金融贸易自由化对经济增长影响研究

所属栏目：国际贸易论文
发布时间：2022-04-07 10:49:39 更新时间：2022-04-07 10:49:39

　　在服务贸易中，金融服务贸易是其中的一个重要组成部分，西方经济发达国家的纷纷开展了金融服务贸易自由化。这种浪潮对于发展中国家也有重要的影响，全球的金融服务贸易自由化也有了一定制度化、规范化的发展。本文从这个角度来研究金融贸易自由化对于国家经济增长的影响。

金融贸易自由化对经济增长影响研究

　　1 基础理论分析

　　本文重点研究的是主要是经济增长的机制，研究怎么样通过影响金融的发展，最终能够推进经济增长的发展，金融服务自由化在这个动态机制中到底发挥了什么作用。本章引入解析性数学模型来说明这样一个理论机制，为后面的经验分析提供充分的研究动机和建模基础。

　　1.1 经济增长的分解对于经济增长的分析首先是应用的内生增长模型，假定社会中的生产是满足Cobb-Douglas生产函数形式的，并且进一步假设，市场中是完全竞争的，而且规模报酬不变： Y = AKα L1 - α (1)其中，国民产出GDP用字母Y来表示，全要素生产率 TFP 用字母 A，按照一般惯例，用字母 K 来表示资本的投入，相应的用字母L来表示劳动的投入，那么在总产出中，资本的份额用α来表示，那么1 - α表示的就是劳动投入所占的份额。对于这个式子两边同时除以 L，再进行一定的变形，可以得到：y = Ak α (2)在这个式子中，用小写字母 y 来表示人均的国民产出，技术进步还是用字母A来表示，小写字母k表示的是人均物质资本，在国民产出中，资本收入的比例依旧用α来表示。下面等式两边同时取对数然后在进行查分，可以得到： Δy y = ΔA A + αΔk k (3)为了进行方差分解，上式代表着： Var( Δy y )= Var( ΔA A )+ α2 [Var( Δk k )]+ 2α[Cov( ΔA A ,Δk k )] (4)

　　1.2 基本模型在国家的储蓄-投资机制中，金融机构到底是处于什么一个位置，而且对于这样一个机制，金融服务贸易和国际竞争到底有什么意义是关心的重点，那么研究这个问题也同时需要进行分析。首先假设国家的生产函数依旧是Cobb-Douglas生产函数，那么就是： Q = AKα L1 - α (5)在上面的式子中，产出或GDP用字母Q来表示，这里的Q是一种复合物。同样也是用字母K来表示资本的投入，相应的用字母L来表示劳动的投入，那么在总产出中，资本的份额用α来表示，那么1 - α表示的就是劳动投入所占的份额。同样0 < α < 1。如果这样一个长期宏观模型经济是闭合的，而且是 Ramsey型式，并且消费者偏好是相对风险厌恶不变的，并且对于复合物Q的消费是满足消费者需求的，消费者会进行最优化的跨时消费选择。那么这种假设就满足经典跨期消费模型的性质，那么消费者为了整体消费最大化，会在当前和延期消费之间进行选择，那么可以得到稳态条件： r = ρ + δ + ϕ (6)其中，字母r答辩的是在稳态条件下，资本的收益率，而主观时间贴现率则用字母ρ表示，资本的折旧率用字母δ 来表示。而且ϕ代表的是金融中介活动的成本，在这个式子中，对于胃泰条件是进行了一定修正的，加入了金融活动的因素。下面设定一些假设，通过这些假设将几个问题进行标准化，这样也可以简化分析。首先要假设，生产技术总是凹的，无论是用资本还是劳动代表的总量生产技术。然后还需要假设复合物Q与其他的可选用途间是有一个线性转换的。这些可选用途包括，消费物品可以用字母 C 表示，投资物品用字母K表示，金融服务用字母F表示。对这个转换定义，一单位的Q可以产生一单位的C或者是一单位的K。而对于金融中介的活动也进行了调整，那就是每个时期的每单位物质资本都需要一个单位的金融服务 F。复合物Q所在的市场跟要素市场是相同的竞争性结构，而且Q也可以用来表示劳动和资本的边际产品价值，所以它也是一种计价物。要满足利润最大化条件，那么从这个一阶条件中可以得到： r = αQ/K (7)将这个式子与稳态条件相结合，可以推导出如下的稳态值: Q* = Aψα/1 - α L K* = ψα/1 - α L S* = δψα/1 - α L (8)在方程中，星号表示稳态值，ψ = αA/(ρ + δ + ϕ)，S表示金融储蓄水平。有这样的方程可以推导出稳态区域的金融服务的需求弹性: ε * = -[ ϕ 1 - α][ρ + δ + ϕ] -1 < 0 (9)结合了纳什均衡条件，可以得到在稳态区域的n和ϕ 之间的关系： ϕ* = - -bn -(1 - a)ρ -(1 - a)δ n -(1 - a) (10)而且， ∂ϕ* ∂n < 0。外资机构的进入意味着更低的金融服务价格，更高的稳态资本存量。通过金融服务贸易降低金融服务价格，与外资银行进入国内寡头市场相比有类似的效应。将方程(10)代入(8)，得到稳态的人均资本存量: k* =[ n(ρ + δ + b) aA(n -(1 - a)) ] 1 1 - a 在上面的分析中都是假定金融服务企业的数目是外生设定的，所以是给定的。在下面的分析过程中，要加入一些条件，这些可以决定外生设定的，通过这种方式将系统封闭起来考虑。具体来说如果，单位利润高于某一个临界水平(这个水平用字母π来表示)企业就进入，如果低于这个水平，企业就退出。所以这样一个水平也可以是金融机构长期健康状况的监管目标。当然，它也可以是零。由于银行之间的对称性，便得到： ϕ* = π + cn Lk* + b 其中，c代表固定成本，b代表边际成本。上面三个方程共同决定稳态区域里的ϕ、n和k。

　　1.3 金融服务金融服务贸易对于长期资本的影响途径可能是有几种，那么可以假设，首先小国设定国内市场价格定的最高水平，这个国家是直接进口的金融服务。并且对于金融服务的进口价格对于规制等贸易障碍来说也会受到影响，国内价格水平也会因此而改变。那么： ∂k* ∂ϕ = - 1 (1 - a)aA[ ρ + δ + ϕ aA ] - 2 - a 1 - a < 0 国内金融服务价格会因为跨境服务贸易的障碍降低而因此下降，这样k* 就会上升。外资银行在FDI情形下会受到当地成本的影响，那么 n 的规模在这种情形下就会增加，如果这种情况是允许的，那么可以得到: ∂k* ∂n =[ ρ + δ + c (n -(1 - a))aA] - 1 1 - a > 0 外资机构的当地存在与在金融服务的跨境贸易中的情形一样，具有与资本存量演化相关的中长期效应。下面可以将政府规定的外资银行部门的规模设定为 K - ，那么： ε ~* = ε * K* K* - K - 那么，∂ ε ~* ∂ K - ? 0。对于市场规模再进行另一方面的研究，首先可以说明，市场规模在银行部门存在不变规模收益的条件，也就是c=0时，对于经济的影响并不重要。当规模经济存在的时候，促进作用会随着市场规模扩大而增大，那么外资银行也会因此进入。这种条件下，总资本存量k(* *表示处于稳态下)也会上升，所以可以得到： ∂n* ∂L = c(n* -(1- a)) 2 n* L2 [(1- a)b+(1- a)ρ+(1- a)δ+(1- a)Lk* +(n-(1- a))(n-(2- a))c] > 0 ∂k* ∂L = ck* (n* -(1 - a)) 2 n* L[(1 - a)b +(1 - a)ρ+(1 - a)δ+(1 - a)Lk* +(n-(1 - a))(n-(2- a))c] > 0

　　2 模型的推导

　　2.1 变量描述

　　2.1.1 金融服务贸易自由化测量跨国金融服务交易的难易程度有应用贸易保护关税等额(TARREQ)来进行的，可以测量银行业和金融服务部门存在的 Tariff Equivalent。对于这个指标从完全贸易到完全保护主义可以进行0到50的取值。还有一个指标是BANKFREE 指标，它是由遗产基金会构建的度量金融服务贸易自由化的程度的指标。具体包括开设分支机构的能力的限制、政府干预、本国银行形成障碍等。对于这个指标限制程度由低到高，取值范围为1到5。可以通过样本区间内的各个指标的平均值来测算金融服务市场开放水平。

　　2.1.2 金融发展金融发展的过程实际上是一个国家金融系统的转变过程，并且是由落后向发达的方向进行转变的过程。在这个过程中，金融系统会发挥出自身的功能，正是这样一种转变的主要表现形式。所以度量金融系统发挥自身功能的程度，也就是金融发展水平的程度。本文重点研究的是金融服务贸易自由化的增长效应，银行国内资产结构的指标BANK就是本文使用的金融发展的指标。这个指标计算的是存款银行国内资产所占存款银行国内资产与中央银行国内资产总和的比重。这个比重是通过存款货币银行的国内资产对全部银行的国内资产的比率来计算的。在进入模型回归的时候，需要消除年度的波动性，所以使用的是整个样本区间内的平均值。

　　2.1.3 经济增长经济增长的数据来源相对于金融服务贸易和金融发展来说来源相对便捷、更加可靠。本文采用的实际人均 GDP增长率GROWTH是从宾大世界表数据库中获得的。首先从PWT中获取130个样本国家的实际人均GDP，PCGDP95 和 PCGDP10 代表的是样本国家 1995 年和 2010 年的实际人均GDP。然后对这两个数值取对数，并且计算差额得到 1995~2010 年的实际人均 GDP 增长率 GROWTH。那么: GROWTH = In (PCGDP03)- In (PCGDP95) (12)

　　2.1.4 其它变量另外为了确保系数估计的无偏性和有效性，所以还需要设定许多控制变量，总共有四个类型，分别是经济变量、政策变量、制度变量和虚拟变量。具体见表1。

　　2.2 模型设定与估计方法

　　2.2.1 金融发展的基准模型首先需要考察的是参与了金融服务贸易自由化进程后，金融系统所发生的变化和发展，所以设定经验模型： BANKi = β0 + β1FITLi + β2Xi + ε i (13)在上面的式子中，第i个国家的BANK指标的水平用 BANKi 来替代，第i个国家的金融服务贸易开放水平是用 FITLi 来替代，并且Xi 代表的是第i个国家其它控制变量的水平，所以它表示的是一个向量，模型的误差项是用ε i 来替代的，并且它满足独立同分布的条件。其他需要估计的参数是β0、β1和β2，这三个参数中最需要关注的是β1，而且根据之前的分析预期它的取值为负。

　　2.2.2 联立方程基准模型假设ΔA A 取决于衡量金融发展水平的指标 BANK，那么生产率的变化率与金融发展水平之间满足： ΔA A = γ0 + γ1BANKi (14)将这样一个式子带回，那么可以得到： Δy y = γ0 + γ1BANKi + αΔk k (15)然后进行变化可以得到： GROWTHi = α0 + α1BANKi + α2Zi + ui (16)其中，GROWTHi 为第i个国家的人均实际GDP增长率的平均值; BANKi 为第i个国家BANK指标的平均值; Zi 代表的是其他控制变量，所以它表示的是一个向量而且其中包括物质资本增长率，扰动项用ui 来替代，并且是满足独立同分布条件。其他需要估计的参数是α0、α1和α2，这三个参数中最需要关注的是α1，而且根据之前的分析预期它的取值为正。

　　上面的模型中，式(13)重点研究的是金融服务贸易自由化对于金融发展的影响，而且相应的式(16)重点探讨的是金融发展对于金融发展的影响。所以必须解决联立性来估计式(16)的系数，所以用方程(13)和(16)构造联立方程组，再来进行估计。

　　2.2.3 金融发展的扩展模型增加变量样本期初的金融发展水平、宏观经济政策状况以及表中的虚拟变量，可以得到： BANKi = β0 + β1FITLi + β2X*i + ε i (17)在上式中，加入额外解释变量的控制向量可以用X* 来表示，这样通过这样一个修正过的模型进行最小二乘估计，结果应该会更加精确，推断结果也应该更加可靠。

　　2.2.4 联立方程扩展模型上面得出的联立方程基准模型同样存在这样一个问题，所以也是引入更多的解释变量。增加宏观经济政策状况，平均法制水平，产权保护水平以及经济规制情况到向量Z中，可以得到： GROWTHi = α0 + α1BANKi + α2Z*i + ui (18)在上面的式子中，加入额外解释变量的控制向量用Z* 来表示。加入额外解释变量的模型对于削弱有偏性和不一致性应该有很大的作用，能够提高结果的有效性，推断结果也应该更加可靠。

　　3 实证分析

　　3.1 金融服务贸易自由化对金融发展的影响首先是对模型(13)进行估计，可以发现，TARREQ 和 BANKFREE 作为模型中的最主要解释变量，他们能够显著的影响被解释变量BANK，而且两者的符号都与理论预测相一致，这也就是说金融服务贸易自由化程度对金融发展水平具有显著的影响。而且由结果可知，如果金融服务贸易的关税等额下降10%，存款银行的国内资产比重将上升2. 27%。而且在其它条件相同时，对待外资的态度越开放、越公平，越能促进金融发展，这种关系是显著的。而且贸易关系越是开放，越有利于金融发展，不过这种关系没有显著性。

　　3.2 金融服务贸易、金融发展与经济增长的因果链对方程(13)和(16)的联立方程模型进行估计，可以发现，模型中的 BANK 这个主要解释变量 BANK，对于 GROUTH这个被解释变量也具有显著的影响，而且系数符号与理论预测相一致。所以对国家的经济增长率来说，金融发展水平(模型中用存款银行的国内资产比重度量)是有着明显的积极与影响的。而且如果存款银行的国内资产比重，一国比另一国高10%，那么经济增长率相差接近 3%，所以说金融发展对经济增长有重大的促进作用。而且人均物质资本增长率与人均实际收入增长率有正向关系，这种关系在10%的显著性水平显著，并且PCCAPGR提高1%，则GROWTH上升1. 4%。

　　3.3 稳健性检验对模型 (17) 进行 OLS 估计，可以发现 TARREQ 和 BANKFREE 这两个变量在引入了更多的解释变量后，他们的系数在1%的水平上依然能够保持显著，而且系数估计值的符号均未发生改变，但是BANKFREE 的系数估计值的绝对值下降趋势是比较明显的，而对应的TARREQ的系数估计值的绝对值则是存在有明显的上升趋势。 BANK95的系数的显著性也非常高，并且符号为正。这从一个方面说明初始金融水平对于金融发展的影响是非常重要的，马太效应在金融部门的发展过程中是存在的。另外宏观经济政策变量的系数显著性不高，而且FORINT的系数也由显著变为不显著，那么代表这个变量中存在内生性。

　　对扩展模型应用工具变量法进行重新估计，发现主要解释变量TARREQ系数估计值符号、绝对值还有统计显著性等没有明显变化，所以这个变量不存在内生性偏差。而内生性偏差虽然符号不变，但是绝对值有所下降，而且显著性有所上升。但是BANKFREE也同样经得住稳健性检验。

　　4 结论

　　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，是金融开放和一体化的新形式，多边性、规则性、渐进性以及互惠性是它的显著特点。通过影响金融发展水平，金融服务贸易自由化是可以促进经济增长的。所以在金融服务贸易、金融发展和经济增长直接是存在一个因果关系的。金融部门的运行效率和服务质量，是可以通过开放来改善，这种改善能够促进经济增长。对于金融发展指标来说，金融服务贸易自由化的度量指标是具有明显的促进作用的，而这样的金融发挥着指标又会推动人均实际经济增长率的发展。而且法律和秩序对于金融发展的促进作用也非常明显，与金融服务市场的对外开放之间是有替代关系的。对中国来说，金融服务贸易自由化是既存在机遇又存在挑战的。对中国来说，几乎处于停滞状态的金融体制改革可以通过对外开放的外部约束进行推进，但是另一方面，我国的金融体系并不是非常稳固，必然要受到开放所带来的冲击。所以中国必须要完善相关的法律制度，加强监管，积极参与到国际金融一体化和全球化当中。

　　参考文献：

　　[1]Antoine C.EI Khoury, Andreas Savvides. Openness in Services Trade and Economic Growth[J].Economies Letters，2006,92(2).

　　[2]Claessens, at al.Internationalization of Financial Services in Asia[Z]. World Bank, Mimeo, 2011.

　　[3]Moshirian,Fariborz,Financial Services:Global Perspectives[J].Journal of Banking&Finance,2004,28(2).

　　[4]曹吉云.我国服务贸易与经济增长关系的再探讨[J].国际商务—— 对外经济贸易大学学报,2010,(4).

　　《金融贸易自由化对经济增长影响研究》来源：《统计与决策》，作者：房朝君，刁孝华

学术指导老师

学术指导老师二维码