陳修蘭++吳信如

？眼摘 要？演近年來，金融服務(wù)貿(mào)易占服務(wù)貿(mào)易中的比重逐年增加，服務(wù)貿(mào)易發(fā)展迅速。文章通過構(gòu)建VAR 模型，并應(yīng)用脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解方法，對我國1999～2015年的金融服務(wù)貿(mào)易出口與金融業(yè)FDI之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明，金融服務(wù)貿(mào)易出口與金融業(yè)FDI之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；由脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解圖可知，金融業(yè)FDI對金融服務(wù)貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)率一直處于緩慢上升狀態(tài)，金融服務(wù)貿(mào)易出口對金融業(yè)FDI的貢獻(xiàn)率表現(xiàn)出先下降后緩慢上升的規(guī)律，由Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)得出金融業(yè)FDI是金融服務(wù)出口變動的Granger原因。

？眼關(guān)鍵詞？演金融業(yè)FDI；金融服務(wù)貿(mào)易出口；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

[中圖分類號]F832.6 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1673-0461（2017）07-0075-05

一、問題提出及文獻(xiàn)回顧

（一）問題提出

近幾年來，我國金融服務(wù)發(fā)展迅速，金融服務(wù)貿(mào)易雖然在整個服務(wù)貿(mào)易中占比較小，但是重要性逐漸增強(qiáng)。2015年，中國服務(wù)貿(mào)易占對外貿(mào)易總額（貨物和服務(wù)進(jìn)出口之和）的比重達(dá)15.3%，比2014年提高3個百分點(diǎn)；其中服務(wù)出口占總出口（貨物和服務(wù)出口之和）的比重為11.2%，服務(wù)進(jìn)口占總進(jìn)口（貨物和服務(wù)進(jìn)口之和）的比重為20.2%，均比2014年有所提升。2016年服務(wù)貿(mào)易繼續(xù)增長到5.35萬億元人民幣，首次突破5萬億大關(guān)，服務(wù)貿(mào)易占外貿(mào)比重達(dá)到18%，比2015年增加了2個百分點(diǎn)。而其中2014年金融服務(wù)進(jìn)出口總額同比增長59.5%，金融服務(wù)出口增長了57.8%，金融進(jìn)口增長了61.0%，是2014年相比2013年所有服務(wù)貿(mào)易項(xiàng)目中增長速度最快的。2015年這一數(shù)據(jù)有所下降，金融服務(wù)出口下降52.2%，金融服務(wù)進(jìn)口下降52.7%。2016年金融服務(wù)服務(wù)出口增幅達(dá)到50%①。作為新興高附加值貿(mào)易項(xiàng)目，金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)增長至關(guān)重要。

隨著新興金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，金融服務(wù)業(yè)實(shí)際利用FDI也在不斷的增加，2015年我國金融服務(wù)業(yè)實(shí)際利用FDI約為149.688 9億美元，相比2014年的41.821 6億美元，增長非常迅速。增長額占我國實(shí)際利用FDI的11.855%。②

在圖1中可以看到金融服務(wù)貿(mào)易與金融業(yè)FDI在1999～2015年都是上升的趨勢。兩者之間是何種關(guān)系？服務(wù)業(yè)FDI的增加是否有效促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展？服務(wù)出口與進(jìn)口是否也同樣影響了服務(wù)業(yè)FDI的流入？這些問題值得深入研究。

圖1為我國1999～2015年金融服務(wù)貿(mào)易規(guī)模以及金融業(yè)實(shí)際利用FDI的發(fā)展情況，尤其是從2010年之后，金融服務(wù)貿(mào)易及金融業(yè)FDI都有很大提升，未來金融服務(wù)業(yè)以及金融服務(wù)貿(mào)易將會變得越來越重要。

（二）文獻(xiàn)回顧

投資與貿(mào)易之間關(guān)系的理論研究主要有Robert. A. Mundell[1]（1957）和Kojima. K[2]（1978）的兩種觀點(diǎn)，Mundell認(rèn)為貿(mào)易與投資之間是互替的關(guān)系，Kojima認(rèn)為是互補(bǔ)的關(guān)系。關(guān)于FDI與服務(wù)貿(mào)易之間關(guān)系的研究也是基于上述理論來進(jìn)行的，不同的學(xué)者在理論及實(shí)證方面都進(jìn)行過相關(guān)的研究。多數(shù)觀點(diǎn)認(rèn)為：服務(wù)業(yè)引入的FDI對其有顯著的促進(jìn)作用（Breandán ？魷 hUallacháin[3]，1996；W. Hejazi &A. E. Safarian[4]，2001；Ranjan Kumar Dash &P. C. Parida[5]，2013）。國內(nèi)關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易之間關(guān)系的實(shí)證研究也較多。在近幾年的研究中得出服務(wù)貿(mào)易與FDI存在一定的互補(bǔ)關(guān)系的有王英[6]（2009），徐松等[7]（2009），張志明、崔日明[8]（2015）、侯祥鵬、方維慰等[9]（2015）。使用的方法多為引力模型和誤差修正模型，除了對我國的研究，也有針對某一地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的實(shí)證研究成果。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，專門選定新興服務(wù)貿(mào)易中的金融服務(wù)貿(mào)易與金融業(yè)FDI的關(guān)系來研究，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上采用VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析，研究兩者之間是否存在長期而穩(wěn)定的均衡關(guān)系以及該種關(guān)系的形式是怎樣的，并通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解圖形來展示短期沖擊是如何影響各變量的變化的。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一） 模型設(shè)定

由于從經(jīng)濟(jì)意義上來說，服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)FDI應(yīng)該是相互影響的，金融服務(wù)貿(mào)易與金融業(yè)FDI之間變量之間不可輕易設(shè)定何為外生變量，何為內(nèi)生變量，因此使用向量自回歸模型（VAR模型）比僅設(shè)定單向關(guān)系的回歸模型更符合兩者之間關(guān)系的實(shí)際情況。為了探究金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口與金融業(yè)FDI之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，以及兩者之間是如何動態(tài)的互相影響的，特構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)VAR模型如下：

ΔlnFEXSt=a+■aiΔlnFEXSt-i+■βiΔlnFEXSt-i+γ1ECMt-i+ε1t

ΔlnFFDIt=b+■aiΔlnFEXSt-i+■βiΔlnFFDISt-i+γ2ECMt-i+ε2t

（二）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)時間區(qū)間選擇為1999～2015年。因?yàn)閲医y(tǒng)計(jì)局關(guān)于分行業(yè)的金融業(yè)FDI是從1999統(tǒng)計(jì)的，為進(jìn)行實(shí)證分析，因此我國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口數(shù)據(jù)也選取1999～2015年的數(shù)據(jù)。我國金融業(yè)實(shí)際利用FDI數(shù)據(jù)來源于我國2016年統(tǒng)計(jì)年鑒，金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù)來源于《中國國際收支平衡表（BPM6）》中的年度數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)單位皆為億美元。

為消除異方差，本文中對FEXS、FIMS、FFDI均做對數(shù)化處理，使用序列l(wèi)nFEXS、 lnFIMS、lnFFDI進(jìn)行分析。使用Eviews6.0軟件進(jìn)行分析。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由圖1可以看出，1999～2015年金融服務(wù)業(yè)FDI、金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額都處于上升態(tài)勢，2008年以前，金融服務(wù)出口與進(jìn)口值差距不大，從2008年開始，兩者差距逐漸加大，相比于服務(wù)出口，服務(wù)進(jìn)口增長更快?？傮w而言，服務(wù)業(yè)FDI、服務(wù)進(jìn)口、出口都不是平穩(wěn)時間序列。在非平穩(wěn)變量存在的情況下，將一個隨機(jī)游走變量對另一個隨機(jī)游走變量進(jìn)行回歸有可能導(dǎo)致“偽回歸”，得到的回歸結(jié)果即使擬合的很好也未必表示兩個變量之間有真正的聯(lián)系。所以在進(jìn)行回歸分析之前，先進(jìn)行各個變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

（二）基于VAR模型的協(xié)整檢驗(yàn)

由表1可以看出，lnFEXS、lnFFDI經(jīng)過上述平穩(wěn)性檢驗(yàn)證明都是一階單整序列，原始序列是非平穩(wěn)的。若以上非平穩(wěn)序列的線性組合是平穩(wěn)，也就是具有協(xié)整關(guān)系，那么可以使用非平穩(wěn)的時間序列的組合來研究變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，避免使用多次差分后的平穩(wěn)時間序列進(jìn)行回歸而出現(xiàn)的信息遺漏問題。因?yàn)閘nFEXS、lnFFDI是同階單整的，所以可以對此進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

由表2可知，使用E-G兩步法得出金融服務(wù)出口與金融業(yè)FDI之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

（三）向量自回歸模型估計(jì)結(jié)果

由表3VAR方程可以看出：上期金融業(yè)FDI每增加1%，可導(dǎo)致本期金融業(yè)FDI上漲0.65%，上期金融服務(wù)貿(mào)易出口1%，可導(dǎo)致本期金融業(yè)FDI上漲0.39%；上期金融業(yè)FDI每增加1%，可導(dǎo)致本期金融服務(wù)出口上漲0.65%，上期金融服務(wù)貿(mào)易出口1%，可導(dǎo)致本期金融服務(wù)出口上漲0.44%。這說明金融業(yè)FDI與金融服務(wù)出口之間存在長期穩(wěn)定的雙向因果關(guān)系，且互為正向影響。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

上述VAR模型可以看出lnFEXS、lnFFDI分別受其滯后期的影響，但未給出一個變量的意外變化是如何影響模型中的內(nèi)生變量的。為此應(yīng)用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析內(nèi)生變量對自己或者其他內(nèi)生變量的變化的反應(yīng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)的圖形如圖2。

由上述金融服務(wù)出口與金融業(yè)FDI脈沖函數(shù)的圖形可以看出：

（1）金融業(yè)FDI對其自身的脈沖影響在第1期約為0.5，然后在第2期下降至0.4左右，后續(xù)基本處于逐期上升的趨勢，在第10期脈沖影響約為0.60，說明金融業(yè)FDI的增長會引起后面各期的金融業(yè)FDI的增加，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢。

（2）金融業(yè)FDI對其金融服務(wù)貿(mào)易出口的脈沖影響在第1期約為0，然后上升至第2期的0.1左右，后續(xù)影響路徑一直為正且較為平坦，說明金融業(yè)FDI的增長會引起后面各期的服務(wù)貿(mào)易出口的增加，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)出不變的趨勢，影響比較穩(wěn)定，響應(yīng)變化不大。

（3）金融服務(wù)貿(mào)易出口對金融業(yè)FDI的脈沖影響在第1期約為0.25，然后從第2期開始上升，后續(xù)基本處于緩慢逐期上升的趨勢，在第10期脈沖影響約為0.50，說明金融服務(wù)貿(mào)易出口的增長會引起金融業(yè)FDI逐期增加，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)較為緩慢的上升態(tài)勢。

（4）金融服務(wù)貿(mào)易出口對其自身的脈沖影響在第1期約為0.45，然后從第2期開始下降至0.2，后續(xù)緩慢回升，在第10期脈沖影響約為0.30，說明金融服務(wù)貿(mào)易出口的增長會引起自身逐期增加，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)較為先下降后上升態(tài)勢。

（五）方差分解分析

為更好地揭示各變量之間的相互關(guān)系，本文對時間序列的預(yù)測誤差進(jìn)行分解，從而得出變量在自身沖擊及其他變量沖擊下移動的比例。對上述VAR模型的方差分解結(jié)果如圖3所示。

由方差分解的路徑圖可以看出：當(dāng)期金融業(yè)FDI對其后面各時期金融業(yè)FDI的貢獻(xiàn)逐漸下降，但貢獻(xiàn)率一直維持在80%以上；服務(wù)貿(mào)易出口對金融業(yè)FDI的貢獻(xiàn)率處于上升的趨勢，在第10期約維持在10%，貢獻(xiàn)率較為穩(wěn)定；金融業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)率一直處于上升狀態(tài)，從18%左右升至約80%，從第4期開始增長速度放緩且趨于穩(wěn)定，貢獻(xiàn)率提升較大；服務(wù)貿(mào)易出口對其自身的貢獻(xiàn)率一直處于下降狀態(tài)，1～3期時下降幅度較大，后續(xù)下降放緩。

（六）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)只能建立在平穩(wěn)變量或者存在協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量之間，由上述結(jié)論可知lnFEXS～I(xiàn)（1）、lnFFDI～I(xiàn)（1），且是存在協(xié)整關(guān)系的，因此可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，以確定在短期變量之間是否存在因果關(guān)系（如表5所示）。

由表5看出，選擇滯后期為1期時lnFEXS不是lnFFDI的格蘭杰原因，lnFFDI是lnFEXS的格蘭杰原因，即格蘭杰檢驗(yàn)認(rèn)為金融業(yè)FDI與金融服務(wù)出口之間存在單方面的因果關(guān)系。與上述VAR模型相結(jié)合可以看出金融業(yè)FDI對金融服務(wù)出口是正向的影響，且影響顯著。

四、結(jié) 論

基于1999～2015年數(shù)據(jù)實(shí)證分析金融服務(wù)貿(mào)易出口與金融業(yè)FDI的關(guān)系，得出結(jié)論為：通過設(shè)定VAR模型來進(jìn)行協(xié)整分析，可以看出在不提前設(shè)定兩者之間何為內(nèi)生變量，何為外生變量的基礎(chǔ)上得到金融服務(wù)出口與金融業(yè)FDI之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且為正向相關(guān)，脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解圖形中可以看出彼此之間的影響程度；格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明金融業(yè)FDI是金融服務(wù)出口的格蘭杰原因。

由于金融業(yè)FDI對金融服務(wù)貿(mào)易是正向的促進(jìn)作用，那么為推動我國金融服務(wù)的發(fā)展，應(yīng)該對金融FDI的流入進(jìn)行積極的引導(dǎo)和監(jiān)測，從而更為有效的利用金融業(yè)FDI。同時快速發(fā)展的金融服務(wù)貿(mào)易也反向影響了金融業(yè)，使其吸引FDI也會變得更為容易。從目前的發(fā)展態(tài)勢來看，金融服務(wù)業(yè)在未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中必將變得越來越重要，所以要進(jìn)一步開放國內(nèi)的金融服務(wù)業(yè)市場以便于吸引更多的FDI投入，以此為依托更好地通過金融服務(wù)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。

[注 釋]

① 數(shù)據(jù)來源于WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，根據(jù)BPM6的數(shù)據(jù)整理所得，與BPM5數(shù)據(jù)有些年份有差別。其中2016年數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部網(wǎng)站（http：//www.gov.cn/xinwen/2017-02/25/content_5170903.htm）。因?yàn)?2016年數(shù)據(jù)未公開出版，所以本文分析時使用數(shù)據(jù)區(qū)間為1999～2015年。

② 數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站（http：//data.stats.gov.cn/）。

③ 本文中FFDI表示金融業(yè)FDI，F(xiàn)SEX表示金融服務(wù)貿(mào)易出口額，F(xiàn)SIM表示金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額，F(xiàn)SEM表示金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額，GFSEX表示金融服務(wù)貿(mào)易出口增長率，GFSIM表示金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率，GFSEM表示金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口增長率。

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