(tǒng)計，本文研究將其視為西亞國家。、伊朗、阿聯(lián)酋、沙特阿拉伯、卡塔爾、巴林、黎巴嫩、以色列、科威特、土耳其、塞浦路斯），中亞2 國（哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦），歐洲17國（俄羅斯、烏克蘭、摩爾多瓦、波蘭、愛沙尼亞、拉脫維亞、克羅地亞、匈牙利、希臘、斯洛文尼亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、保加利亞、捷克、斯洛伐克、波黑、北馬其頓）。

根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議的數(shù)據(jù)，2012 年，我國金融服務(wù)出口總額為18.86 億美元，2019 年增加到39.04 億美元，全球排名第17 位，位于美國、英國、盧森堡、新加坡、德國、瑞士等國家（地區(qū)）之后。2020年我國以42.68 億美元的出口額位列世界第16 位。2021年，我國金融服務(wù)出口持續(xù)快速增長，全年出口總額達50.07億美元，同比增長17.3%，出口總額位列世界第17位，排在新加坡（306.47億美元）、塞浦路斯（64.70億美元）、印度（51.15億美元）之后，居共建“一帶一路”國家第四位，但與美國（1717.40 億美元）、英國（843.46億美元）、盧森堡（769.14億美元）等金融服務(wù)出口大國相比，我國出口額還相差較遠，說明我國金融服務(wù)出口水平提升空間巨大。

根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議和萬得（WIND）資訊的數(shù)據(jù)（如表1 所示），2012 年，我國對共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口總額約為2.80億美元，2019年達到7.65億美元，年均增長約15.44%，占我國金融服務(wù)出口總額的比重由2012 年的14.85%增加到2019年的19.60%，但在2019 年我國金融服務(wù)出口總額僅約占共建“一帶一路”國家（去除數(shù)據(jù)缺失的尼泊爾、阿曼、卡塔爾、巴林等國家）金融服務(wù)進口總額的2.41%。從地區(qū)來說，2019 年我國出口占東亞地區(qū)（蒙古國）進口的0.45%，東南亞地區(qū)進口的1.48%，南亞地區(qū)（除尼泊爾）進口的4.81%，西亞地區(qū)（除阿曼、卡塔爾、巴林、阿聯(lián)酋）進口的1.52%，中亞地區(qū)進口的3.7%，歐洲地區(qū)進口的3.68%；從國別來說，我國出口占其進口比重較大的國家包括文萊（44.12%）、埃及（15.36%）、孟加拉國（12.95%）、俄羅斯（9.18%）；占比較小的國家是柬埔寨（0.0016%）、阿爾巴尼亞（0.03%）、克羅地亞（0.10%）、烏克蘭（0.15%）、不丹（0.16%）、伊朗（0.17%）、斯洛伐克（0.18%）和黎巴嫩（0.19%）。這些數(shù)據(jù)一方面說明我國對共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口潛力較大，另一方面說明我國對共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口表現(xiàn)出分層化的特點。

表1 2012年和2019年我國對共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口情況（單位：百萬美元）

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

基本的貿(mào)易引力模型形式為Exportij=CYiYj/TCij2，其中Exportij為i對j的出口，C為常數(shù)，Yi和Yj為兩國經(jīng)濟規(guī)模（如GDP）；TCij為貿(mào)易成本或貿(mào)易壁壘（如地理距離）。隨著經(jīng)濟全球化發(fā)展，影響雙邊貿(mào)易的因素更加多元（蔣平，2021）。本文結(jié)合文獻和實務(wù)，對模型進行拓展，除GDP、人口、地理距離、共同語言、是否臨界等基本變量外，將出口國金融服務(wù)貿(mào)易占GDP 比重、貿(mào)易雙方經(jīng)濟自由度、服務(wù)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重、貿(mào)易開放度及服務(wù)貿(mào)易協(xié)定等變量納入模型。為便于計算，本文將引力模型的一般形式轉(zhuǎn)化為對數(shù)線性形式：

其中，i、j和t分別表示出口國、進口國和年份。被解釋變量Exportijt表示國家i在t年對國家j的金融服務(wù)出口額。在解釋變量中，GDPi和GDPj分別是兩國名義國內(nèi)生產(chǎn)總值，DISCapij是兩國首都間的地理距離，Popi和Popj是兩國人口數(shù)量。COMlangij為虛擬變量，如果貿(mào)易雙方90%以上的人使用同一種語言，則COMlang=1，否則COMlang=0。ADJij為虛擬變量，如果貿(mào)易雙方臨界，則ADJ=1，否則ADJ=0。Ratioi是出口國金融服務(wù)出口占總服務(wù)出口的比例。EFWi和EFWj分別是兩國的經(jīng)濟自由度指數(shù)，該指數(shù)由加拿大菲沙研究所（Fraser Institute of Canada）發(fā)布，主要評估世界上160多個國家和地區(qū)政策和制度等對自由匯率、市場準入和競爭等的支持程度。Servicei和Servicej分別是兩國服務(wù)業(yè)增加值占GDP 的比重。Tradei和Tradej分別是兩國貿(mào)易開放度，用貿(mào)易進出口總額與GDP的比重來衡量。RTAij是虛擬變量，如果貿(mào)易雙方締結(jié)的區(qū)域貿(mào)易協(xié)議中含有服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)內(nèi)容，則RTA=1，否則RTA=0。ε表示隨機誤差項。

借助引力模型估計結(jié)果，本文可以模擬“理論”或“自然”狀態(tài)下一國對其貿(mào)易伙伴的金融服務(wù)潛在出口額。實際出口值與模擬值的比值即為出口效率：

其中，Eijt代表出口效率，Exportijt和Export*ijt分別表示實際出口值和模擬值。出口潛力與出口效率是一對相互聯(lián)系的概念，1-Eijt即是出口潛力（Zaman&Kalirajan，2019）。對于出口效率（潛力）主要有兩種評價方法：一種是以1為門檻，E＞1表示“出口效率較高”“出口過度”或“潛力再造”（即需要創(chuàng)新貿(mào)易模式或開拓新的貿(mào)易領(lǐng)域、打造新的貿(mào)易競爭優(yōu)勢），E＜1 表示“出口效率較小”“出口不足”或“潛力巨大”；另一種是以0.8 和1.2 為門檻，E＞1.2 表示“出口效率較高”“出口潛力有限”，0.8 ＜E ≤1.2 代表“有一定效率增長空間”“出口潛力增長”，E ≤0.8代表“出口效率較低”“出口潛力巨大”（Zaman &Kalirajan，2019；Leng et al.，2020）。本文選取第二種方法。

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文用于擬合“典型經(jīng)濟體”金融服務(wù)出口方程的38個OECD成員國包括澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、智利、哥倫比亞、哥斯達黎加、捷克、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、韓國、立陶宛、拉脫維亞、盧森堡、墨西哥、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英國、美國。本文選擇OECD 成員國來擬合“典型經(jīng)濟體”出口方程，除了基于數(shù)據(jù)可得性考慮外，還因為大部分OECD成員國是主要的金融服務(wù)出口國，代表金融服務(wù)貿(mào)易的較高水平，且OECD成員中既包括發(fā)達國家，也包括新興市場及轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，用其數(shù)據(jù)擬合的方程具有代表性和典型性。

OECD 成員國雙邊金融服務(wù)貿(mào)易流量、總服務(wù)出口額（用來計算金融服務(wù)貿(mào)易出口比例）來自O(shè)ECD服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；我國與OECD 成員國、51 個共建“一帶一路”國家的名義GDP、人口、貿(mào)易總額和服務(wù)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來自世界銀行發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫；我國對共建“一帶一路”國家的金融服務(wù)出口額、總服務(wù)出口額來自WIND數(shù)據(jù)庫；雙邊距離和是否使用共同語言來自法國國際信息前瞻研究中心（CEPII）數(shù)據(jù)庫；2012—2019 年各國的經(jīng)濟自由度（EFW）指數(shù)來自加拿大菲沙研究所發(fā)布的《世界經(jīng)濟自由報告（2014—2021年）》。服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的有關(guān)信息根據(jù)WTO官網(wǎng)的“區(qū)域貿(mào)易協(xié)定”資料手動篩查得到。

為防止變量受異常值波動的影響，本文對除虛擬變量外的時間序列均作對數(shù)處理；有些國家在某些年份沒有報告金融服務(wù)出口數(shù)據(jù)，本文采用其相應(yīng)貿(mào)易伙伴的進口數(shù)據(jù)。某些樣本出現(xiàn)了零貿(mào)易額，但零值無法作對數(shù)處理，將其剔除則可能導(dǎo)致有偏估計（Kuik et al.，2018），本文借鑒Kalbasi（2001）的做法，將貿(mào)易流量的零值用0.025代替。本文用線性插值法補齊個別缺失數(shù)據(jù)。本文對金融服務(wù)出口比重（Ratio）這一組數(shù)據(jù)做置信區(qū)間為［1%，99%］的縮尾處理以排除異常值帶來的影響?？紤]到2020年后新冠病毒感染對國際貿(mào)易的沖擊，本文將時間窗口設(shè)定為2012—2019年。

四、實證結(jié)果與分析

（一）金融服務(wù)貿(mào)易影響因素

本文利用2012—2019年38個OECD 成員國的面板數(shù)據(jù)來擬合“典型經(jīng)濟體”金融服務(wù)出口的決定方程，變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

面板單位根檢驗（Fisher-ADF）結(jié)果顯示所有的變量都是“零階單整”，時間序列均為平穩(wěn)，因此本文無須對時間序列進行協(xié)整檢驗即可進行回歸。一般而言，在面板引力模型框架下，主要有三種估計方法可用來檢驗貿(mào)易流量：混合最小二乘法、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。由于固定效應(yīng)模型不能識別出非時變變量的效應(yīng)（S?ren et al.，2014），而本文指標中含有多個虛擬變量，因此本文進行拉格朗日檢驗（LM test），在混合最小二乘法和隨機效應(yīng)模型之間選擇適合的模型。LM 檢驗的結(jié)果顯著，且p 值為0，說明隨機效應(yīng)模型優(yōu)于混合最小二乘法。因此，本文采用隨機效應(yīng)模型進行回歸，同時也列出混合最小二乘法的估計結(jié)果進行比較和穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3中列（1）、列（2）是基準回歸結(jié)果。根據(jù)隨機效應(yīng)模型估計結(jié)果，除RTA外，其他解釋變量均通過顯著性的統(tǒng)計檢驗。貿(mào)易雙方GDP、共同語言、共同邊界能夠顯著提高出口流量，距離則呈顯著負向影響。出口國GDP（經(jīng)濟規(guī)模）增大意味著其有能力提供更多的金融服務(wù)出口，進口國GDP（經(jīng)濟規(guī)模）增大意味著其對金融服務(wù)進口需求更大；擁有共同語言和相鄰的國家一般被認為具有穩(wěn)固的貿(mào)易關(guān)系、相近的經(jīng)濟文化特征和較低的貿(mào)易成本。這些都有利于貿(mào)易的開展；而地理距離越大，貿(mào)易成本越高，越不利于開展貿(mào)易。

從理論上講，貿(mào)易雙方人口數(shù)量對金融服務(wù)出口可能有正負兩方面的影響（劉正愷，2012）。從出口國來看，一方面，在既定的資源稟賦下，金融服務(wù)首先要滿足國內(nèi)需求，國內(nèi)人口增多可能會遏制出口；另一方面，國內(nèi)需求增加可能會刺激產(chǎn)能和服務(wù)供給，從而擴大出口。從進口國來看，一方面，人口數(shù)量對金融服務(wù)進口的影響可能為正，因為更多的人口代表更大的進口需求；另一方面，人口數(shù)量對金融服務(wù)進口的影響可能為負，因為更多的人口可能會刺激國內(nèi)產(chǎn)能，從而減少進口。本文Popi和Popj的效應(yīng)均顯著為負，說明出口國部分金融服務(wù)會轉(zhuǎn)而供給增大的國內(nèi)需求，導(dǎo)致出口減少；進口國會擴大本國產(chǎn)能來滿足增大的國內(nèi)需求，從而減少進口。本文結(jié)果還顯示，進口國人口的影響系數(shù)絕對值大于出口國人口的影響系數(shù)絕對值。

出口國金融服務(wù)出口占總服務(wù)出口的比例對貿(mào)易流量產(chǎn)生顯著正向影響，該指標體現(xiàn)了一國金融服務(wù)部門與其他服務(wù)部門的比較優(yōu)勢，優(yōu)勢越大，越能促進金融服務(wù)出口。如表3列（2）顯示貿(mào)易雙方經(jīng)濟自由度、服務(wù)業(yè)增加值GDP 占比、貿(mào)易開放度會顯著提升出口流量，且出口國因素的影響大于進口國因素的影響。出口國更為市場化的經(jīng)濟會擴大增長空間并提升出口，進口國更為自由開放的經(jīng)濟會提升進口；服務(wù)業(yè)增加值占GDP 的比重反映服務(wù)業(yè)發(fā)展水平，比重越高，出口國出口供給能力越強，進口國服務(wù)進口需求越大；一國貿(mào)易開放度越高，貿(mào)易管制程度和貿(mào)易壁壘就越低，越有利于金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展。RTA的系數(shù)為正但效應(yīng)不顯著，這與周念利（2010）、黃滿盈（2015）的發(fā)現(xiàn)一致，可能原因是已有的自由貿(mào)易協(xié)定涉及服務(wù)貿(mào)易安排較少，特別是涉及金融服務(wù)貿(mào)易安排更少。

與隨機效應(yīng)模型估計結(jié)果相比，混合最小二乘法估計結(jié)果中大部分變量只是系數(shù)、顯著性水平略有變化，顯著性和符號均無變化，這表明估計結(jié)果穩(wěn)健，說明本文模型較好地解釋了金融服務(wù)貿(mào)易流量的影響因素。

鑒于RTA不顯著，本文將其剔除再次回歸，隨機效應(yīng)回歸結(jié)果如表3 列（4）顯示，大部分解釋變量都保持了顯著性?；旌献钚《朔ɑ貧w結(jié)果如表3 列（3）顯示，其估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。因此，本文用表3列（4）所得的回歸方程作為“典型經(jīng)濟體”金融服務(wù)出口的決定式。

（二）我國對共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口效率

本文利用表3 列（4）的回歸系數(shù)，模擬2012—2019年我國對51個共建“一帶一路”國家在“理論”或“自然”狀態(tài)下的金融服務(wù)潛在出口值，將我國相應(yīng)年度出口實際值與模擬值進行比較，得到出口效率E值及由高到低的排序，如表4 所示。因篇幅所限，除均值外，本文只列出2012 年、2013 年、2018 年和2019年的數(shù)值。

表4 中國對共建“一帶一路”國家的金融服務(wù)出口效率E值及排序

2012—2019 年，我國對51 個共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口的平均效率約為2.90，整體水平較高，高于平均效率的國家有18個，低于平均效率的國家有33 個。從地區(qū)來看，不考慮東亞的蒙古國和中亞2 國，對東南亞9 國、南亞6 國、西亞16 國、歐洲17國的平均效率分別為3.22、2.6、4.16 和1.61，對西亞、東南亞出口效率較高，對歐洲出口效率較低，但仍處于“出口效率較大”的水平。

從具體國別均值來看，51個國家中，我國金融服務(wù)出口效率較高（即E＞1.2）的國家有40 個，最高的是塞浦路斯，其次是阿塞拜疆，出口效率均值分別是9.62 和9.00。我國對這40 個國家金融服務(wù)出口效率較高的可能原因有以下幾點。一是盡管某些國家金融服務(wù)比較發(fā)達，但我國金融服務(wù)與其有較強的互補性。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議的數(shù)據(jù)，2019 年我國金融服務(wù)出口額為39.04 億美元，新加坡高達306.47億美元，塞浦路斯為43.39億美元，我國對共建“一帶一路”國家出口效率保持較高水平，主要是較強的金融服務(wù)互補性促進了金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展。二是部分國家金融發(fā)展程度較低，出口相對較少（如表5所示），我國金融服務(wù)具有比較優(yōu)勢。我國對這些國家金融服務(wù)的出口和其進口結(jié)構(gòu)能夠達到很大程度的匹配（李虹和陳文娟，2021）。三是可能因為某些國家的金融服務(wù)貿(mào)易壁壘水平相對較低（黃滿盈，2015），這在后文研究中也得到驗證。鞏固并進一步發(fā)展出口效率較高的市場對我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展具有重要意義，我國應(yīng)在保持和增強傳統(tǒng)優(yōu)勢的同時，主動適應(yīng)需求，提升產(chǎn)品服務(wù)性價比，優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)，培育以質(zhì)量和服務(wù)為核心的競爭優(yōu)勢，進一步提升金融服務(wù)對外輸出能力。

表5 2019—2021共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口額（單位：百萬美元）

中國對其出口效率還沒有充分發(fā)揮、尚有較大出口空間（即0.8 ＜E ≤1.2）的國家包括伊朗、保加利亞、拉脫維亞、克羅地亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞等，其中7 個國家都位于歐洲。我國對上述國家出口效率不高的原因主要是其當中大多數(shù)國家金融發(fā)展較好，上述國家可能更偏向于從金融服務(wù)更為發(fā)達的國家進口（李虹和陳文娟，2021）。對于這些國家，我國應(yīng)加強交流和合作，進一步開拓市場，深挖貿(mào)易潛力。我國對其平均出口效率低下（即E ≤0.8）的國家是柬埔寨、不丹、尼泊爾，這三個國家金融開放程度不高，可能存在較嚴重的貿(mào)易壁壘，進一步發(fā)展貿(mào)易的對策是盡快排除發(fā)展障礙（劉正凱，

2012）。

從發(fā)展趨勢看，隨著各國GDP 的增長、服務(wù)貿(mào)易和貿(mào)易自由化的發(fā)展以及經(jīng)濟自由度提升，我國金融服務(wù)實際出口值與潛在出口值的差距在縮小，同時部分金融發(fā)展現(xiàn)狀處于弱勢的國家通過進口金融服務(wù)激活本國金融服務(wù)的發(fā)展（李虹和陳文娟，2021），因此，2012—2019 年我國對共建“一帶一路”國家的出口效率總體呈下降態(tài)勢，對其出口效率較高的國家由2012年的40個降為2019年的35個，有一定效率增長空間的國家由8 個降為4 個，出口效率不足的國家由3個增加到12個。從地區(qū)均值來看，歐洲17國從“出口效率較高”變?yōu)椤坝幸欢ㄐ试鲩L空間”，其中愛沙尼亞、波蘭、保加利亞、拉脫維亞、克羅地亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞等9個國家在近幾年由“出口效率較高”或“有一定效率增長空間”變?yōu)椤俺隹谛实拖隆薄ζ渌貐^(qū)出口效率均值雖然也呈下降趨勢，但在2019 年還是處于“出口效率較高”的水平。

（三）共建“一帶一路”國家金融服務(wù)貿(mào)易壁壘關(guān)稅等值

考慮到共建“一帶一路”國家貿(mào)易限制指數(shù)相關(guān)變量數(shù)據(jù)的缺乏，本文借鑒夏天然和陳憲（2015），采用國家-時間雙向固定效應(yīng)模型來估算貿(mào)易壁壘關(guān)稅等值：本文在引力模型中加入進口國虛擬變量以控制價格指數(shù)信息和其他一些對進口產(chǎn)生影響的不可觀測的特征；加入出口國虛擬變量以控制出口國的信息；加入時間虛擬變量以控制時間固定效應(yīng)。由于采用了國家-時間雙向固定效應(yīng)，解釋變量去除出口國GDP、出口國金融服務(wù)出口占比、貿(mào)易雙方人口、經(jīng)濟自由度、服務(wù)業(yè)增加值占比和貿(mào)易開放度等變量。由于國家固定效應(yīng)無法控制雙邊信息，因此保留了距離、相鄰、共同語言等三個雙邊變量。本文借鑒Fontagne et al.（2011）、夏天然和陳憲（2015）的做法，將進口國GDP 系數(shù)限制為0.8，從而排除進口國GDP 對進口國固定效應(yīng)的干擾。具體模型如下：

根據(jù)Park（2002）、Fontagne et al.（2011）的研究，計算關(guān)稅等值的公式為：

Tj為進口經(jīng)濟體的相對關(guān)稅等值，σ為服務(wù)的替代彈性，式（4）中的下角標a、p和b分別表示實際值、預(yù)測值以及基準。在此，關(guān)稅等值是相對量，是各個國家相對于基準國家（關(guān)稅等值=0）的增加值，該值越大，表明金融服務(wù)貿(mào)易壁壘越高。式（4）中的Exporta和Exportb均取2012—2019年的均值，ExportajExportpj比值最大的國家為基準國家，即最接近完全開放的國家（Park，2002；夏天然和陳憲，2015）。由于計算(Sj-1)還需要求出σ，在文獻中σ取值比較廣泛，σ設(shè)定不同的值只會影響相對關(guān)稅等值的絕對值而不會影響其相對排序（Fontagne et al.，2011），關(guān)稅等值的排序才是本文的研究重點。本文借鑒周念利（2010）、黃滿盈（2015）的做法，取σ=1.95，1.95 是全球貿(mào)易分析項目（GTAP）數(shù)據(jù)庫將服務(wù)貿(mào)易部門作為整體計算出來的貿(mào)易加權(quán)替代彈性。

本文基于公式（3）所示的雙向固定效應(yīng)引力模型，利用2012—2019 年38 個OECD 經(jīng)濟體的金融服務(wù)出口流量的面板數(shù)據(jù)，擬合“典型經(jīng)濟體”的金融服務(wù)出口決定方程。表6的回歸結(jié)果顯示，解釋變量均通過顯著性的統(tǒng)計檢驗，且符號都與預(yù)期相符。本文基于回歸系數(shù)計算我國對共建“一帶一路”國家的金融服務(wù)出口估計值，進而測算ExportajExportpj。根據(jù)計算結(jié)果，本文設(shè)塞浦路斯為基準國，并計算得到各國貿(mào)易壁壘關(guān)稅等值均值及由高到低的排序，為便于比較，表7 同時列出我國對各國金融服務(wù)出口效率E值排序。

表6 雙向固定效應(yīng)引力模型估計結(jié)果

表7 共建“一帶一路”國家金融服務(wù)貿(mào)易壁壘相對關(guān)稅等值及排序

由表7可知，相對關(guān)稅等值最低的10個國家是塞浦路斯（基準國家，相對關(guān)稅等值=1）、孟加拉國、巴林、科威特、匈牙利、黎巴嫩、阿曼、波黑、沙特阿拉伯、新加坡，我國對上述出口效率E值排序分別為1、4、9、11、28、19、7、27、5、17 位；關(guān)稅等值水平最高的10 個國家是尼泊爾、柬埔寨、阿爾巴尼亞、不丹、伊朗、馬來西亞、蒙古國、羅馬尼亞、斯洛文尼亞、斯洛伐克，其中馬來西亞、蒙古國出口效率E 值排序分別為24 和30位，其他8 個國家均在后10 位。這說明我國對共建“一帶一路”國家的金融服務(wù)出口效率和貿(mào)易壁壘有很大關(guān)系，一般而言，我國出口效率較高的市場，壁壘水平較低，而出口效率較低的市場壁壘水平相對較高。

部分國家雖然關(guān)稅等值較高，但我國對其出口效率較高，如越南、馬來西亞、亞美尼亞、吉爾吉斯斯坦、烏克蘭、摩爾多瓦等，關(guān)稅等值排序在前50%，E值排序也在前50%，原因可能是我國金融服務(wù)對這些國家有較強的競爭優(yōu)勢或互補性，這些國家在未來仍然是我國金融服務(wù)貿(mào)易合作的重要國家，同時我國要與之開展削減貿(mào)易壁壘的多邊或雙邊談判。部分國家雖然關(guān)稅等值較低，但我國對其出口效率也較低，如土耳其、以色列、希臘、俄羅斯的關(guān)稅等值排在后50%，但E 值也排在后50%，對于這些國家，我國要分析具體原因，采取積極措施實現(xiàn)金融服務(wù)貿(mào)易的充分合作。

五、結(jié)論與建議

本文基于擴展的貿(mào)易引力模型，利用OECD成員國數(shù)據(jù)，擬合“典型經(jīng)濟體”的金融服務(wù)出口方程，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易雙方GDP、共同語言、共同邊界、經(jīng)濟自由度、服務(wù)業(yè)增加值占比、貿(mào)易開放度以及出口國金融服務(wù)出口占總服務(wù)出口比重與出口顯著正相關(guān)，雙邊距離顯著負相關(guān)。在此基礎(chǔ)上，利用我國和51個共建“一帶一路”國家的數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)我國對共建“一帶一路”國家金融服務(wù)出口整體效率較高，出口效率較高的市場，其貿(mào)易壁壘水平較低，而出口效率較低的市場，壁壘水平相對較高，但也存在壁壘水平低、出口效率低，或壁壘水平高、出口效率高的情況。

著眼于我國與共建“一帶一路”國家金融服務(wù)貿(mào)易的長遠發(fā)展，本文提出如下建議：

一是加強戰(zhàn)略性區(qū)域布局，完善金融服務(wù)貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)，提升全面覆蓋能力，滿足共建“一帶一路”國家差異化金融發(fā)展需求。在金融服務(wù)貿(mào)易基礎(chǔ)良好、出口效率較高的國家和地區(qū)強化傳統(tǒng)優(yōu)勢，培育特色競爭新優(yōu)勢和新增長極；在出口效率不高的國家和地區(qū)要采取措施挖掘潛力，提升效能。

二是主動對接“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、貿(mào)易投融資及共建“一帶一路”國家金融發(fā)展蘊含的大量金融服務(wù)需求，加強金融供給側(cè)改革，創(chuàng)新、優(yōu)化產(chǎn)品體系與服務(wù)模式，匹配金融服務(wù)需求和供給，特別是針對跨境電商、無線支付等數(shù)字化經(jīng)濟業(yè)態(tài)的迅速發(fā)展，推進金融科技和數(shù)字金融創(chuàng)新，激發(fā)金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展?jié)摿ΓT曉玲等，2022）。

三是推進共建“一帶一路”國家金融服務(wù)貿(mào)易規(guī)則協(xié)調(diào)，降低顯性和隱性壁壘；同時提高我國金融服務(wù)領(lǐng)域?qū)ν忾_放水平，深化區(qū)域金融服務(wù)貿(mào)易合作，為金融服務(wù)貿(mào)易的開展提供良好支持。