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中國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展實證研究
[摘 要] 從實證角度建立了中國服務(wù)貿(mào)易、貨物貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整模型，檢驗得出我國服務(wù)貿(mào)易與GDP之間存在長期均衡關(guān)系，服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的貢獻大于貨物貿(mào)易出口的貢獻。
[關(guān)鍵詞] 服務(wù)貿(mào)易進出口 經(jīng)濟增長 協(xié)整關(guān)系
一、引言
目前,發(fā)達國家已經(jīng)進入服務(wù)經(jīng)濟社會，而我國的服務(wù)經(jīng)濟與國際水平相比還有一定差距。我國第十一個五年規(guī)劃提出“到2010年服務(wù)貿(mào)易進出口總額達到4000億美元”的發(fā)展目標(biāo)。
隨著我國全面加入WTO，我國如何迎接這個“服務(wù)經(jīng)濟”時代的到來，發(fā)展服務(wù)經(jīng)濟是擺在我們面前的一個重要的理論和實踐問題。
二、中國服務(wù)貿(mào)易和經(jīng)濟增長的實證分析
宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)往往都是非平穩(wěn)的，應(yīng)用古典回歸計量方法所得到的估計量可能是有偏的，進而造成錯誤的回歸結(jié)果。20世紀(jì)80年代恩格爾—格蘭杰（Engle-Granger）提出了可對非平穩(wěn)時間序列進行協(xié)整分析的計量方法。
1.指標(biāo)的確定和樣本的選取
選擇1985年～2005年中國國民生產(chǎn)總值（GDP）、服務(wù)貿(mào)易出口額、服務(wù)貿(mào)易進口額、貨物貿(mào)易出口額和貨物貿(mào)易進口額五個指標(biāo)。服務(wù)貿(mào)易進出口額根據(jù)各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和國家外匯管理局《國際收支平衡表》計算得出。國民生產(chǎn)總值、貨物貿(mào)易進出口額來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》，按美元計算。
為了消除各指標(biāo)存在的異方差問題，將上述五個指標(biāo)取自然對數(shù)，取對數(shù)后各指標(biāo)分別表示為：國民生產(chǎn)總值：lngdp；服務(wù)貿(mào)易出口額：lnse；服務(wù)貿(mào)易進口額：lnsi；貿(mào)易出口額：lnge；貿(mào)易進口額：lngi。由于篇幅關(guān)系，不能列出各指標(biāo)原值，
2.單位根檢驗
在進行各指標(biāo)的協(xié)整關(guān)系檢驗之前，首先要確定各個指標(biāo)的平穩(wěn)性。采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗進行時間序列的單位根檢驗。
ADF的檢驗結(jié)果見表1，取對數(shù)后的各指標(biāo)均不能在在5%的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設(shè)，即各指標(biāo)是非平穩(wěn)的。而其一階差分后值在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設(shè)，因此取對數(shù)后的各指標(biāo)均是I(1)單位根的時間序列。
表1 ADF單位根檢驗
注:*、**、***分別表示在10%、5％、1％的顯著性水平上拒絕有單位根(非平穩(wěn))的原假設(shè)。
3.協(xié)整檢驗
為了克服小樣本條件下EG兩步法參數(shù)估計的不足， Johnsen和Juselius提出了自回歸模型VAR，即建立VAR(p)來估計模型的長期均衡關(guān)系，以得到一個有效無偏估計量。
使用極大似然估計法檢驗經(jīng)差分修正后的模型時對滯后量比較敏感，所以在滯后期數(shù)的選擇上，本文參照赤池信息準(zhǔn)則AIC(Akaike info criterion)和施瓦茨準(zhǔn)則SC(Schwarz criterion)。檢驗結(jié)果如表2所示，AIC和SC準(zhǔn)則檢驗結(jié)果得出滯后量為2。
表2 滯后量檢驗（*表示準(zhǔn)則選擇的結(jié)果）
用JJ(Johansen-Jusdius)跡統(tǒng)計量協(xié)整檢驗法得知五個指標(biāo)存在2個協(xié)整方程，用Eviews 5.1計算協(xié)整關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化后各指標(biāo)的協(xié)整方程如下（括號內(nèi)為各變量的標(biāo)準(zhǔn)誤差）：
LNGDP＝7.68＋5.41*LNSE－2.78*LNSI＋1.29*LNGE－3.01*LNGI
(2.77941)(1.46836)(0.80763) (1.97499)
從協(xié)整關(guān)系來看，服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易的出口跟經(jīng)濟增長正相關(guān)，而服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易進口跟經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān)。長期來看，結(jié)果表明，lnse關(guān)于Ingdp的長期彈性為5.41，表示如果我國服務(wù)貿(mào)易出口總額每增長1％，我國GDP會增長5.4%左右。lnge關(guān)于Ingdp的長期彈性為1.29，如果我國貨物貿(mào)易進口總額每增長1%，我國GDP會增長1.29％左右。因此，每單位服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的貢獻大于貨物貿(mào)易出口的貢獻。
4.Granger因果檢驗
協(xié)整檢驗顯示變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗。 根據(jù)AIC 和SC最小化準(zhǔn)則，在進行Granger檢驗時本文選取滯后期為2，各指標(biāo)的Granger因果檢測結(jié)果如表3所示。
從Granger因果檢驗的結(jié)果中可以看出，在5％置信度上服務(wù)貿(mào)易出口、貨物貿(mào)易出口和國民生產(chǎn)總值之間存在單向的Granger因果關(guān)系，而服務(wù)貿(mào)易進口、貨物貿(mào)易進口和國民生產(chǎn)總值之間不存在Granger因果關(guān)系。服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易出口是經(jīng)濟增長的原因，反之不成立。
三、中國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對策
1.發(fā)展服務(wù)貿(mào)易出口，扭轉(zhuǎn)服務(wù)貿(mào)易逆差
從協(xié)整模型來看，服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的貢獻度大于貨物貿(mào)易出口。發(fā)展服務(wù)貿(mào)易有利于我國改變目前粗放型的經(jīng)濟增長模式，改變“三高一低”粗放的局面。我國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力還較低，服務(wù)貿(mào)易總體逆差，增長不穩(wěn)定，國際市場占有率低，貿(mào)易競爭指數(shù)小。而服務(wù)貿(mào)易狀況代表一個國家在世界經(jīng)濟分工中所處的地位，因此，我們要重視服務(wù)產(chǎn)業(yè)的出口。培育和發(fā)展我國服務(wù)產(chǎn)業(yè)，大力開發(fā)國外市場，增加服務(wù)出口，提高我國GDP的服務(wù)出口彈性，對促進我國經(jīng)濟增長來說，既是緊迫任務(wù)，也是長期戰(zhàn)略選擇。
2.保持合理服務(wù)貿(mào)易進口，改善對外貿(mào)易環(huán)境
從協(xié)整模型看，雖然服務(wù)貿(mào)易進口跟我國經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān)，但是服務(wù)貿(mào)易進口推動了服務(wù)貿(mào)易出口的需求，為貨物貿(mào)易提供了源動力。因此，我國的貿(mào)易政策同樣應(yīng)該重視服務(wù)貿(mào)易進口的積極作用，不斷提高我國服務(wù)貿(mào)易進口的產(chǎn)出彈性，使服務(wù)貿(mào)易進出口保持平衡。只有這樣，才能使我國更好地參與國際分工，從貿(mào)易中獲益更多，以利于我國經(jīng)濟可持續(xù)性發(fā)展。
3.以外貿(mào)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換為出發(fā)點，促進貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易協(xié)同發(fā)展
協(xié)整模型得出服務(wù)貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長的貢獻度比貨物貿(mào)易大。服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易具有相互依存、相互促進的關(guān)系，一方面，貨物貿(mào)易出口對服務(wù)貿(mào)易出口有顯著的拉動效應(yīng);另一方面，服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易起著支撐和促進作用，貨物貿(mào)易優(yōu)勢的發(fā)揮與競爭力的提升在很大程度上與相關(guān)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展有著密切的關(guān)系。因此在我國外貿(mào)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變時必須大力促進服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，使我國貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易協(xié)同發(fā)展，進而促進我國經(jīng)濟增長。
參考文獻:
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