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我国金融服务贸易自由化与经济增长的关系研究

作者:原创论文网 时间:2017-08-12 14:29 加入收藏
  摘 要:本文运用基于 VAR 模型的方差分解法对中国的金融服务贸易自由化与经济增长的相互关系进行了研究,考察了我国 1997-2012年间金融服务贸易进出口与我国经济增长的动态影响。结果显示,金融服务贸易自由化是解释经济增长的预测方差的重要变量,但经济增长对于服务贸易自由化的预测方差贡献度相比较小,并具有一定滞后期。
  
  关键词:金融服务贸易;经济增长;VAR模型;方差分解
  
  1 引言
  
  随着世界服务贸易结构日趋向金融、保险等新兴服务业倾斜,金融服务贸易所占比重将大幅上升,未来服务贸易的竞争将主要集中于金融服务贸易。我国的金融服务贸易也经历了迅猛的发展,根据国家外汇管理局公布的我国国际收支平衡表数据显示,2012年我国金融服务贸易进出口总额达到277.4亿美元,10年来增长了近7.7倍。
  
  金融服务贸易与经济增长之间的关系研究在理论上和实证上都有一定的进展,但大多数研究和文献都集中于金融服务贸易对经济增长的单向影响的分析,忽略了经济增长对于金融服务贸易的反向作用。然而,经济增长与金融服务贸易之间可能存在双向因果的影响机制。针对这一问题,本文主要采用基于 VAR 模型的分析方法,利用 1997-2012年期间我国金融服务贸易出口额、金融服务贸易进口额和我国国内生产总值等统计指标来考察我国经济增长与金融服务贸易自由化在之间的双向动态关系。
  
  2 文献综述
  
  国外较早开始研究贸易自由化对经济增长影响问题。Francois与Schuknecht(1999)等人评估了各国经济增长与服务部门自由化间的联系,证实了金融服务贸易自由化对经济增长的促进作用。Mattoo、Rathindran与Subramanian(2001)的研究显示服务部门开放影响长期增长绩效,并且金融服务部门要强于基础电信部门。Eschenbach与Hoekman(2005)发现金融服务等部门的改革与服务业FDI流入呈显着正相关。Khoury与Savvides(2006)的研究表明金融服务部门的开放度上升对高收入国家的经济增长具有显着的促进作用,但对低收入国家没有明显作用。该研究意味着服务部门开放对经济增长的影响依赖于经济发展水平。
  
  最近几年关于金融服务贸易促进经济增长的问题逐渐受到国内学者的关注。刘辉煌(2001)分析了金融服务贸易自由化对整个世界经济和各国经济的发展产生的双面影响。詹艺丹(2007)认为金融服务贸易自由化是通过提高金融体系效率来推动经济增长,发展中国家要抱着谨慎态度选择恰当模式、步骤与时机来实行金融服务贸易自由化。阮明烽、沈颖(2011)发现金融服务贸易自由化和金融发展以及经济增长之间均呈显着的正相关关系。崔艳娟、赵琛、徐晓飞(2013)主要研究跨境交付和商业存在模式的金融服务贸易,发现跨境交付和商业存在模式的金融服务贸易与经济增长之间存在长期均衡关系,对经济增长具有正相关效应。
  
  3 实证分析
  
  3.1 数据选取与变量定义
  
  本文在相关文献的基础上进行创新,参照同类文献模型的可行性,并考虑数据的可获得性和经济意义,以金融服务贸易进口额、金融服务贸易出口额来度量金融服务贸易自由化程度,以国内生产总值来度量经济增长,直接建立金融服务贸易与经济增长关系的模型。令 GDP、EXPORT、IMPORT分别代表我国国内生产总值、我国金融服务贸易出口额和我国金融服务贸易进口额,选取1997-2012年的数据作为样本数据。数据来源于联合国服务贸易数据库、国家外汇管理局《中国国际收支平衡表》和世界银行WDI数据库。为消除汇率和通胀因素的影响,以上数据均折算成美元。笔者在分析时均采用各变量的对数值,记为[lngdp]、[lnexport]、[lnimport],上述变量的一阶差分用[dlngdp]、[dlnexport]、[dlnimport]来表示。
  
  3.2 单位根检验
  
  由于大多数时间序列都是非平稳的,此时对这些数据进行回归,尽管有较高的回归系数,其结果却没有任何实际意义,被称为虚假回归或者伪回归。针对这一问题,本文采用单位根检验来说明数据的平稳性,采用ADF检验法,模型的所有变量都通过了单位根检验。在选择了最佳的检验形式和滞后期进行检验后,结果显示[lngdp]、[lnexport]、[lnimport]在0.01的显着水平下是非平稳的,而[dlngdp]、[dlnexport]、[dlnimport]在0.01的显着水平下是平稳的。故该时间序列在1%的显着水平下均为一阶单整过程,并可以在此基础上进行协整检验。
  
  3.3 协整检验
  
  一些时间序列虽然自身非平稳,但是其某种线性组合是平稳的,这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系,称为协整关系。协整检验就是用来说明变量之间是否在一种长期的均衡关系。各变量虽然具有各自的长期波动规律,但如果它们是协整的,则它们之间存在一种长期稳定的比例关系。通过Johansen协整检验法对各变量之间进行协整回归可知,GDP与金融服务贸易出口、金融服务贸易进口之间存在着长期的均衡关系。方程的残差序列存在一阶自相关,需对残差进行序列平稳性检验。协整方程残差的ADF结果显示,残差为平稳序列,证明经济增长与金融服务贸易进、出口之间存在稳定的均衡关系。
  
  3.4 VAR模型及方差分解
  
  为了反映各个变量的单位变化通过其内在联系对整个系统产生的扰动以及各变量对这些扰动的综合反映,需要构建向量自回归VAR模型,把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型,对[lngdp]、[lnexport]、[lnimport]之间的系统关系作进一步分析,找出金融服务贸易出口、金融服务贸易进口与经济增长之间的长期动态关系。我国 GDP 在第1期只受其自身波动的影响,金融服务贸易进出口对经济发展的影响(即对预测误差的贡献度)在第2期才显现出来,并且冲击影响的强度很小,进口和出口分别为2.191%和0.756%,累计仅为2.947%.二者之和为73.152%.从第4期开始直至末期,这种贡献趋于稳定并一直维持在一个较高水平。由此可知,金融服务贸易自由化对经济增长有很大程度的促进作用,金融服务贸易进口对经济增长的促进作用要大于出口的促进作用。金融服务贸易出口的预测方差受其自身的影响最大,其中第1期95.697%的冲击由其自身引起,直到第10期预测方差分解值也达到了50%以上。金融服务贸易进口对出口的预测方差影响相对比较小,而国内生产总值对金融服务贸易出口的影响在第6期之前一直维持比较低的水平,从第 6 期之后其影响逐渐上升,到第10期达到33.258%,可见经济增长对金融服务贸易出口的促进作用具有一定的滞后期。金融服务贸易进口起初受到其自身和金融服务贸易出口的影响最大,分别为58.467%和 38.812%.随后两者的影响都有所衰减,其中金融服务贸易进口对其自身的影响从期初的 58.467%减至期末的39.603%,金融服务贸易出口对进口的影响也从期初的38.812%减至期末的24.784%.国内生产总值对金融服务贸易进口的影响在初始阶段很小,只有2.721%,,此后呈现逐渐上升的态势,到期末时增加为35.613%.与金融服务贸易进口相似,说明经济增长对金融服务贸易进口的促进作用也有一定的滞后期。
  
  4 结语
  
  研究表明,在新一轮经济和金融全球化中,金融服务贸易自由化是一个重要组成部分,其对经济发展的作用日益加强。因此,我国应通过积极调整服务贸易政策和完善金融体制来推动金融服务贸易自由化,而金融服务贸易的发展又将通过竞争压力、技术转移、制度创新、吸引外资和产业竞争力等来推动经济的发展。与此同时,我国需在经济增长的基础上进一步提高产业结构,吸收科技进步成果,促进金融服务贸易的发展,建立二者之间的良性循环反馈机制,以充分发挥经济增长对服务贸易的促进作用。
 
  参考文献 
 
  [1]刘辉煌. 论金融服务贸易中的比较优势及其决定因素[J]. 经济评论,2000(5):59-62. 
  [2]邓军瑞. 我国金融服务贸易比较优势研究[D]. 湖南大学,2006. 
  [3]詹艺丹. 论金融服务贸易自由化与经济增长[J]. 长江大学学报,2007(1). 
  [4]曹吉云. 我国服务贸易与经济增长关系的再探讨[J]. 对外经济贸易大学学报,2007(4). 
  [5]张小锋,官沧海,柴彩萍.我国金融服务贸易与经济增长的实证分析[J].金融经济,2009(5):80-81. 
  [6]郑长德,杨晓龙. 中国金融自由化效应分解:经济增长、金融风险以及收入分配[J]. 西南金融,2010(6):19-23.

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