武汉工程大学自考论文：随着经济全球化进程不断向前推进,服务型经济迅速发展以及我国金融市场的全面开放,以FDI和贸易自由化为主要内容的服务业的对外开放程度正在逐步加深。由于FDI和服务贸易之间联系正日趋密切,越来越多的学者开始关注服务业FDI与服务贸易的关系,但他们却忽视了金融市场的发展对服务业FDI所起的作用。因此本文对该问题进行了实证分析,在第二部分,分析服务业FDI对服务贸易的影响;第三部分,实证检验我国金融市场对服务业FDI吸收利用的影响;最后是根据检验结果提出相应的政策和建议。

二、我国服务业FDI和服务贸易计量分析
1.计量模型
为分析我国服务业FDI对服务贸易发展的影响力度和关系,本文运用Eviews3.1软件进行计量分析。
为消除时间序列数据的异方差性,特别对各变量进行对数处理,从而建立计量模型如下:
LnST=C(1)+C(2)* LnSFDI+u
C(1)代表常数项,C(2)是回归系数,代表服务业FDI对我国服务贸易发展的影响力度,u表示干扰因素的影响。
该回归方程的回归系数通过了相关检验,整体通过F值5%的显着性检验,但是杜宾-沃森(D-W)值仅为0.458,表明变量存在严重自相关性,故须消除自相关后再回归。
通过了置信区间为5%的显着性检验,变量的相关性达到了83%;AR(1)=1.002,表示变量确实存在一阶马尔科夫自相关;C(2)为0.1511,且符号为负值,与预测值相反,这表明我国服务业FDI并没有明显的促进我国服务业的发展,反而在一定程度上起到了负效应。
2.原因分析
导致上述现象的原因可能是我国金融市场的发育不够健全。一方面,我国资本市场发展缓慢。首先,我国证券市场起步较晚,因此证券市场的规模和制度安排都难以满足FDI在我国进行大型投资项目的融资需求。从事服务业的跨国公司的国际经营活动是以巨额资金筹措为重要条件的,而我国筹措中长期资本的资本市场主要是为国有企业融资,并且无论从深度、广度还是开放性上看都难以对外企在华融资给与有效支持。我国资本市场上的投资品种也十分的有限,市场制度也不健全,再加上国家对资本项目自由流动的管制以及对证券市场的过分调控,使得外商通过证券市场进行间接投资困难重重。此外我国股票市场严重的信用缺失缺陷,以及特有的封闭性和干预性无疑对服务业引进FDI起到了阻碍作。另一方面,我国银行类金融中介机构普遍存在着经营管理水平不高,资金运用效率低,业务范围狭窄,结算速度慢,现有工作人员的整体素质不高,缺乏高级专业人员,业务能力低下,无法对贷款对象进行优胜劣汰的筛选,且未能开展专业化较强的信息与投资咨询业务,无法为外企提供国内金融法规、宏观经济政策变动等权威信息。同时我国银行业务网点少、缺乏高效的结算系统,金融产品少,网络覆盖有限,难以为外资企业提供全方位的金融服务,在提供国际上普遍使用的金融服务品种和工具也存在着困难。以上这些都对服务业FDI产生了严重的阻碍作用。
三、金融市场对服务业FDI影响的计量分析
1.数据选择
对于衡量金融市场发展的数据而言,King和Levine(1993a),Levine和Zervos(1998), 和Levine等(2000)已经建立了一些衡量金融市场发展状况的数据系列,这些数据包括股票市场的状况以及一经济体中的借贷规模。这些变量大致分成两大类:一类与银行部门相关,另一类与股票市场相关。借鉴他们的研究,本文也从金融中介机构和证券市场两方面来衡量我国金融市场的发展状况。
检验以银行为代表的金融中介的发展状况的指标有:(1)流动负债/GDP。流动负债等于银行和非银行金融中介的流动负债,通过加总这些流动负债,得出的流动负债/GDP是金融中介规模相对于经济规模的一个常用指标。它经常被用来作为金融部门发展的总量检测方法。以LD表示.(2)金融中介机构对私人部门信贷/GDP,这个指标检测了金融中介机构发放贷款的能力,以及是否给企业的外部融资提供了便利。用SD表示.
关于证券市场的测量指标,我们借鉴Demirguc-Kunt,Asli&Levine(1999)的研究,使用股票市场规模、市场流动性、市场效率等指标来检测我国证券市场的发展水平。市场规模主要使用市场资本化率(SZ)(或者说市场资本化)来表示。市场资本化率是上市股票价值与GDP的比例。为检测市场效率,我们利用了换手率(TR),它等于国内股票在国内交易所交易的价值除以在国内交易所交易的国内股票的市值。
2.模型的建立
为了表示金融市场发展对服务业FDI所造成的影响,笔者在接下来的模型中将衡量金融发展的各指标分别与服务业FDI相乘作为解释变量。由于本文从四个方面来衡量我国金融市场的发展程度,因此这个解释变量有四种表示方法,分别说明了我国金融体系的各个环节对服务业FDI所造成的影响,同时为了不忽略服务业FDI对服务贸易的作用,服务业FDI仍然在模型中作为一个解释变量。建立以下模型进行分析:
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)
服务业FDI并没有对我国的服务贸易产生积极的带动作用,而且从上面的结果可以看出,方程1和方程4中,ln(FDI*SZ)前的系数为负,且ln(FDI*TR)前的系数没有通过显着性检验,这说明我国股票市场并没有促进服务业FDI的积极流动。由方程2和方程3可以看出,ln(SFDI*LD)和ln(SFDI*SD)前的系数为正,所以我国金融中介的发展在一定程度上对服务业FDI的流动产生了促进作用,但是由于系数太小,所起的促进作用并不大。因此,我国金融市场的发展并未对服务业FDI产生积极的作用。从而也就验证了上文假设的正确性。