摘要：“一带一路”倡议的持续推进，为我国金融服务贸易国际化发展开辟了全新赛道，也对金融服务贸易核心竞争力提出了更高要求。当前我国与沿线国家金融合作持续深化，但金融服务贸易国际竞争力相较于欧美老牌金融强国仍存在明显短板。本文立足一带一路发展视域，选取2013-2022年我国十年时间序列数据，以金融服务贸易出口额为被解释变量，选取外商直接投资、社会融资规模存量、软件和信息技术服务业增加值、金融服务开放度、金融业从业人员人均收入五大核心变量为解释变量，运用主成分分析法与多元线性回归模型开展实证检验。研究结果表明，五大变量均对我国金融服务贸易出口额呈现显著正向影响，其中金融业从业人员人均收入、社会融资规模存量驱动效应最为突出，金融服务开放度影响相对温和。基于实证结论，本文结合一带一路经贸合作场景，提出针对性竞争力提升路径，为我国深化跨境金融合作、提升金融服务贸易国际话语权提供参考。

关键词：一带一路；金融服务贸易；国际竞争力；影响因素；主成分分析；实证检验

一、引言

2013年“一带一路”倡议正式提出以来，我国与沿线国家的经贸往来、产能合作、跨境投融资规模持续扩容，服务贸易尤其是金融服务贸易作为跨境合作的核心支撑，战略地位愈发凸显。十年来，我国服务贸易进出口总额从2013年的5396.4亿美元增长至2022年的7804.5亿美元，规模稳步攀升，但金融服务贸易发展呈现“总量偏小、结构不优、竞争力偏弱”的特征。2013-2022年，我国金融服务进出口总额依次为77.2、85.3、92.8、101.5、108.6、115.9、123.4、131.8、142.5、153.2亿美元，在服务贸易总额中占比始终低于2%，远低于全球平均水平。

从国际竞争格局来看，欧美发达国家凭借成熟的金融体系、完善的监管制度和全球化布局，长期垄断国际金融服务贸易市场。2013-2022年，美国、英国金融服务贸易国际市场占有率合计稳定在38%-42%，而我国金融服务贸易市场占有率常年低于1.5%，即便依托一带一路跨境金融合作红利，市场份额提升幅度仍较为有限。在全球产业链、供应链、价值链深度重构的背景下，一带一路沿线跨境结算、项目投融资、跨境保险、金融风控等需求持续释放，为我国金融服务贸易出海提供了广阔市场空间。金融服务贸易竞争力的提升，不仅能夯实我国与沿线国家经贸合作的金融基础，更能推动国内金融业转型升级、优化服务贸易结构、提升国际经济话语权。因此，精准识别一带一路视域下我国金融服务贸易竞争力的关键影响因素，具有重要的理论价值与现实意义。

在现有学术研究中，国内学者围绕金融服务贸易竞争力影响因素开展了丰富探索。黄满盈等基于波特钻石模型，验证了金融机构存贷款规模、金融开放度、人力资本等11个变量对金融服务贸易竞争力的显著影响；陈修兰等通过VAR模型证实金融业FDI与金融服务贸易出口存在长期均衡正向关系；聂静怡优化Sagari模型后发现人力资本是核心驱动因素。现有研究多聚焦全局视角，较少结合一带一路跨境合作的特殊场景，对适配沿线经贸合作的核心影响因素挖掘不足，变量适配性与场景针对性有待优化。

基于此，本文立足一带一路发展背景，首先测算我国及世界主要金融强国的金融服务贸易竞争力指数，明确我国发展短板；其次结合沿线跨境金融合作特征，选取五大核心变量，依托2013-2022年真实统计数据，通过主成分分析与回归模型开展实证检验，精准识别各变量的影响程度与作用机理；最后结合一带一路发展需求，提出差异化、可落地的竞争力提升对策。

二、金融服务贸易国际竞争力测度与国际比较

（一）测度指标选取

参考学界通用研究方法，本文选取贸易竞争力指数（TC指数）、显示性比较优势指数（RCA指数）、国际市场占有率（MS指数）三大核心指标，综合衡量金融服务贸易国际竞争力。其中TC指数可规避通胀、汇率等外部干扰，精准反映行业比较优势，公式为：TC=（金融服务出口额-金融服务进口额）/（金融服务出口额+金融服务进口额），取值范围为[-1,1]，数值越接近1，竞争力越强；RCA指数反映产业国际比较优势，MS指数直观体现市场份额占比。本文选取中国、美国、英国、日本、德国、俄罗斯六国2013-2022年数据进行对比分析，数据来源于WTO国际贸易数据库、中国外汇管理局年度报告。

（二）各国竞争力指数测算结果分析

通过整理十年统计数据，测算得到各国核心竞争力指数，具体结果如下表所示：

表1 2013-2022年六国金融服务贸易TC指数对照表

从TC指数测算结果来看，我国金融服务贸易竞争力呈现“由负转正、稳步提升”的发展态势，2015年前TC指数持续为负，存在明显贸易逆差，2016年依托一带一路跨境金融合作红利实现转正，后续逐年稳步增长，但十年间最高值仅0.35，竞争优势偏弱。俄罗斯十年间TC指数始终为负，金融服务贸易长期处于劣势，主要受金融体系不完善、国际制裁、跨境金融合作受限等因素影响。日本、德国TC指数长期稳定在0.2-0.35区间，竞争优势平稳但增长乏力，日本受国内经济低迷、金融创新不足制约，德国以银行业为主导的金融体系限制了金融市场多元化发展。美国、英国作为全球金融核心国家，TC指数常年维持在0.57以上，凭借完善的金融基础设施、成熟的监管体系、全球化的金融服务网络，占据绝对竞争优势。整体来看，我国金融服务贸易竞争力虽持续提升，但与传统金融强国仍存在显著差距，在一带一路跨境金融合作深化的背景下，竞争力提升空间巨大。

三、金融服务贸易竞争力关键影响因素理论机制分析

结合一带一路跨境金融合作场景，依托波特钻石模型核心理论，结合现有研究成果，本文选取外商直接投资、金融服务开放度、金融业从业人员人均收入、软件和信息技术服务业增加值、社会融资规模存量五大变量，系统分析其对金融服务贸易竞争力的影响机制。

（一）金融服务开放度

金融服务开放度是衡量一国金融贸易自由化、国际化水平的核心指标，本文以金融业进出口总额与GDP比值测算。在一带一路倡议推进过程中，金融市场双向开放是跨境投融资、跨境结算、金融合作的基础。提升金融服务开放度，能够降低跨境金融贸易壁垒、减少交易成本，推动我国金融机构深度参与沿线国家金融市场合作，拓展海外服务市场，扩大金融服务出口规模。同时，市场开放能够引入国际金融服务标准、先进管理模式，倒逼国内金融业转型升级，优化金融服务质量。当前我国金融开放持续提速，但相较于欧美国家仍存在差距，依托一带一路多边合作机制，有序扩大金融开放，能够持续释放金融服务贸易发展红利，提升国际竞争力。

（二）金融业从业人员人均收入

人力资本是金融服务业高质量发展的核心生产要素，金融业从业人员人均收入能够直观反映行业人才质量与激励水平。高收入水平能够吸引高端金融人才、跨境金融风控人才、国际结算人才集聚，优化行业人才结构；同时能够激励从业人员提升专业能力、创新服务模式，适配一带一路跨境金融服务的多元化需求。相较于传统国内金融服务，一带一路跨境金融合作对人才的国际化、专业化、复合型能力要求更高，优质人力资本能够有效降低跨境金融服务风险、提升服务效率、创新跨境金融产品，从根本上增强金融服务贸易核心竞争力。本文选取城镇金融业单位就业人员人均薪资作为衡量指标。

（三）外商直接投资（FDI）

金融业外商直接投资是跨境资本流动、技术溢出、管理经验传导的重要载体。一带一路倡议下，我国金融市场对外开放持续深化，外资金融机构持续布局国内市场，不仅带来了充足的资本储备，更通过示范效应、竞争效应、技术溢出效应，传递国际先进的金融服务模式、跨境风控体系、国际化运营管理经验。我国金融业长期存在国际化运营经验不足、跨境服务能力薄弱等问题，FDI的流入能够优化国内金融业产业结构，弥补国际化发展短板，提升跨境金融服务能力，进而推动金融服务贸易出口增长，增强国际竞争力。

（四）软件和信息技术服务业增加值

数字金融是新时代金融服务贸易发展的核心驱动力，软件和信息技术服务业是金融创新、跨境金融数字化发展的产业支撑。一带一路跨境金融合作场景复杂、地域跨度广、交易主体多元，高度依赖大数据、云计算、区块链、跨境支付系统等数字技术支撑。软件和信息技术服务业的发展，能够推动掌上跨境金融服务、智能风控、跨境数字结算等新业态落地，简化跨境金融交易流程、降低交易风险、提升服务便捷度。同时，数字技术赋能能够拓宽金融服务边界，丰富跨境金融产品体系，破解传统金融服务地域限制难题，助力我国金融机构深耕一带一路海外市场，提升贸易竞争力。

（五）社会融资规模存量

金融服务业的核心功能是服务实体经济，社会融资规模存量能够全面反映金融业对实体经济的支撑能力，涵盖信贷、股票、债券等多元化融资渠道，相较于单一贷款规模更具代表性。一带一路沿线基础设施建设、经贸合作项目需要大规模、长期的金融资金支撑，国内社会融资规模存量的稳步增长，意味着我国金融业资金供给能力、资源配置能力持续提升，金融产业发展基础更加扎实。强大的国内金融供给能力，能够为跨境金融合作提供充足的资金保障，推动跨境投融资、跨境担保、贸易金融等业务扩容，带动金融服务出口增长，提升国际竞争力。本文选取社会融资规模存量作为核心解释变量，规避增量数据波动过大的缺陷，保证数据平稳性。

四、实证模型构建与结果分析

（一）变量选取与数据处理

本文选取2013-2022年我国年度时间序列数据开展实证研究，数据均来源于《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》、国家统计局、外汇管理局官方公开数据。为消除异方差影响，对所有变量进行对数化处理。各变量定义如下：

被解释变量（Y）：金融服务贸易出口额，代表金融服务贸易竞争力；

解释变量：X1（外商直接投资）、X2（金融服务开放度）、X3（金融业从业人员人均收入）、X4（软件和信息技术服务业增加值）、X5（社会融资规模存量）。

由于变量数量较多、样本量有限，为规避多重共线性问题，本文采用“相关性检验-KMO与巴特利特检验-主成分分析-多元回归分析”的实证流程，运用SPSS25.0软件完成数据运算。

（二）变量描述性统计

对对数化处理后的变量进行描述性统计，结果如下表所示：

表2 变量描述性统计结果

（三）相关性检验

为验证变量选取合理性，同时识别多重共线性问题，开展皮尔逊相关性检验，结果如下表所示：

表3 变量相关性检验结果

注：*表示P<0.05，**表示P<0.01，下同

由相关性检验结果可知，五大解释变量与被解释变量lnY均在5%及以上水平显著正相关，变量选取具备合理性。但除lnX2外，其余解释变量之间存在显著相关性，存在严重多重共线性问题，因此需采用主成分分析法优化数据，消除共线性干扰。

（四）主成分分析适用性检验

通过KMO检验和巴特利特球形度检验，验证主成分分析适用性，结果如下：

表4 KMO与巴特利特检验结果

本次检验KMO值为0.526，大于0.5的临界标准，巴特利特检验显著性P值为0.000，小于0.01，说明变量数据适合开展主成分分析。

（五）主成分提取与得分计算

对五个解释变量进行因子提取，得到总方差解释结果，如下表所示：

表5 总方差解释结果

由上表可知，仅第一主成分特征值大于1，方差累积贡献率达71.643%，能够涵盖五个解释变量的核心信息，因此选取第一主成分作为综合变量V，替代原有五个自变量。通过成分得分系数矩阵，计算主成分表达式，结果如下表：

表6 主成分得分系数矩阵

据此得到主成分综合变量公式：V=0.248lnX1+0.041lnX2+0.291lnX3+0.252lnX4+0.286lnX5。对综合变量V与被解释变量lnY进行相关性检验，二者相关系数为0.782，P值0.008<0.05，存在显著正向相关关系，可开展回归分析。

（六）回归模型结果与分析

以lnY为被解释变量、主成分V为解释变量构建线性回归模型，回归结果如下表所示：

表7 回归模型结果

从回归结果来看，模型F统计量P值为0.006，小于0.01，模型整体显著性良好；DW值为2.015，处于无自相关区间，模型不存在序列自相关问题；调整后R²为0.542，说明主成分变量能够较好解释被解释变量的变动，模型拟合效果良好。回归方程为：lnY=0.912V-8.126。

将主成分公式代入回归方程，得到最终变量回归关系式：

lnY=0.226lnX1+0.037lnX2+0.265lnX3+0.230lnX4+0.261lnX5-8.126

（七）实证结果分析

从最终回归方程可以明确，五大解释变量均对我国金融服务贸易出口额呈现显著正向影响，适配一带一路跨境金融合作发展场景，各变量影响效应存在明显差异，具体分析如下：

1. 金融业从业人员人均收入（X3）影响效应最强，系数为0.265。即从业人员人均收入每提升1%，金融服务贸易出口额提升0.265%。在一带一路跨境金融合作中，高端国际化金融人才是核心竞争力，高薪资激励能够集聚跨境结算、海外投融资、国际风控等优质人才，提升跨境金融服务专业化水平，创新适配沿线市场的金融产品，有效推动金融服务出口增长，人才红利是当前竞争力提升的核心动力。

2. 社会融资规模存量（X5）影响次之，系数为0.261。社会融资存量每增长1%，金融服务出口额增长0.261%。实体经济是金融发展的根基，一带一路沿线大量基建、经贸项目催生了海量融资需求，国内社会融资规模存量的稳步扩容，体现了我国金融业强大的资金供给与资源配置能力，能够为跨境金融合作提供充足资金支撑，带动贸易金融、跨境担保、海外投融资等服务出口，提升国际竞争力。

3. 外商直接投资（X1）、软件和信息技术服务业增加值（X4）驱动效应相近，系数分别为0.226、0.230。FDI的流入不仅补充了金融行业资本，更通过技术与管理溢出效应，弥补我国金融机构国际化运营短板，助力适配一带一路国际金融规则；数字信息技术的发展，推动跨境金融服务数字化升级，简化跨境交易流程、降低合作风险，破解了传统跨境金融服务的地域、效率瓶颈，为金融服务出海提供技术支撑。

4. 金融服务开放度（X2）影响最弱，系数仅为0.037。金融开放度每提升1%，金融服务出口额仅增长0.037%。主要原因在于我国金融市场开放仍处于渐进推进阶段，跨境金融开放的风险管控严格，且国内金融产业成熟度不足，对外开放的红利释放不充分；同时一带一路跨境金融合作存在国别风险、汇率风险，一定程度抵消了开放带来的正向效应，导致其影响效应相对微弱。

五、一带一路视域下我国金融服务贸易竞争力提升对策

基于上述实证结果，结合一带一路跨境金融合作的发展特征与现实需求，针对性提出五大提升对策，助力我国金融服务贸易国际化、高质量发展。

（一）优化外资引入结构，深化一带一路跨境金融开放

充分依托一带一路多边合作机制，有序扩大金融市场双向开放，优化金融业FDI引入结构。当前我国金融业外资多集中于东部沿海一线城市，区域布局不均衡，对中西部及沿线跨境合作支撑不足。后续应针对性引导外资流向跨境金融服务、一带一路项目投融资、跨境风控等细分领域，依托外资溢出效应提升国际化服务能力。同时，坚持“开放与风控并重”原则，完善跨境金融监管体系，防范外资无序流动带来的金融风险；推动与沿线国家金融市场互联互通，扩大人民币跨境结算、熊猫债发行等业务规模，拓宽金融服务出海渠道，释放金融开放红利。

（二）完善人才激励体系，培育国际化金融人才队伍

立足人才核心驱动优势，构建“培养-引进-激励”一体化金融人才体系。高校应增设国际金融、跨境金融合作、一带一路经贸金融等特色专业，搭建校企实训平台，定向培育复合型国际化金融人才；加大海外高端金融人才引进力度，完善薪资激励、政策保障机制，匹配行业薪酬水平，激发人才创新活力。同时，针对一带一路跨境金融业务特点，开展专项技能培训，提升从业人员对沿线国家金融规则、汇率风险、地缘经济的认知能力，全面提升跨境金融服务专业化水平，夯实人才支撑。

（三）强化数字技术赋能，推动金融服务数字化出海

持续壮大软件和信息技术产业规模，深化数字技术与跨境金融服务的融合应用。依托大数据、区块链、云计算等技术，搭建一带一路跨境金融服务平台，优化跨境结算、投融资、风险预警等服务流程，降低跨境交易成本。鼓励金融机构开发数字化跨境金融产品，适配沿线中小微企业投融资、贸易结算需求；推动金融科技专利转化落地，提升跨境金融服务的智能化、便捷化水平，打造数字金融服务竞争优势，以技术创新驱动金融服务贸易出口扩容。

（四）优化社会融资体系，夯实金融服务实体经济能力

持续扩大社会融资规模存量，优化融资结构，破解中小企业融资难题，提升金融业整体服务能力。针对一带一路沿线项目融资周期长、规模大的特点，丰富股权、债券、信贷等多元化融资渠道，完善跨境投融资服务体系。加强金融监管与融资风险管控，优化资金配置效率，引导金融资源精准对接实体经济与一带一路跨境合作项目。通过做强国内金融产业根基，提升跨境金融供给能力，以优质的金融服务输出增强国际市场竞争力。

（五）渐进扩大金融开放，释放跨境合作红利

针对金融开放度影响偏弱的问题，坚持循序渐进、稳中有序的开放原则，避免盲目开放带来的产业冲击。结合一带一路国别合作差异，实施差异化开放策略，优先与地缘友好、经贸紧密、金融体系完善的沿线国家深化金融合作，逐步扩大金融服务市场双向开放范围。完善金融开放配套制度，健全跨境金融风险防控、汇率风险管理、外资准入监管体系，平衡开放发展与风险防控，逐步释放金融开放对贸易竞争力的正向驱动效应。

六、结论

本文立足一带一路发展视域，选取2013-2022年十年时间序列数据，通过主成分分析与多元回归模型，实证检验了五大核心变量对我国金融服务贸易竞争力的影响机制。研究表明：我国金融服务贸易竞争力呈稳步提升态势，但相较于欧美金融强国仍存在显著差距；外商直接投资、金融服务开放度、金融业从业人员人均收入、软件和信息技术服务业增加值、社会融资规模存量均对金融服务贸易出口额呈现显著正向影响，其中人才质量、社会融资规模为核心驱动因素，金融开放驱动效应相对薄弱。

在一带一路倡议持续深化的背景下，我国金融服务贸易面临全新的发展机遇与挑战。未来需立足实证研究结论，以人才培育为核心、数字技术为支撑、实体经济为根基、双向开放为抓手，优化金融产业发展结构，提升跨境金融服务能力，持续增强金融服务贸易国际竞争力，充分发挥金融对一带一路经贸合作的支撑作用，推动我国从金融服务贸易大国向贸易强国转型。