康增奎

內(nèi)容摘要：本文基于WTO數(shù)據(jù)庫最新數(shù)據(jù)，對(duì)照比較了我國金融服務(wù)貿(mào)易與英國之間的巨大差距，借鑒波特鉆石模型，對(duì)影響我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并提出了相應(yīng)的提升我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：金融服務(wù)貿(mào)易 競爭力 實(shí)證研究

自2001年我國加入WTO以來， 我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展迅速，2014年服務(wù)貿(mào)易總額為364.99億美元，比2001年的31.34億美元增長了11倍之多。但是我國金融服務(wù)貿(mào)易在我國對(duì)外貿(mào)易中的地位和作用較低，2014年我國金融服務(wù)貿(mào)易出口額僅有91.05億美元，逆差達(dá)273.94億美元。結(jié)構(gòu)不合理，保險(xiǎn)服務(wù)出口占比50.24%，銀行及證券服務(wù)出口合計(jì)不足50%。金融服務(wù)貿(mào)易競爭力偏弱，國際市場占有率、貿(mào)易競爭力指數(shù)、顯性比較優(yōu)勢指數(shù)分別為1.66%、-0.50、0.36，與英國的19.96%、0.73、2.93難以對(duì)比，甚至與其他新興經(jīng)濟(jì)體也有較大差距。本文基于人民幣入SDRs一籃子貨幣，人民幣國際化進(jìn)程加快，金融服務(wù)業(yè)市場全面開放的背景，對(duì)影響金融服務(wù)貿(mào)易的各因素實(shí)證分析，探索提升我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的可行路徑。

指標(biāo)選取

結(jié)合邁克爾·波特鉆石模型以及我國的特殊情況，將影響貿(mào)易競爭力的重要因素如生產(chǎn)要素、需求狀況、相關(guān)和支持性產(chǎn)業(yè)、企業(yè)組織戰(zhàn)略和競爭、政府和機(jī)遇等12個(gè)指標(biāo)作為金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響因子，采用SPSS軟件以12個(gè)解釋變量在2000-2014年間的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，對(duì)影響我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的主要因素進(jìn)行實(shí)證分析。

一般來說，一國會(huì)出口具有優(yōu)勢的產(chǎn)品，因此某一產(chǎn)品出口量的大小同樣反映了其在國際市場的優(yōu)勢性和競爭力，因此本文以我國金融服務(wù)貿(mào)易出口總額為我國金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的衡量指標(biāo)，用Y表示。

生產(chǎn)要素。目前，國際上通常將生產(chǎn)要素分為資本、人力和技術(shù)三類。資本要素。本文以X1歷年來金融機(jī)構(gòu)資金來源各項(xiàng)存款作為資本要素的代表指標(biāo)。人力要素。本文以X2選取擁有金融業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)量作為人力要素的代表指標(biāo)。技術(shù)要素。在金融服務(wù)提供的模式中，依靠網(wǎng)絡(luò)來實(shí)現(xiàn)的服務(wù)越來越普及，因此對(duì)于信息技術(shù)要素的選擇，本文通過用網(wǎng)絡(luò)的普及率可以在一定程度上達(dá)到代表技術(shù)方面的發(fā)展對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易的影響，因此選用互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)X3作為技術(shù)要素的代表指標(biāo)。

需求條件?？紤]到需求主體的不同，本文實(shí)證分析部分選擇城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入X4作為個(gè)人金融服務(wù)需求的代表指標(biāo)；以金融機(jī)構(gòu)資金運(yùn)用各項(xiàng)貸款X5表示企業(yè)對(duì)金融服務(wù)的需求。

相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)。金融服務(wù)行業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)的增加和創(chuàng)新很大比例是為實(shí)現(xiàn)實(shí)物貿(mào)易業(yè)務(wù)來往而進(jìn)行服務(wù)的，即一般認(rèn)為實(shí)物貿(mào)易越多，就會(huì)帶動(dòng)金融服務(wù)貿(mào)易的市場份額。所以本文以貨物貿(mào)易出口總額、第二產(chǎn)業(yè)增加值X6、X7作為相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)影響金融服務(wù)貿(mào)易的代表指標(biāo)。

企業(yè)組織、戰(zhàn)略和競爭。企業(yè)組織、戰(zhàn)略和競爭受一國社會(huì)制度和經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響較大。因此，本文選用市場集中度直接反映企業(yè)競爭，以大型商業(yè)銀行在整個(gè)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)總資產(chǎn)中所占的比例來代表這一影響因素，該指標(biāo)用X10表示。

政府。金融在國民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)著舉足輕重的地位，所以政府非常重視對(duì)金融的支持性政策和行為監(jiān)督管理。政府作為宏觀管理部門，對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易的競爭力具有間接的影響，因此本文選擇X8GDP和X9央行發(fā)布的存款準(zhǔn)備金率來表示政府的行為對(duì)金融服務(wù)競爭力影響力的代表指標(biāo)。

機(jī)遇。本文以市場開放度和外資開放度來衡量我國金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展中所遇到的機(jī)遇，用金融服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額在GDP中的占比和金融業(yè)實(shí)際利用外商直接投資金額來反映，用X11 和X12表示。

研究方法

本文以WTO數(shù)據(jù)庫中2000-2014年期間的數(shù)據(jù)對(duì)我國金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的主要影響因素進(jìn)行了分析，由于選取的自變量指標(biāo)多達(dá)12個(gè)，產(chǎn)生多重共線性及自相關(guān)問題非常普遍，在這種情況下則不適于利用傳統(tǒng)的最小二乘回歸方法，因此筆者選擇運(yùn)用SPSS Statistics對(duì)所有因變量指標(biāo)進(jìn)行因子分析，進(jìn)而降維并提取主要因子，然后進(jìn)行回歸分析，具體的步驟如下所述：

首先，為消除量綱對(duì)回歸結(jié)果的影響同時(shí)降低變量之間的異方差性，本文對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

其次，由于所選經(jīng)濟(jì)貿(mào)易指標(biāo)可能存在一定的相關(guān)性，如果直接應(yīng)用回歸模型進(jìn)行分析會(huì)產(chǎn)生多重共線性的問題，所以本部分在進(jìn)行實(shí)證分析之前首先采用SPSS軟件對(duì)各變量之間的相關(guān)性進(jìn)行了檢驗(yàn)。

再次，經(jīng)過因子分析方法對(duì)12個(gè)自變量進(jìn)行因子分析，提取了主成分因子，并得到了各主成分因子及其表達(dá)式。

最后，以因子分析得到的主要因子為解釋變量，以衡量金融貿(mào)易服務(wù)發(fā)展水平的指標(biāo)為被解釋變量，采用最小二乘法得到回歸模型，對(duì)模型整體及主要系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，最終確定回歸方程并得到影響我國金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的主要因素。

模型構(gòu)建與分析

（一）因子分析

相關(guān)性分析。本文采用WTO數(shù)據(jù)庫2000-2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了消除異方差，首先對(duì)各變量進(jìn)行選取對(duì)數(shù)這一過程，然后運(yùn)用SPSS軟件展開各解釋變量之間、解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)程度的檢驗(yàn)過程。對(duì)選取對(duì)數(shù)后的12個(gè)解釋變量和被解釋變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，經(jīng)過軟件運(yùn)行所計(jì)算得出的相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示。

由表1可以明確得出，除了X11（市場開放度）外，其余變量與Y的相關(guān)性都在90%以上。同時(shí)，由于這12個(gè)指標(biāo)之間存在比較顯著的相關(guān)性，并且所選研究指標(biāo)的數(shù)目較多，同時(shí)減少可能存在的多重共線性對(duì)實(shí)證分析結(jié)果的影響，本文有必要運(yùn)用因子分析進(jìn)行降維處理。

KMO和Bartlett檢驗(yàn)。在做因子分析之前，需要對(duì)12個(gè)變量采用z-score方法做標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后進(jìn)行KMO和Bartlett球體檢驗(yàn)。從SPSS軟件顯示對(duì)選取的12個(gè)變量進(jìn)行取樣足夠的Kaiser-Meyer-Olkin值為0.576，高于0.5，表明這12個(gè)變量可以進(jìn)行因子分析。

提取公因子方差。公因子方差表示綜合變量中各原始變量的信息被反映出的比例。該比例越高表明因子分析的結(jié)果越好。如表2所示，LnX1即金融機(jī)構(gòu)資金來源這一變量的提取公因子方差為0.995，表示提取的共同因子能夠反映原始指標(biāo)LnX1 99.5%的信息，表明該因子是有效的。表2中除了第9和11個(gè)變量即代表機(jī)遇因素的虛擬變量外，其它指標(biāo)的提取公因子方差都在0.9以上，說明提取的因子能夠解釋原始變量絕大部分的信息。

主成分法提取因子。采取因子分析法，特征值大于1的因子對(duì)整體的解釋能力較好。在本文中，特征值大于1的因子只有1個(gè)，將該因子提取出來。由表3可知，提取的該因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)了91.414%，即該因子能夠解釋整體信息的91.414%，說明該因子是有效的。旋轉(zhuǎn)成分矩陣如表4所示。X1表示金融機(jī)構(gòu)資金來源各項(xiàng)存款、X2表示金融業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員、X3表示互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)、X4表示城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、X5表示金融機(jī)構(gòu)資金運(yùn)用各項(xiàng)貸款、X6表示貨物貿(mào)易出口總額、X7表示第二產(chǎn)業(yè)增加值、X8表示GDP、X9表示存款準(zhǔn)備金率、X10表示市場集中度、X11表示市場開放度、X12表示金融業(yè)實(shí)際利用外商直接投資金額等12個(gè)因素在第一個(gè)因子上有很高的載荷，說明因子1解釋并能夠代表以上12個(gè)變量所包含的主要信息。因此，選用這一個(gè)因子足以代表以上全部解釋變量指標(biāo)的信息，即采用F1這個(gè)新變量來替代12個(gè)因變量。

F1=0.997LnX1+0.987LnX2+

0.986LnX3+0.996LnX4+0.994LnX5+

0.982LnX6+0.997LnX7+0.997LnX8+

0.912LnX9-0.960LnX10+0.640LnX11+

0.966LnX12 （1）

（二）回歸分析

對(duì)因變量我國金融服務(wù)貿(mào)易出口總額Y的對(duì)數(shù)值與F1進(jìn)行回歸分析，所得結(jié)果如表5所示。

由表5的回歸分析結(jié)果可得到回歸方程如式（2）所示：

Lny=2.524+1.237F1 （2）

此外，可見R2為0.980，調(diào)整R2達(dá)到0.979，模型的擬合優(yōu)度很好。D-W值為1.824，表明模型不存在自相關(guān)問題。系數(shù)的t檢驗(yàn)的顯著性值為0，表明該特征因子對(duì)因變量的解釋能力較強(qiáng)。

根據(jù)上述模型的回歸結(jié)果可以明確得出，一個(gè)產(chǎn)業(yè)開展國際貿(mào)易的競爭實(shí)力必然隨著該產(chǎn)業(yè)競爭實(shí)力的提升而實(shí)現(xiàn)加強(qiáng)，上述實(shí)證分析則是以因子F1來代表金融服務(wù)業(yè)這一產(chǎn)業(yè)的競爭力水平，回歸模型結(jié)果表示，因子F1每提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位，則能夠促進(jìn)金融服務(wù)貿(mào)易的出口總額增加1.237個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位。

由上述分析可知，因子F1涵蓋12個(gè)指標(biāo)，因此將式（1）所代表的F1表達(dá)式代入式（2）中，可以得到最終的回歸模型：

LnY=2.524+1.234LnX1+1.221LnX2+1.219LnX3+1.232LnX4+1.229LnX5+

1.215LnX6+1.233LnX7+1.233LnX8+

1.129LnX-0.187LnX10+0.792LnX11+

1.196LnX12 （3）

結(jié)論與建議

本文所選擇的12個(gè)經(jīng)濟(jì)變量對(duì)我國金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力確實(shí)具有一定的影響作用。依據(jù)每一個(gè)解釋變量的實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義，得出以下結(jié)論：

一是包括資本、人力和技術(shù)在內(nèi)的生產(chǎn)要素與金融服務(wù)貿(mào)易出口均呈正相關(guān)的關(guān)系，即這些生產(chǎn)要素對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。其中，金融服務(wù)機(jī)構(gòu)資金存款、金融行業(yè)在城鎮(zhèn)層面的就業(yè)水平、網(wǎng)絡(luò)的普及程度的系數(shù)分別為1.234、1.221和1.219，均為正，表明資本積累、人口增長與技術(shù)進(jìn)步對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易出口有促進(jìn)作用，且三者每增加1%，金融服務(wù)貿(mào)易出口額將分別增加1.234%、1.221%和1.219%。推動(dòng)資本的深化與廣化、重視人才培養(yǎng)以及技術(shù)的創(chuàng)新與普及，對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易的自身業(yè)態(tài)發(fā)展和出口水平都產(chǎn)生重要的影響。

二是需求側(cè)的影響對(duì)于競爭力的提升是顯著的，這點(diǎn)對(duì)于金融服務(wù)貿(mào)易也是一致的，即金融服務(wù)需求的上升能夠直接提高金融服務(wù)貿(mào)易的競爭力。本文將選取以下論述的兩個(gè)解釋變量引入計(jì)量模型，用以表征金融服務(wù)的需求程度：變量X4為城鎮(zhèn)居民可支配收入，主要用來表征以個(gè)人客戶為主體的，對(duì)于金融服務(wù)的需求量大小；變量X5代表了企業(yè)對(duì)金融服務(wù)的需求，表示了機(jī)構(gòu)客戶即對(duì)金融服務(wù)的實(shí)際需求趨勢。由上述計(jì)量模型的回歸結(jié)果可見，城鎮(zhèn)居民可支配收入和企業(yè)對(duì)金融服務(wù)的需求的系數(shù)分別為1.232和1.229，均為正，表明二者與金融服務(wù)貿(mào)易出口額呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且二者每增加1%，金融貿(mào)易出口額將增加1.232%和1.229%。個(gè)人收入水平和企業(yè)機(jī)構(gòu)客戶的需求都會(huì)刺激金融服務(wù)的總體消費(fèi)水平，從而促進(jìn)金融服務(wù)業(yè)的貿(mào)易量。

三是對(duì)金融服務(wù)業(yè)競爭力帶來提升效應(yīng)的還有關(guān)聯(lián)性和支持性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的局勢下，金融服務(wù)貿(mào)易可以看作是貨物貿(mào)易的支撐部門，其具體服務(wù)業(yè)務(wù)涵蓋了為貨物貿(mào)易提供的保險(xiǎn)、融資、貸款、結(jié)算等服務(wù)。模型結(jié)果表明，貨物貿(mào)易出口額、第二產(chǎn)業(yè)增加值的系數(shù)分別為1.215和1.233，表明二者每增加1%，金融服務(wù)貿(mào)易出口額將增加1.215%和1.233%，為正相關(guān)關(guān)系，說明相關(guān)和支持性產(chǎn)業(yè)對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易的競爭力具有協(xié)同作用。

四是企業(yè)戰(zhàn)略、組織和競爭對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易競爭力呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。在實(shí)證分析中，用市場集中度來反映企業(yè)組織戰(zhàn)略和競爭這一因素，即大型商業(yè)銀行的總資產(chǎn)在金融機(jī)構(gòu)總資產(chǎn)中的占比。經(jīng)過分析結(jié)果得出，市場集中度每上升1%，金融服務(wù)貿(mào)易出口額減少1.187%。這一結(jié)果說明金融企業(yè)的市場集中度越高，也就是企業(yè)所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中競爭越少，越不利于金融服務(wù)貿(mào)易競爭力的提高，反而還具有消極作用。所以，國際競爭力的提升首先有賴于金融業(yè)服務(wù)水平的提高。

五是政府合理實(shí)施有利于金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的支持性政策也十分關(guān)鍵。金融產(chǎn)業(yè)已經(jīng)逐漸在一國經(jīng)濟(jì)及其綜合實(shí)力中占據(jù)重要地位，我國作為一個(gè)發(fā)展我國家，政府的宏觀政策，尤其是有益于金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的相關(guān)政策和措施，是對(duì)該行業(yè)強(qiáng)有力的支持。文中選擇了X8表示GDP以及X9代表存款準(zhǔn)備金率兩個(gè)指標(biāo)作為對(duì)政府這一影響因素的實(shí)證研究。結(jié)果表明，GDP、存款準(zhǔn)備金率對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易出口額具有促進(jìn)作用，GDP和法定存款準(zhǔn)備金率每增加1%，金融服務(wù)貿(mào)易出口額將分別增加1.233%和1.129%。由此可見，我國政府采取和實(shí)施的相應(yīng)政策和其所宏觀控制的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，在金融服務(wù)行業(yè)內(nèi)及其國際貿(mào)易方面具有重要意義，因此政府這一影響因素對(duì)提升金融服務(wù)貿(mào)易國際競爭力有著直接作用。

六是金融服務(wù)行業(yè)的市場開放度和外資開放度的提升為金融服務(wù)競爭力的發(fā)展提供了很大機(jī)遇。隨著加入WTO，我國逐步加深對(duì)金融市場的開發(fā)程度，同時(shí)也會(huì)帶來很多外資直接投入。根據(jù)前文論述可知，金融服務(wù)貿(mào)易的出口量占GDP的比例將用以表示其對(duì)應(yīng)市場的開放度大??；選取金融機(jī)構(gòu)實(shí)際利用外資額來反映外資開放度。根據(jù)上述結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，市場開放度每有1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的提升，便會(huì)影響金融服務(wù)貿(mào)易出口額增長0.792個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位；而當(dāng)外資開放度每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位，則對(duì)金融服務(wù)貿(mào)易出口總額的促進(jìn)作用達(dá)1.196個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位。所以，通過不斷加大金融服務(wù)貿(mào)易在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，可以帶來很大機(jī)遇。此外，進(jìn)一步對(duì)外資金融機(jī)構(gòu)開放，給金融服務(wù)貿(mào)易競爭力帶來積極影響。

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