王 領(lǐng)，呂思思 ，楊 陽

(上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093)

上海金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力影響因素分析

王 領(lǐng)，呂思思 ，楊 陽

(上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093)

隨著全球范圍內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級調(diào)整，國際經(jīng)濟競爭的重點正從國際貨物貿(mào)易轉(zhuǎn)向國際服務(wù)貿(mào)易。金融服務(wù)貿(mào)易作為國際服務(wù)貿(mào)易的重要內(nèi)容，在經(jīng)濟增長中的作用進一步凸顯。上海作為國際金融中心，對其金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的研究顯得格外重要。故此，在簡述上海金融服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，探討影響上海金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的影響因素，并結(jié)合鉆石模型，實證研究其對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響。最后，根據(jù)實證研究的分析結(jié)果，提出相應(yīng)的政策建議。

上海；鉆石模型；實證研究

自2000年以來，上海金融服務(wù)貿(mào)易一直呈增長趨勢。據(jù)BOP統(tǒng)計，上海金融服務(wù)貿(mào)易總額由2000年的3.49億美元增長到2014年的32.4億美元。上海金融服務(wù)貿(mào)易雖然取得了一定的發(fā)展，但仍處于起步階段，國際競爭力尚有很大提升空間。在新形勢下研究上海金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的影響因素，有利于進一步清晰和發(fā)揮上海的金融服務(wù)貿(mào)易競爭優(yōu)勢，改善對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，制定符合上海實際的提升發(fā)展戰(zhàn)略，促進上海經(jīng)濟健康高速發(fā)展。而現(xiàn)有文獻對此研究大多以定性分析為主，定量研究相對較少，故而本文通過運用“鉆石模型”理論思想，具體量化12個自變量指標(biāo)，建立相關(guān)模型，以定量分析視角來實證研究上海金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力。本文在分析目前上海金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的總體發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，測評各影響要素對上海金融服務(wù)貿(mào)易總量的相關(guān)度，從中提煉出影響上海金融服務(wù)貿(mào)易總量的主要因素，并通過改進這些主要因素來提升上海金融服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力。

一、上海金融服務(wù)貿(mào)易相關(guān)研究簡述

國內(nèi)學(xué)者對金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的研究始于20世紀末，近年來，國內(nèi)一些學(xué)者加強了對金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的研究。對于上海這個國際金融中心，國內(nèi)一些學(xué)者也對其進行了一些相關(guān)研究。

在理論層面上，田曉麗(2013)以上海自貿(mào)區(qū)為例，指出由于金融服務(wù)貿(mào)易所具有的自由流動性特點，要加快人民幣資本項目自由兌換，拓寬自貿(mào)區(qū)內(nèi)以金融為媒介的多種貿(mào)易形式的創(chuàng)新來進一步提升金融地位。閆彥明(2012)通過比較京、滬、深金融服務(wù)業(yè)的集群模式，指出上海在金融市場發(fā)展、金融市場開放、金融腹地資源、金融功能塑造方面具有較強優(yōu)勢，在總部機構(gòu)能級、創(chuàng)新活力方面存在不足，相對來說綜合實力最強。張巖(2012)運用波特的經(jīng)典理論“鉆石模型”分析了影響我國金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的因素，但他未進行影響因素的影響程度測評。本文將在此思路上，進行相關(guān)變量對上海金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響程度分析。

在定量指數(shù)分析比較層面，王鑫(2014)根據(jù)上海國際收支平衡表、UNCTAD數(shù)據(jù)庫計算了上海、香港和新加坡的金融服務(wù)貿(mào)易MI值，其中，上海MI值除在2000年、2001年和2007年為正數(shù)外，其他年度均為負數(shù)，且都接近于0,而香港和新加坡的金融服務(wù)貿(mào)易MI值均大于0；表明上海金融服務(wù)貿(mào)易總體競爭優(yōu)勢接近國際平均水平，不具備國際競爭力。張悅、王著偉(2010)通過對比滬港金融服務(wù)貿(mào)易，指出上海金融服務(wù)貿(mào)易在國際市場上占有率很低，從2004年起隨著國際市場占有率的一直穩(wěn)步增長，正在縮小與香港的差距。在顯性比較優(yōu)勢指數(shù)對比上，上海對香港的劣勢明顯，上海的金融服務(wù)貿(mào)易對稱性顯示比較優(yōu)勢指數(shù)的均值與香港的金融服務(wù)貿(mào)易對稱性顯示比較優(yōu)勢指數(shù)的均值存在1.1057的較大劣勢差距值，近年來僅有微幅改善。在貿(mào)易競爭指數(shù)分析上，對比于香港一直較為平穩(wěn)的貿(mào)易競爭力指數(shù)0.63，上海在2007年以前其金融服務(wù)貿(mào)易競爭指數(shù)均為負數(shù)，比較優(yōu)勢較弱。

在實證分析上，徐華(2010)在上海國際金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的實證分析中，指出從2003年以來，上海貿(mào)易競爭指數(shù)基本維持在-0.1至-0.25之間，全國基本在-0.7至0.87之間，上海的貿(mào)易競爭指數(shù)遠高于全國的貿(mào)易競爭指數(shù)，但從國際金融服務(wù)貿(mào)易在服務(wù)貿(mào)易中的地位來看，上海國際金融服務(wù)貿(mào)易總額與上海服務(wù)貿(mào)易總額的比重僅維持在3%～5%之間，地位低于全國水平。從國際金融服務(wù)貿(mào)易的結(jié)構(gòu)來看，上海國際金融服務(wù)貿(mào)易出口對全國國際金融服務(wù)貿(mào)易出口的貢獻度很大，總量低于進口。

綜上所述，上海金融服務(wù)貿(mào)易進出口額穩(wěn)步上升，從2006年以后，上海國際金融服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)趨向多元化，保險業(yè)比重下降，金融服務(wù)國際貿(mào)易的發(fā)展速度和貿(mào)易競爭力高于全國，但與中國香港、新加坡和美歐一些國家相比，競爭力較弱，低于國際水平，不具備國際競爭力。以上研究拓寬了對上海金融服務(wù)貿(mào)易問題的了解和認識，本文將在此基礎(chǔ)上，結(jié)合上海金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的實際狀況，選取鉆石模型實證分析上海金融服務(wù)貿(mào)易影響因素并進行相關(guān)因素影響程度測評，并據(jù)此提出對策建議，豐富對上海金融服務(wù)貿(mào)易研究的方法和內(nèi)容。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

1.模型構(gòu)建

本文以邁克爾波特“鉆石模型”的理論思想為模型構(gòu)建基礎(chǔ)。在“鉆石模型”中，影響一個產(chǎn)業(yè)競爭力的競爭因素為四大主要因素和兩大輔助因素。本文通過把企業(yè)組織、戰(zhàn)略與競爭程度，相關(guān)及支持性產(chǎn)業(yè)，需求要素，生產(chǎn)要素，政府，機遇這六要素具體量化分類總結(jié)為12個自變量指標(biāo)，以上海金融服務(wù)出口額為因變量，構(gòu)建相關(guān)模型。

在生產(chǎn)要素上，介于金融服務(wù)貿(mào)易特殊性，主要分析基本生產(chǎn)要素、資本要素、技術(shù)要素、教育水平和商業(yè)存在對金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響。需求要素從個人需求和企業(yè)需求兩大主體考慮。相關(guān)及支持性產(chǎn)業(yè)則主要分為兩個層次：金融業(yè)內(nèi)部各行業(yè)的相互支持，第一、二產(chǎn)業(yè)對服務(wù)業(yè)的支持。在企業(yè)組織、戰(zhàn)略與競爭程度上著重考慮上海企業(yè)的國際市場競爭力。對于政府的影響力不可漠視，故選取貿(mào)易開放度和存款準備金率大致估量。機遇無法控制、難以衡量，無法具體量化，這里不作考慮。具體指標(biāo)選擇，見表1。

表1 模型具體指標(biāo)選擇

一個地區(qū)貿(mào)易的國際競爭力水平在很大程度上表現(xiàn)為一個地區(qū)的貿(mào)易出口額，故因變量上海金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力水平Y(jié)選擇上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額。假設(shè)各個變量之間不存在自相關(guān)，為了消除異方差性，對變量指標(biāo)采取自然對數(shù)形式。模型構(gòu)建如下：

InY=αInX1+bInX1+cInX3+dInX4+eInX5+fInX6+gInX7+hInX8+iInX9+jInX10+kInX11+lInX12+εt

(1)

其中，εi為誤差項。

2.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)選取范圍為2002—2011年，具體數(shù)據(jù)取自上海統(tǒng)計年鑒、上海金融年鑒、中國服務(wù)貿(mào)易指南網(wǎng)上海地區(qū)專欄統(tǒng)計之窗對數(shù)據(jù)的相關(guān)統(tǒng)計，運用軟件Eviews6.0和SPSS12.0實證研究12個自變量Xi對因變量Y的影響。

三、實證研究

本文檢驗和分析的步驟如下：首先對模型各個變量進行ADF檢驗與自相關(guān)分析，接著進行主成分分析，開展KMO和Bartlett's 檢驗，然后對分析得來的主成分和因變量進行協(xié)整檢驗以便作回歸分析，最后針對引言中提出的研究目標(biāo)，對所得的回歸分析結(jié)果進行討論，得出實證研究結(jié)果。

1.ADF檢驗與自相關(guān)分析

原始數(shù)據(jù)庫復(fù)雜龐大，在此不一一列出。

本文所采用的數(shù)據(jù)均為時間序列，要對其進行單位根檢驗以確定其平穩(wěn)性，本文選擇ADF檢驗法對各個自變量進行平穩(wěn)性檢驗。借助Eviews 6.0軟件進行ADF檢驗，經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，原序列都是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過二次差分后，在5%的顯著水平上通過ADF平穩(wěn)性檢驗。因此，可以據(jù)此序列進行實證分析。

本文選取的變量較多，其中些許變量在不同程度都受到經(jīng)濟發(fā)展的影響，而且經(jīng)濟時間數(shù)據(jù)存在一定的慣性，極易產(chǎn)生多重共線性和自相關(guān)。對此，為下一步進行主成分分析，本文采用SPSS12.0軟件需對各個變量進行自相關(guān)檢驗，結(jié)果見表2。

由表2可知，除了LnX9、LnX11和LnX12之外，其他自變量和因變量之間都保持著91%以上的相關(guān)度，同時，由上述數(shù)據(jù)可以看出，各個自變量之間相關(guān)度也非常高。

表2 序列自相關(guān)檢驗

2.主成分分析

從上一步的分析可知自變量間存在著嚴重的自相關(guān)。為消除變量間的自相關(guān)性，運用主成分分析法，通過對各個變量進行主成分分析，提取出可以解釋各個變量的主成分，代表各個變量進行回歸分析。

在進行主成分分析前，首先要進行KMO和Bartlett's 檢驗，以查看該序列數(shù)據(jù)是否適合進行主成分分析。運用SPSS12.0軟件，經(jīng)過反復(fù)測試，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在原自變量中，剔除相關(guān)度較小的LnX9、LnX11和LnX12后，其余變量即可通過KMO和Bartlett's 檢驗，結(jié)果見表3。

表3 KMO和Bartlett's檢驗

由表3可知KMO檢驗結(jié)果為0.75，Bartlett's 檢驗結(jié)果中Sig.值為7.5086E-32，無限小于0.0001，這說明此序列數(shù)據(jù)適合進行主成分分析。繼續(xù)運用SPSS12.0軟件對各自個變量進行主成分分析，分析結(jié)果見表4。

由表4可知，建議保留一個主成分，一個主成分即可以代表95.7978%的整體自變量。

為了保險起見，本文通過碎石圖對主成分分析的結(jié)果進行檢驗，發(fā)現(xiàn)曲線在到達第一個主成分處驟然趨于平穩(wěn)，即表示第一個主成分可很好地解釋全部自變量，這說明SPSS12.0軟件建議保留一個主成分是適合的。

經(jīng)SPSS12.0軟件主成分提取，如表4所示，一個主成分即可代表整體自變量，而這個主成分又是根據(jù)各個變量的共同度得到的，這個共同度可以由初始因子載荷矩陣中的加權(quán)系數(shù)表示，并且每個自變量對主成分的加權(quán)系數(shù)均不相同。

假設(shè)這個主成分為F，根據(jù)以上分析仍不能直接得出主成分的表達式。接下來，需要對初始因子載荷矩陣中每列的系數(shù)除以其相應(yīng)的特征根，并開根得到單位特征向量值進行去相關(guān)性處理。經(jīng)計算可得主成分表達式：

F=0.337InX1+1.984InX2+3.139InX3+6.608InX4+12.492InX5+18.521InX6+68.197InX7+187.65InX8+251.825InX10+ε

(2)

表4 主成分提取

3.協(xié)整檢驗

根據(jù)原始數(shù)據(jù)和主成分表達式可知每年的主成分值，并可得知主成分值也是一個時間序列，時間序列進行回歸分析前需檢驗各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

首先，借助Eviews6.0軟件對主成分值和取對數(shù)后的上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果見表5。

表5 協(xié)整檢驗

由表5可知，表中的Prob.值都是0.0001，遠遠小于0.05，同時上表中的跡統(tǒng)計量37.47451和5%顯著性水平臨界值20.26184分別大于下表中的跡統(tǒng)計量32.57991和5%顯著性水平臨界值15.8921，因此，變量LnY和F之間存在協(xié)整關(guān)系。

由于兩個時間序列存在協(xié)整關(guān)系，故對這兩個序列進行回歸分析時，可以用普通最小二乘法直接進行回歸分析，不必再擔(dān)心“偽回歸”的問題。

4.回歸分析

以上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額為因變量, 以主成分F值為自變量建立模型，進行回歸分析。

首先，對模型進行估計，這里估計模型的理論形式是：

lnY=α+β*F+ε

(3)

其中，α為常數(shù)，β為時間趨勢項，ε為誤差項。

其次，使用Eviews6.0軟件回歸分析依據(jù)因變量即取對數(shù)的上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額和主成分值。所得到的分析結(jié)果見表6。

表6 回歸分析結(jié)果

由表6可知，估計模型中α和β的估計值分別是12.71271和0.003121，伴隨概率Prob.值為0.0002和0，低于給定水平0.05，說明了參數(shù)估計值的有效性。判定系數(shù)R-squared值為0.909869，接近于1，表示回歸效果很好；同時，回歸標(biāo)準差S.E. of regression值、Sum squared resid值都比較小，進一步說明了較好的回歸效果。

由估計模型的理論形式和表6可以得出回歸方程如下：

(4)

R2=0.909869 D.W=0.931962 s.e=0.407577 F=80.75979 T=10

同時，可以用圖形來檢驗此次回歸分析的效果，將回歸分析結(jié)果使用Eviews6.0軟件進行“Actual, Fitted, Residual Graph”分析，即可得圖1。

由圖1可以清楚地看到，回歸分析所得出的擬合值和實際值非常相近，擬合優(yōu)度很好，所以，據(jù)此也可以判定此次回歸分析的結(jié)果是有效的。

由于構(gòu)建回歸方程的目的是為了研究各個原始自變量對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響，由主成分的表達式(2)和回歸方程(4)可得目標(biāo)方程：

LnY=0.0011InX1+0.0062InX2+0.0098InX3+0.0206InX4+0.039InX5+0.0578InX6+0.2128InX7+0.586InX8+0.789InX10

(5)

由方程(5)可知，上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額與人均GDP、金融機構(gòu)的存款余額、科技成果、每年獲得碩士及博士學(xué)位的人數(shù)、外資金融機構(gòu)的存款余額、城市居民家庭人均可支配收人、金融機構(gòu)的貸款余額、外貿(mào)出口商品總額、海外企業(yè)投資額都是正相關(guān)的關(guān)系，而上證綜合指數(shù)、貿(mào)易開放度和存款準備金率對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響在分析過程中消失了。

圖1 回歸分析圖

由方程(5)的要素系數(shù)可以看出，金融機構(gòu)的貸款余額、外貿(mào)出口商品總額和海外企業(yè)投資額這三個要素對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響力較大，這基本和預(yù)想的一致，因為金融機構(gòu)的貸款余額代表的是企業(yè)需求，企業(yè)需求能拉動整個地區(qū)經(jīng)濟體的需求，從而刺激供給，推動整個經(jīng)濟的繁榮，帶動金融服務(wù)貿(mào)易的出口額。相比之下，個人需求則沒有如此強大的推動力，所以，金融機構(gòu)的貸款余額對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口總額的影響力較大，這點是合理的。外貿(mào)出口商品總額作為相關(guān)及支持性產(chǎn)業(yè)，對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額影響力也較大，國際上金融服務(wù)貿(mào)易經(jīng)過幾十年的發(fā)展，已經(jīng)發(fā)展成相對獨立的行業(yè)，但從本文分析結(jié)果可以看出，上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額對外貿(mào)出口商品總額依賴性很高，這也說明，目前上海的金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展還處于初級階段，還有很大的發(fā)展空間。企業(yè)的海外投資額代表商業(yè)存在，象征了一個地區(qū)企業(yè)“走出去”的程度，從分析結(jié)果可以看出，商業(yè)存在對金融服務(wù)貿(mào)易出口額方面影響力是最大的，這說明促進商業(yè)存在的發(fā)展能顯著地提高金融服務(wù)貿(mào)易出口額。由于上海資本市場還沒有完全開放，而資本市場的開放可以促進商業(yè)存在的發(fā)展，從而可以增加金融服務(wù)貿(mào)易出口額，可見，這將可能是增強上海金融服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力的一種有效方法。

四、結(jié)論與政策建議

1.結(jié)論

本文在探討了影響上海金融服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展因素并實證研究了其對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響后，得到如下結(jié)論：首先，所有自變量和因變量在樣本區(qū)間內(nèi)是非平穩(wěn)的，但變量的二階差分是平穩(wěn)的，又由于變量之間存在著較高的相關(guān)性，說明變量之間存在著長期的均衡關(guān)系，并通過均衡關(guān)系相互影響；其次，運用主成分分析方法從各個自變量中抽取主成分，在一定程度上會存在誤差，但得出的主成分值基本上可以代表整體自變量，這點可以從碎石圖和回歸分析圖看出；最后，從回歸分析的結(jié)果可以看出；并不是所有的經(jīng)濟變量都會對金融服務(wù)貿(mào)易出口額產(chǎn)生影響，而在會產(chǎn)生影響力的自變量中，企業(yè)的海外投資額對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響是最大的，這也說明，上海若想在短時間內(nèi)提高金融服務(wù)貿(mào)易出口額，鼓勵企業(yè)的海外投資，分步開放資本市場等措施可能會非常有效。

2.政策建議

通過以上量化分析得出的結(jié)論，建議上海可以從以下三方面入手，提升金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力。

首先，改善金融機構(gòu)的貸款結(jié)構(gòu)，增加對中小企業(yè)的貸款份額，解決中小企業(yè)融資難的問題。由于我國的特殊國情，金融機構(gòu)的貸款大都流向國有企業(yè)和地方政府，對中小企業(yè)的貸款份額相對較小。近年來，由于金融危機的影響，中小企業(yè)大都面臨著融資難的問題。據(jù)2012年上海統(tǒng)計局統(tǒng)計，中小企業(yè)對出口貢獻率高達70%以上，又據(jù)本文研究結(jié)果可以看出，金融機構(gòu)的貸款余額和外貿(mào)商品出口總額對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額的影響力較大，因此，在金融機構(gòu)的貸款余額一定的條件下，通過改善金融機構(gòu)的貸款結(jié)構(gòu)，增加對中小企業(yè)的貸款份額，解決中小企業(yè)融資難的問題，從而可以增加上海貿(mào)易出口總額，提高上海金融服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力。

其次，逐步開放資本市場。據(jù)上文研究結(jié)果表示，逐步地開放資本市場可以較大程度上提高上海金融服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力，但同時也應(yīng)注意到，放開資本市場管制也可能會造成資本市場的扭曲，風(fēng)險和利益并存，因此在開放資本市場過程中，應(yīng)采用逐步開放策略，可以先在一兩年內(nèi)放松有真實交易背景的直接投資管制和利率匯率管制。在兩三年內(nèi)，先開放進入后開放流出，依次審慎地開放不動產(chǎn)、股票、債券等交易。

最后，減少政府過度干預(yù)市場。據(jù)本文對“鉆石模型”五要素(由于機遇因素難以衡量，故沒有對此分析)的定量分析結(jié)果所示，除了政府因素外，其他因素對上海金融服務(wù)貿(mào)易出口額都有一定的影響，這也說明，減少政府對市場的過度干預(yù)，讓市場自由地發(fā)揮作用，可以整體上提高上海金融服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力。

[1] 田曉麗.提升中國金融地位的關(guān)鍵一步——以上海自貿(mào)區(qū)為先例推進人民幣資本項目自由兌換[J].對外經(jīng)貿(mào)實務(wù),2013,(12):58-60.

[2]閆彥明.京、滬、深金融服務(wù)業(yè)集群模式比較研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué),2012,(7):70-72.

[3]王 鑫.上海金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力研究[J].現(xiàn)代婦女:理論前沿,2014,(4):24-24.

[4]張 悅,王著偉.基于滬港比較的上海金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力分析[J].經(jīng)濟師,2010,(12):18-20.

[5]徐 華.上海國際金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的實證分析[J].浙江金融，2010,(3):19-20.

[6]崔艷娟,趙 琛,徐曉飛.金融服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].沈陽工業(yè)大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2013,(1):13-16.

[7]黃滿盈,鄧曉虹.中國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力分析[J].世界經(jīng)濟研究, 2010,(5):7-13.

[8]陳 恩,黃桂良.金融服務(wù)貿(mào)易對香港經(jīng)濟增長貢獻的實證分析[J].廣東社會科學(xué),2010,(02):78-83.

[9]鄭展鵬.中國金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的實證分析[J].上海金融, 2009, (4):14-17.

[10]陳 勇, 謝建敢.金融服務(wù)貿(mào)易開放:銀行業(yè)效率與經(jīng)濟增長[J] .海南大學(xué)學(xué)報, 2008, (1):52-57.

[11]Cui Y J，Shen F Y．Relationship of international trade in financial services and economic growth: the case of China[J]．Asian Social Science，2011,7(9): 220-225.

[責(zé)任編輯：姜 野]

The Analysis on the Influencing Factors of International Competitiveness of Shanghai’s Financial Services Trade

WANG Ling, LV Si-si,YANG Yang

(University of Shanghai for Science and Technology,Shanghai 200093， China)

With the upgrading and adjustment of the industrial structure in the global scope, the focus of international economic competition has been from the international goods trade to the international trade in services. As the important content of international trade in services, financial service trade is playing a more significant role in the economic growth. Shanghai is the international financial center, so the study of its international competitiveness of financial service trade seems particularly critical . Therefore, based on the brief description of Shanghai financial service trade's existing research, it used the diamond model to discuss and empirical analyze the factors that affect the international competitiveness of Shanghai financial service trade. Finally, according to the analysis of the empirical research, some corresponding policy recommendations were put forward.

shanghai; diamond model; empirical research

2015-05-13

上海理工大學(xué)人文社會科學(xué)重點項目(14HJ-DZ-005)

王 領(lǐng)(1975-)，女，河南焦作人，經(jīng)濟學(xué)博士，副教授，從事世界經(jīng)濟與貿(mào)易研究。

金融理論與實務(wù)

F830.39;F719

A

1671-7112(2015)04-0022-08