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武漢工程大學(xué)自考論文：隨著經(jīng)濟全球化進程不斷向前推進,服務(wù)型經(jīng)濟迅速發(fā)展以及我國金融市場的全面開放,以FDI和貿(mào)易自由化為主要內(nèi)容的服務(wù)業(yè)的對外開放程度正在逐步加深。由于FDI和服務(wù)貿(mào)易之間聯(lián)系正日趨密切,越來越多的學(xué)者開始關(guān)注服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系,但他們卻忽視了金融市場的發(fā)展對服務(wù)業(yè)FDI所起的作用。因此本文對該問題進行了實證分析,在第二部分,分析服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易的影響;第三部分,實證檢驗我國金融市場對服務(wù)業(yè)FDI吸收利用的影響;最后是根據(jù)檢驗結(jié)果提出相應(yīng)的政策和建議。

二、我國服務(wù)業(yè)FDI和服務(wù)貿(mào)易計量分析
1.計量模型
為分析我國服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的影響力度和關(guān)系,本文運用Eviews3.1軟件進行計量分析。
為消除時間序列數(shù)據(jù)的異方差性,特別對各變量進行對數(shù)處理,從而建立計量模型如下:
LnST=C(1)+C(2)* LnSFDI+u
C(1)代表常數(shù)項,C(2)是回歸系數(shù),代表服務(wù)業(yè)FDI對我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的影響力度,u表示干擾因素的影響。
該回歸方程的回歸系數(shù)通過了相關(guān)檢驗,整體通過F值5%的顯著性檢驗,但是杜賓-沃森(D-W)值僅為0.458,表明變量存在嚴重自相關(guān)性,故須消除自相關(guān)后再回歸。
通過了置信區(qū)間為5%的顯著性檢驗,變量的相關(guān)性達到了83%;AR(1)=1.002,表示變量確實存在一階馬爾科夫自相關(guān);C(2)為0.1511,且符號為負值,與預(yù)測值相反,這表明我國服務(wù)業(yè)FDI并沒有明顯的促進我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展,反而在一定程度上起到了負效應(yīng)。
2.原因分析
導(dǎo)致上述現(xiàn)象的原因可能是我國金融市場的發(fā)育不夠健全。一方面,我國資本市場發(fā)展緩慢。首先,我國證券市場起步較晚,因此證券市場的規(guī)模和制度安排都難以滿足FDI在我國進行大型投資項目的融資需求。從事服務(wù)業(yè)的跨國公司的國際經(jīng)營活動是以巨額資金籌措為重要條件的,而我國籌措中長期資本的資本市場主要是為國有企業(yè)融資,并且無論從深度、廣度還是開放性上看都難以對外企在華融資給與有效支持。我國資本市場上的投資品種也十分的有限,市場制度也不健全,再加上國家對資本項目自由流動的管制以及對證券市場的過分調(diào)控,使得外商通過證券市場進行間接投資困難重重。此外我國股票市場嚴重的信用缺失缺陷,以及特有的封閉性和干預(yù)性無疑對服務(wù)業(yè)引進FDI起到了阻礙作。另一方面,我國銀行類金融中介機構(gòu)普遍存在著經(jīng)營管理水平不高,資金運用效率低,業(yè)務(wù)范圍狹窄,結(jié)算速度慢,現(xiàn)有工作人員的整體素質(zhì)不高,缺乏高級專業(yè)人員,業(yè)務(wù)能力低下,無法對貸款對象進行優(yōu)勝劣汰的篩選,且未能開展專業(yè)化較強的信息與投資咨詢業(yè)務(wù),無法為外企提供國內(nèi)金融法規(guī)、宏觀經(jīng)濟政策變動等權(quán)威信息。同時我國銀行業(yè)務(wù)網(wǎng)點少、缺乏高效的結(jié)算系統(tǒng),金融產(chǎn)品少,網(wǎng)絡(luò)覆蓋有限,難以為外資企業(yè)提供全方位的金融服務(wù),在提供國際上普遍使用的金融服務(wù)品種和工具也存在著困難。以上這些都對服務(wù)業(yè)FDI產(chǎn)生了嚴重的阻礙作用。
三、金融市場對服務(wù)業(yè)FDI影響的計量分析
1.數(shù)據(jù)選擇
對于衡量金融市場發(fā)展的數(shù)據(jù)而言,King和Levine(1993a),Levine和Zervos(1998), 和Levine等(2000)已經(jīng)建立了一些衡量金融市場發(fā)展?fàn)顩r的數(shù)據(jù)系列,這些數(shù)據(jù)包括股票市場的狀況以及一經(jīng)濟體中的借貸規(guī)模。這些變量大致分成兩大類:一類與銀行部門相關(guān),另一類與股票市場相關(guān)。借鑒他們的研究,本文也從金融中介機構(gòu)和證券市場兩方面來衡量我國金融市場的發(fā)展?fàn)顩r。
檢驗以銀行為代表的金融中介的發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)有:(1)流動負債/GDP。流動負債等于銀行和非銀行金融中介的流動負債,通過加總這些流動負債,得出的流動負債/GDP是金融中介規(guī)模相對于經(jīng)濟規(guī)模的一個常用指標(biāo)。它經(jīng)常被用來作為金融部門發(fā)展的總量檢測方法。以LD表示.(2)金融中介機構(gòu)對私人部門信貸/GDP,這個指標(biāo)檢測了金融中介機構(gòu)發(fā)放貸款的能力,以及是否給企業(yè)的外部融資提供了便利。用SD表示.
關(guān)于證券市場的測量指標(biāo),我們借鑒Demirguc-Kunt,Asli&Levine(1999)的研究,使用股票市場規(guī)模、市場流動性、市場效率等指標(biāo)來檢測我國證券市場的發(fā)展水平。市場規(guī)模主要使用市場資本化率(SZ)(或者說市場資本化)來表示。市場資本化率是上市股票價值與GDP的比例。為檢測市場效率,我們利用了換手率(TR),它等于國內(nèi)股票在國內(nèi)交易所交易的價值除以在國內(nèi)交易所交易的國內(nèi)股票的市值。
2.模型的建立
為了表示金融市場發(fā)展對服務(wù)業(yè)FDI所造成的影響,筆者在接下來的模型中將衡量金融發(fā)展的各指標(biāo)分別與服務(wù)業(yè)FDI相乘作為解釋變量。由于本文從四個方面來衡量我國金融市場的發(fā)展程度,因此這個解釋變量有四種表示方法,分別說明了我國金融體系的各個環(huán)節(jié)對服務(wù)業(yè)FDI所造成的影響,同時為了不忽略服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易的作用,服務(wù)業(yè)FDI仍然在模型中作為一個解釋變量。建立以下模型進行分析:
LnST= C(1)+ C(2)* Ln(SFDI)+ C(3)* Ln(SFDI*SZ)+u0(1)
LnST= C(1)+ C(2)* Ln(SFDI)+ C(3)* Ln(SFDI*SD)+u1(2)
LnST= C(1)+ C(2)* Ln(SFDI)+ C(3)* Ln(SFDI*LD)+u2(3)
LnST= C(1)+ C(2)* Ln(SFDI)+ C(3)* Ln(SFDI*TR)+u3(4)
服務(wù)業(yè)FDI并沒有對我國的服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生積極的帶動作用,而且從上面的結(jié)果可以看出,方程1和方程4中,ln(FDI*SZ)前的系數(shù)為負,且ln(FDI*TR)前的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗,這說明我國股票市場并沒有促進服務(wù)業(yè)FDI的積極流動。由方程2和方程3可以看出,ln(SFDI*LD)和ln(SFDI*SD)前的系數(shù)為正,所以我國金融中介的發(fā)展在一定程度上對服務(wù)業(yè)FDI的流動產(chǎn)生了促進作用,但是由于系數(shù)太小,所起的促進作用并不大。因此,我國金融市場的發(fā)展并未對服務(wù)業(yè)FDI產(chǎn)生積極的作用。從而也就驗證了上文假設(shè)的正確性。

編輯：
武漢工程大學(xué)自考