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金融服务贸易与经济增长关系的实证分析

作者: 中国传媒网 来源: https://www.cmzz100.com 时间:2022-05-20 22:54:21
金融服务贸易是世界经济和金融发展的重要组成部分。相关时间序列数据为样本,进行平稳性检验、协整检验和格兰杰检验,分析我国金融服务贸易与经济增长之间的关系。杰原因,促进了商业存在模式金融服务贸易的发展。这些成果为金融服务贸易与经济增长关系的相关研究提供了重要的参考与借鉴。映我国商业存在模式的金融服务贸易状况。可以看出,金融服务贸易发展不均衡,并存在顺差趋势。服务贸易的发展,有效培育新的经济增长点。

沉阳大学科技(社会科学版)Vol.收稿日期:2012-08-19 基金项目:辽宁省教育厅基金资助项目(9)。作者简介:崔艳娟(1979 0412 04)CNKI优先数字出版。网络出版地址:http : / 21.1558. .1204.020.html doi: 10.7688 issn.1674-0823.2013.01.04 金融服务贸易与经济增长关系的实证分析 东北财经大学金融学院, 辽宁 大连; 辽宁大连国际教育学院 116034) 金融服务贸易是世界经济金融发展的重要组成部分。中国,并在推动经济增长中发挥着重要作用,以中国1997-2011年相关时间序列数据为样本,进行平稳性检验、协整检验和格兰杰检验,分析中国金融服务贸易与经济增长的关系。结果表明,跨境交付和商业存在方式的金融服务贸易与经济增长存在长期均衡关系,对经济增长具有正相关效应;跨境交付方式的金融服务贸易是经济增长的单向格兰杰原因,它促进经济增长。金融服务贸易的商业存在模式开发。

金融服务贸易;经济增长;跨境配送;商业存在;平稳性检验;协整检验; 0013-04 GATT乌拉圭回合谈判始于1986年,首先提出了金融服务贸易的概念,并不断发展和完善。 1994年GATS的金融服务附录中给出的具体解释是:金融服务贸易是由一个成员国进行的金融服务提供者向另一个成员国提供任何与金融相关的服务,包括所有的保险和保险相关的服务以及所有的银行业务和其他金融服务。金融服务提供者包括提供金融服务的法人和自然人,但不包括在行使政府职能过程中提供金融服务的公共机构,如中央银行、金融监管机构等。根据GATS对金融服务贸易的定义和规定,金融服务贸易可分为4类。在国内外现有研究中,基本是将金融服务贸易作为服务贸易的内容之一,研究其关系。随着经济增长。基于继承人模式经济和不完全竞争理论,中国学者韩振国等。 (2009)用时间序列数据分析国际服务贸易经济增长与经济增长的关系研究(2009)用计量经济学方法验证金融服务贸易进口具有显着作用)促进中国经济增长 林杰(2009)用面板数据验证金融服务贸易总量)黄桂良(2010),以香港为例金融服务贸易数据,认为金融服务贸易对经济增长有促进作用(2011)根据中国1997-2010年数据)分析金融服务贸易与经济增长的关系,结果表明:金融服务贸易与经济增长呈正相关关系,为金融服务贸易与经济增长关系的研究提供重要参考。

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本文将商业存在模型引入金融服务贸易,基于1997-2011年我国经济增长和金融服务贸易相关的时间序列数据构建多元回归模型,并采用协整检验和格兰杰检验进行分析我国金融服务贸易的子格局。定量分析与经济增长的关系,解释金融服务贸易与经济增长的关系,以促进金融服务贸易与经济增长的协调发展。跨境交付方式的金融服务贸易 跨境交付方式的金融服务贸易是指境内金融机构为境外消费提供的金融服务。这些内容主要记录在国际收支服务贸易账户中的保险和其他金融服务。服务孩子。我国自1997年以来按照《国际收支手册》(国际货币基金组织版)的原则编制了我国的国际收支平衡表,其中包括保险服务和其他金融服务的国际贸易统计。跨境交付形式的金融服务贸易数据可以从两者的相关数据中汇总。自2001年我国加入世贸组织以来,金融服务贸易(包括保险和金融项目)取得了重大进展。根据国家外汇管理局公布的国际收支数据,2011年,我国金融服务贸易总额达到227亿美元,保险服务贸易达到15亿美元。我国保险服务贸易量增长较快,但由于我国仍实行更严格的资本管制,增长较为缓慢,短期内不会有太大增长。

商业存在模式的金融服务贸易 商业存在模式的金融服务贸易是指外国金融机构在东道国提供的金融服务。与上述跨境交付模式的金融服务贸易不同,相关数据无法从一国的国际收支平衡表中直接获取。由于银行业是我国金融业的典型代表,通过考察中资银行海外资产和外资银行在华资产情况,可以反映我国商业存在模式的金融服务贸易状况。据银监会统计,截至2011年底,外资银行业金融机构在华业务资产总额增长236%。 45个国家和地区的181家银行在中国设立了209个代表处; 14个国家和地区的银行在华设立了37家外商独资银行(245家分行)、2家合资银行(7家分行)和1 26个国家和地区的77家外资银行在中国设立了94家分行。在我国27个区50个城市设有分行,比2003年初增加30个城市。同时,共有6家外国法人银行分行获准在城市设立中资银行业金融机构分支机构外商直接投资主要以海外收购和设立分支机构为主,如工商银行收购印尼哈利姆银行、澳门诚亨银行股权等。截至2011年,境外机构投资2家境外机构;5家大型商业银行设立境外机构105家,收购(或)入股10家境外机构; 8家中小商业银行设立14家境外机构,2家中小商业银行收购(或)参股5家境外机构 境外消费金融服务贸易和自然人流模式 境外消费金融服务贸易模式是居民向非居民提供的金融服务,如向非居民消费者提供的金融服务;自然人流动模式 金融服务是一个国家的居民自然人向非居民所在地提供金融服务。

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与其他两种金融服务相比,不仅在中国发生的概率很小,而且在全世界发生的概率也很小。根据历年国际贸易统计报告显示,境外消费和自然人流动这两种模式在现实中所占份额很小,分别占10%~15%和1%~2%,而跨境交付和商业存在分别占 35% 和 30%。 50%。鉴于数据的可获得性,本文以商业存在和跨境交付两种模式衡量金融服务贸易。 1997年至2011年金融服务贸易额如图所示。可见,金融服务贸易发展不平衡,有顺差趋势。 1997年至2011年我国金融服务贸易额 注:商业现有金融服务贸易按现行汇率水平折算。 二、模型建立及样本数据为了检验金融服务贸易对经济增长的影响,构建了一个包含商业存在和跨境交付两种模式的金融服务贸易模型为ln GDP lnNM + lnFI,其中: GDP——经济增长; NM——跨境交付方式的金融服务贸易; FI——商业存在模式下的金融服务贸易; ——待估计的系数; μ——随机扰动项。变量取对数的主要目的是为了消除时间序列数据的异方差性,但不会改变变量之间的协整关系。在指标的选择上,经济增长以国民生产总值表示。根据以上分析,NM为保险服务与其他金融服务的贸易额之和; FI表示为中资银行海外资产与外资银行在华资产之和。

数据来源于1997-2011年《中国统计年鉴》、《中国国际收支》和《中国金融年鉴》,经过计算整理。由于样本数据为时间序列数据,因此首先进行单位根检验以确定数据的平稳性。为了避免时间序列的非平稳性导致的“伪回归”,采用协整检验来说明其长期均衡关系。最后,进行格兰杰检验,验证变量之间的驱动关系。分析过程使用软件平稳性检验,因为时间序列数据的动态路径不仅具有可预测的分量,而且还包含随机分量,容易产生单位根,导致错误回归。等式右边加入因变量的滞后差项,控制高阶序列相关,如公式(2):α——常数;t——时间趋势项; ——残差项(随机扰动项)。为了检验常数项、时间趋势项和现有单位根,可以根据参数α和β为零的假设进行检验。方程中加入p滞后项,使残差项成为白噪声序列 最优滞后长度p可以根据AIC准则和SC准则确定,选择AIC和SC作为最小滞后项,因为分布ADF 的统计量是非标准的,可以通过 临界值来判断。变量ln GDP、ln NM、ln FI序列平稳性检验结果见表1。

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可以看出,虽然时间序列LGDP、LMN和LFI是非平稳的,但它们的一阶差分是平稳的,可以进一步判断协整关系和因果关系。 ADF 测试结果变量 ADF 测试值结论 ln GDP -6。 571 066 固定 D(GDP)-3。 513 017 稳定 ln NM-2。 649 135 不稳定 D (ln NM) -4。 889 929 马厩 FI-3。 021 679 不稳定 D (ln FI) -4。 706和312分别代表1%、5%和10%的显着性水平; D() 表示对应序列的一阶差分。协整检验 在时间序列回归之前,需要检验每个变量是否存在协整关系。经济上,协整关系表明经济变量在短期内受随机扰动的影响可能会偏离均值,但随着时间的推移会恢复到均衡状态。本文为多元检验,故采用最大似然法( & , 1990))来检验[10] 1, 2, ..., n,n为滞后阶数,可由 AIC 或 SC 标准确定。选择最大的特征根检验,原假设(H有超过r个线性独立协整向量,检验统计量为TR+1作为特征根,如果大于临界值,则拒绝原假设。根据产出,在5%的水平下,变量之间存在协整关系,即经济增长GDP与金融服务贸易之间存在长期稳定关系。

协整方程为ln GDP +1 881 477ln NM+ FI 557642) 806106) 400436) R DW=1 859 443 由此可见,两种金融服务模式对GDP都有正向影响。跨境交付模式下金融服务贸易每增加一个单位,将带动GDP增长34个单位,而商业存在模式下金融服务贸易每增加一个单位,将显着拉动GDP增长88个单位。由于检验只是检验变量之间是否存在长期均衡关系,因果关系需要通过(1969)检验方法[11]和y,如果变化x 导致 y 的变化 x 的变化应该发生在 y 的变化之前。即如果“的滞后值能够显着提高对 y 的预测,则认为是 x 的 原因。根据 AIC 准则, 确定每个变量的滞后阶数为 2. 进行 因果检验, 结果如表所示. 从结果看, ln NM 是 ln GDP 的单向 原因, ln NM 是ln FI 的单向格兰杰原因 格兰杰因果检验结果 空假设 H 统计 ln NM 不是由 ln GDP 的原因 80920 ln GDP 不是 ln NM 的原因 16926 ln FI 不是 ln GDP 的原因 58404 ln GDP 不是 ln FI 01153 的原因 ln NM 不是 ln FI 21007 的原因 ln FI 不是 ln NMI 的原因中国 38667 服务贸易和经济增长在样本区间内是非平稳的,但变量的一阶差分是稳定的,并且它们之间存在长期均衡关系,并且各个变量在长期内相互影响-长期均衡关系。

结合协整方程的结果,金融服务贸易对经济增长具有正相关效应。跨境交付模式下金融服务贸易每增加1个单位,就会引起0.34个单位的经济增长变化,而商业存在模式下的金融服务贸易每增加1个单位,就会引起188个单位的经济增长变化。在跨境交付和商业存在模式中,金融服务贸易与经济增长之间存在单向格兰杰因果关系。跨境交付模式下的金融服务贸易是经济增长的单向原因,并促进了商业存在模式下金融服务贸易的增长。综上所述,金融服务贸易是世界经济和金融发展的重要组成部分,当今国际经济交易中90%以上是金融交易”(张晓峰等,2009),The of the国际金融服务贸易对经济发展的影响 因此,需要调整服务贸易政策,完善金融体系,推进金融服务现代化,同时改善金融服务贸易发展的软环境。 , 最大限度地推进金融服务贸易自由化,促进我国金融服务贸易发展。 培育新的经济增长点。 .thtp:/潘 www.wto.org//_e/服务/_e.tm.爱民.中国服务贸易开放与经济增长的长期均衡与短期波动国际贸易问题研究,2006(2):54-58。中国服务贸易出口对经济增长的影响研究:基于1985-2006年时间序列数据)国际贸易问题的实证分析,2009(3):78-83.中国金融服务贸易与贸易的实证分析)经济增长金融经济学,2009 (10): 80-81. Lin Jie. ) 贸易和经济增长:协整分析经济论坛,2009 (21): 12-14. An 金融服务贸易对香港经济增长的贡献分析广东社会科学, 2010 (2): 78- 83. 国际金融服务贸易经济研究: the case 7 (, Scene9)2022, @)银监会。银行业委员会2011年报年报[b。 1981,49(6):1057 -1072. [10] Johanselius Maximumlikelihod Estimation OxfordBulletin 经济站统计学, 1990, 52 (2): 169-210. [11] 格兰杰调查因果关系的经济计量模型交叉光谱法计量经济学,1969,37(3):442 -438. e lighsisietwie tw n n financial financial s t t t t t ad owth学校管理,2b. school int national national in taking taking tim s s s The result shows longterm equilibrium relationship between crossborder supply mode commercialpresence mode financialservice trade economicgrowth, which has positive effect economicgrowth; crossborder supply mode financialservice trade unidirectionalGranger cause economicgrowth, which promotes commercialpresence mode financialservice. the:financial s s t t;;;; conomic conomic conomic

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