我國制成品與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量動態(tài)相關(guān)性分析

戴翔

(1.安徽財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽蚌埠233030;2.中國社會科學(xué)院工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京100836)

一、問題的提起

改革開放30多年來，中國通過發(fā)揮豐富廉價的勞動要素稟賦等優(yōu)勢，融入經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程，抓住了全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)移以及產(chǎn)品價值增值環(huán)節(jié)的國際梯度轉(zhuǎn)移所帶來的歷史性機(jī)遇，通過大量引進(jìn)外商直接投資，積極參與以發(fā)達(dá)國家跨國公司為主導(dǎo)的全球價值鏈分工體系，實現(xiàn)了對外貿(mào)易尤其是貨物貿(mào)易的快速發(fā)展。商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示:1992年至2011年期間中國貨物貿(mào)易額已經(jīng)從1655.3億美元上升至36420.6億美元，其中出口貿(mào)易額從1992年的850億美元迅速攀升到2011年的18986億美元，年均增長率高達(dá)16.81%。中國在貨物貿(mào)易增長方面所取得的舉世矚目成就曾被國內(nèi)外學(xué)術(shù)界稱為所謂“中國貿(mào)易量增長之謎”。然而，就在中國貨物貿(mào)易呈現(xiàn)“爆炸式增長”的同時，兩個較為突出的問題也越來越受到理論和實踐部門的關(guān)注:一是中國貨物貿(mào)易尤其是制成品出口貿(mào)易大多屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)或者是高端產(chǎn)業(yè)的低端環(huán)節(jié)，粗放型特征較為明顯，而長期以低端嵌入的方式融入全球分工體系，容易陷入“貧困化”增長陷阱，從而形成一種所謂“低端道路”的路徑依賴［1－2］。許多代表性的觀點認(rèn)為，中國出口貿(mào)易“只賺數(shù)字不賺錢”的本質(zhì)實際上就是低端嵌入的必然結(jié)果，這也是中國外貿(mào)發(fā)展備受詬病的焦點所在。二是與中國貨物貿(mào)易發(fā)展極不相協(xié)調(diào)的是，中國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展相對滯后。實際上，自20世紀(jì)90年代以來，伴隨信息通信科技的突飛猛進(jìn)和廣泛應(yīng)用，以及全球服務(wù)貿(mào)易規(guī)則的實行，全球服務(wù)貿(mào)易得到了迅猛發(fā)展，貿(mào)易結(jié)構(gòu)正逐步向服務(wù)貿(mào)易傾斜，服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展?fàn)顩r也日益成為衡量一國參與國際競爭能力的重要指標(biāo)之一。然而，統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，雖然近幾年來中國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展也取得了一定成就，但總體規(guī)模仍然偏小，2011年服務(wù)貿(mào)易出口額僅為1826億美元，占貨物貿(mào)易出口額的比重不足10%。正是在上述背景下，理論和實踐部門關(guān)于推動中國制成品出口向全球價值鏈高端攀升，以及加快服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的呼聲亦愈來愈高。中國十二五規(guī)劃綱要中也指出:要提高出口產(chǎn)品質(zhì)量和檔次，大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式。

毋庸置疑，實現(xiàn)中國制成品出口向全球價值鏈高端攀升，以及加快服務(wù)貿(mào)易發(fā)展，對于實現(xiàn)中國外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級具有重要戰(zhàn)略意義。實際上，一方面，貨物貿(mào)易的發(fā)展(主要是制成品)與服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展并非孤立，許多理論和實證研究已經(jīng)證實了二者之間的互動和融合關(guān)系［3－5］;另一方面，不同服務(wù)貿(mào)易部門同樣具有高低端之分，尤其是在國際生產(chǎn)分割(International Fragmentation of Production)快速發(fā)展的背景下，如同制造業(yè)一樣，服務(wù)業(yè)也是一個“碎片化”快速發(fā)展的行業(yè)，其不同環(huán)節(jié)同樣具有“高端”和“低端”之分，換言之，服務(wù)貿(mào)易出口同樣存在技術(shù)含量高低問題。上述分析的意義在于啟發(fā)我們思考:中國制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量，是否存在著某種內(nèi)在動態(tài)相關(guān)性?對上述問題的回答，對于進(jìn)一步推進(jìn)中國外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級，無疑具有重要的政策含義。遺憾的是，關(guān)于這一重要命題的研究仍然較為鮮見。有鑒于此，本文力圖在這一方面做出初步嘗試。

二、簡要的文獻(xiàn)回顧

關(guān)于中國制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量動態(tài)相關(guān)性問題的研究，從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，直接研究還十分缺乏。現(xiàn)有研究主要集中在下述幾個方面。其一，服務(wù)貿(mào)易發(fā)展對貨物貿(mào)易的促進(jìn)作用。Grubel and Walker(1989)的研究認(rèn)為［6］，生產(chǎn)過程迂回化的發(fā)展可以提高制成品生產(chǎn)效率，因為更加迂回的生產(chǎn)過程會帶來更加專業(yè)化的分工，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)而服務(wù)貿(mào)易在其中充當(dāng)了人力資本和知識的“飛輪”，會使制成品生產(chǎn)成本大大降低和產(chǎn)出增加。Hummels(2000)利用1950－1998年的數(shù)據(jù)進(jìn)行測算［7］，結(jié)果表明交通運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展對于貨物貿(mào)易的影響，相當(dāng)于把關(guān)稅從20%降到5.5%的作用，并且港口以及運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施的改善對貨物貿(mào)易的增長也具有重要影響。類似地，Baier和Bergstrand(2001)通過數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)［8］，運(yùn)輸成本每提高10%，貨物貿(mào)易量就會相應(yīng)下降20%。莊麗娟和陳翠蘭(2009)運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)方法［9］，利用1982－2007年中國服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)，實證結(jié)果表明，不同服務(wù)貿(mào)易對制成品貿(mào)易的促進(jìn)作用表現(xiàn)各異，具體而言，生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易部門對制成品出口貿(mào)易的促進(jìn)作用較為明顯，而消費(fèi)性服務(wù)貿(mào)易部門作用較小。公維麗和孔慶峰(2010)利用中國1982－2007年的服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)［10］，通過格蘭杰檢驗分析了服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的因果關(guān)系，結(jié)果表明，中國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展的原因，并據(jù)此得出中國服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易在長期和短期都具有推動作用的結(jié)論。其二，貨物貿(mào)易發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易的促進(jìn)作用。例如，陳憲和程大中(1999)的研究指出［11］，服務(wù)貿(mào)易尤其是生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，是源于貨物貿(mào)易發(fā)展引起的服務(wù)性需求，是貨物貿(mào)易派生物。Kmiura和Lee(2006)針對OECD 1999－2000年間的服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)［12］，貨物貿(mào)易對服務(wù)貿(mào)易具有顯著的推動作用。陳憲和殷鳳(2008)針對貨物貿(mào)易發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易的促進(jìn)作用進(jìn)行實證研究后發(fā)現(xiàn)［13］，貨物貿(mào)易總額每增長1億美元，可帶動服務(wù)貿(mào)易總額增長約439萬美元，其中貨物出口額每增長1億美元，則可帶動服務(wù)出口額增長498萬美元。李楊和蔡春林(2008)運(yùn)用最小二乘法分析了影響中國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的因素［14］，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貨物貿(mào)易每增加1美元，服務(wù)貿(mào)易將增加0.065115美元，貨物貿(mào)易對服務(wù)貿(mào)易的帶動作用甚于服務(wù)業(yè)發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易的影響。其三，貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的互動發(fā)展。Markusen(1989)將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為中間產(chǎn)品引入理論模型［3］，研究結(jié)論認(rèn)為:生產(chǎn)環(huán)節(jié)的細(xì)分可以促使生產(chǎn)專業(yè)化程度提高以及生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，這有助于產(chǎn)品生產(chǎn)和貿(mào)易，而貿(mào)易的發(fā)展又有助于市場的擴(kuò)大，這反過來會進(jìn)一步刺激生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。Svaleryd和Vlachos(2002)從實證研究的角度指出［15］，一國的金融發(fā)展水平進(jìn)而金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平和一國的貿(mào)易發(fā)展水平有很大的正相關(guān)性，二者相互促進(jìn)。胡景巖博士(2008)的研究則進(jìn)一步認(rèn)為［4］，實際上任何貨物貿(mào)易的發(fā)展都離不開服務(wù)貿(mào)易，貨物貿(mào)易的發(fā)生過程必然伴隨和包含著服務(wù)貿(mào)易，而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展又為貨物貿(mào)易提供便利化進(jìn)而促進(jìn)貨物貿(mào)易發(fā)展。于立新和周伶(2012)的分析認(rèn)為［13］，包括中國在內(nèi)的世界貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易呈現(xiàn)融合發(fā)展趨勢，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)成為貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易相互促進(jìn)發(fā)展的主要方向。國內(nèi)外許多學(xué)者在貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的互動發(fā)展關(guān)系上，都存在較為一致的觀點，即，貨物貿(mào)易發(fā)展為服務(wù)貿(mào)易需求創(chuàng)造需求條件，而服務(wù)貿(mào)易則為貨物貿(mào)易的發(fā)展、轉(zhuǎn)型及升級提供服務(wù)，二者相互支撐、互動乃至融合發(fā)展。

現(xiàn)有研究對于我們深化認(rèn)識制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的關(guān)系，無疑具有重要參考價值和意義，但仍有進(jìn)一步拓展的必要和空間，這突出表現(xiàn)在:(1)針對貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的分析，大都停留在“量”的分析上，較少從“質(zhì)”的角度開展;(2)雖然少量研究內(nèi)含了二者在效率提升上的相互作用，但是直接從“質(zhì)”的互動關(guān)系角度展開的研究十分鮮見;(3)從出口技術(shù)含量視角分析二者之間的動態(tài)相關(guān)性，更是一個極為鮮見的重要研究命題。

三、制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量動態(tài)關(guān)系的初步考察

為了初步明晰中國制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的動態(tài)關(guān)系，本文擬通過計算中國制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的交叉相關(guān)系數(shù)(我們用r表示，包括二者的同期相關(guān)系數(shù)、前向相關(guān)系數(shù)以及滯后相關(guān)系數(shù))，以初步驗明中國制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的動態(tài)關(guān)系。在計算二者交叉相關(guān)系數(shù)之前，有必要說明的是中國制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的測度問題。本文借鑒Haussmann、Hwang and Rodrik(2007)提出的關(guān)于測度制成品出口技術(shù)含量的方法［14］，并將其運(yùn)用到服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域，以計算中國制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量。具體步驟如下。首先計算某一可貿(mào)易制成品(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項中某一項服務(wù)商品)的技術(shù)含量(Technological Sophistication Index，TSI)，公式如下:

其中，TSIk即為某一可貿(mào)易制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項k)的技術(shù)含量指數(shù)。ejk是國家j的制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項k)的出口額，Ej是國家j的制成品出口總額(或者是服務(wù)貿(mào)易出口總額)，Yj為該國人均GDP。然后再通過以下公式計算一國制成品出口技術(shù)含量(或者是服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量):

其中，ET即為一國制成品出口技術(shù)含量(或者是服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量)，ek為一國制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項k)的出口貿(mào)易額，E為該國制成品出口總額(或者是服務(wù)貿(mào)易出口總額)，TSIk為制成品k(或者是服務(wù)貿(mào)易出口分項k)的技術(shù)含量。

囿于數(shù)據(jù)的可獲性，以及考慮到制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的樣本區(qū)間一致性，我們計算了1997－2011年中國制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量。使用聯(lián)合國COMTRADE原始數(shù)據(jù)庫中1997－2011年SITC Rev.3四位數(shù)分類貿(mào)易數(shù)據(jù)，以及世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫中公布的1997－2010年各國人均GDP數(shù)據(jù)(2011年的數(shù)據(jù)來自于IMF數(shù)據(jù)庫)，利用上述方法可以計算出1997－2011年度分類制成品(SITC5類至SITC9類)的技術(shù)含量指數(shù)(TSI)以及制成品出口技術(shù)含量指數(shù)(ET)。類似地，利用上述各國人均GDP數(shù)據(jù)，以及聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UNCTAD Statistics)公布的1997－2010年各國服務(wù)貿(mào)易出口分項數(shù)據(jù)以及服務(wù)貿(mào)易出口總額數(shù)據(jù)(2011年的數(shù)據(jù)來自于IMF公布的各國國際收支平衡表)，可計算出1997－2011年度服務(wù)貿(mào)易各出口分項的技術(shù)含量指數(shù)(TSI)以及服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量指數(shù)(ET)①考慮到計算制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量所選取樣本國家的一致性，在綜合考慮數(shù)據(jù)連續(xù)性以及樣本國貿(mào)易額在全球貿(mào)易中的規(guī)模性或者說代表性的基礎(chǔ)上，本文在計算制成品TSI和服務(wù)貿(mào)易出口分項TSI時，所選取的樣本國家和地區(qū)共有26個，分別為:中國、美國、德國、英國、西班牙、法國、日本、愛爾蘭、比利時、澳大利亞、意大利、荷蘭、印度、奧地利、加拿大、新加坡、瑞士、盧森堡、瑞典、瑞士、韓國、俄羅斯、土耳其、挪威、波蘭、巴西。。

如果我們用變量m來表示中國的制成品出口技術(shù)含量，用變量n表示中國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量，那么，樣本期內(nèi)中國制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的交叉相關(guān)系數(shù)的計算公式為:

其中l(wèi)表示滯后期數(shù)，當(dāng)l取負(fù)值時表示前向相關(guān)，取0值時表示同期相關(guān)，取正值表示滯后相關(guān)。cmn(l)表示變量m和n的協(xié)方差，sm和sn分別表示變量m和n在樣本期間內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差。sm和sn的計算公式為:

按照上述方法，本文計算了1997－2011年間中國制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的交叉相關(guān)系數(shù)，如表1所示。

表1 制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的交叉相關(guān)系數(shù)(1997－2011)

由表1計算的結(jié)果我們?nèi)菀卓闯?第一，制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間一直表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，這一點意味著制成品出口技術(shù)含量變量的變化和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的變化之間存在相互的積極作用;第二，制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的正相關(guān)關(guān)系，在前向相關(guān)上(即當(dāng)l取負(fù)值時)，表現(xiàn)為相關(guān)系數(shù)不斷擴(kuò)大的趨勢，在滯后相關(guān)上(即當(dāng)l取正值時)，表現(xiàn)為相關(guān)系數(shù)逐漸減弱的趨勢，在同期相關(guān)上(即當(dāng)l取0時)，二者的相關(guān)系數(shù)最大。上述變化趨勢表明，無論是制成品出口技術(shù)含量對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的影響，還是服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量對制成品出口技術(shù)含量的影響，兩者在時期上越是接近，其影響程度越高。從相關(guān)系數(shù)值本身來看，較強(qiáng)的相關(guān)性主要表現(xiàn)在前向一期、滯后一期以及當(dāng)期?？傊?，初步的分析確實表明，就本文所選取的樣本期間而言，制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量之間具有相互促進(jìn)的動態(tài)關(guān)系。

四、制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量動態(tài)關(guān)系的進(jìn)一步計量分析

上一小節(jié)通過對制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量的交叉相關(guān)系數(shù)的分析，初步明晰了二者之間存在正相關(guān)的關(guān)系。但是由于時間序列的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)之間常常出現(xiàn)偽相關(guān)問題，換言之，幾乎沒有任何聯(lián)系的時間序列的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間，同樣可能計算出較高的相關(guān)系數(shù)，因此，對樣本期間內(nèi)中國制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的計量分析是十分必要的。本部分?jǐn)M采用向量自回歸(VAR)模型對中國制成品出口技術(shù)含量變量(m)與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量(n)之間的關(guān)系給予進(jìn)一步的計量分析。向量自回歸模型(VAR)的特點是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)而建立模型以描述變量之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，它可以不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)。其特征就是把系統(tǒng)中的任何一個內(nèi)生變量均視為是系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)以進(jìn)行模型構(gòu)造，從而將單一變量的自回歸模型推廣至由多元時序變量組成的“向量”自回歸模型，以用于描述隨機(jī)擾動項對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊效應(yīng)。因此，本文將使用VAR模型來研究中國制成品出口技術(shù)含量變量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的動態(tài)影響。

向量自回歸模型(VAR)的表達(dá)式通常為:

其中，yt是s維內(nèi)生變量向量;xt是t維外生變量向量;A1…Ap以及B1…Br為待估計的矩陣參數(shù)，外生變量和內(nèi)生變量分別有r和p階滯后期;ε是隨機(jī)擾動項，隨機(jī)擾動項不能有自相關(guān)，但同期之間可以相關(guān)，不能與模型右邊的變量相關(guān)。利用本文計算的1997－2011年樣本期間中國制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量數(shù)據(jù)，我們可以建立VAR模型。由于VAR模型的建立要求時間序列具有平穩(wěn)性或者具有協(xié)整關(guān)系，并且只有當(dāng)時間序列變量間互為因果關(guān)系時，采用VAR模型才是有效的。

(一)平穩(wěn)性檢驗

此處采用ADF(Augment Dickey－Fuller)單位根檢驗方法對中國制成品出口技術(shù)含量變量(m)與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量(n)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。為了盡可能地降低時序經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的波動性而又不至于改變各變量之間的關(guān)系，我們對各原始變量取了自然對數(shù)，分別計為LnM和LnN。如果時間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)但同階單整，可以進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整性檢驗，以確定時序經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在某種長期穩(wěn)定關(guān)系。在進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗時，可以根據(jù)每個序列的時序圖以確定檢驗類型，并根據(jù)施瓦茨準(zhǔn)則(Schwarz Criterion，SC準(zhǔn)則)和赤池信息準(zhǔn)則(Akaike Information criterion，AIC準(zhǔn)則)自動確定滯后階數(shù)。取自然對數(shù)后的中國制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果見表2。

取自然對數(shù)后的中國制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的原始序列都是非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，所以各原始序列變量都是I(1)序列，即均為一階單整序列，對此，我們可以進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

協(xié)整理論表明，如果兩個時間序列滿足單整階數(shù)相同并且兩者之間存在著協(xié)整關(guān)系，則這兩個非平穩(wěn)的時間序列變量間就存在著長期穩(wěn)定關(guān)系，從而可以有效避免出現(xiàn)偽回歸問題。因此，對于非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)的中國制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量來說，由于二者同階單整，需要進(jìn)行進(jìn)一步的協(xié)整性檢驗，分析它們之間是否具有協(xié)整關(guān)系。目前，在進(jìn)行協(xié)整檢驗時，對于滯后期的選擇通常是一個較為棘手的問題，因為既要考慮到所選滯后期能夠正確反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征，又要同時考慮到所選滯后期能使模型有足夠數(shù)目的自由度。囿于本文樣本區(qū)間的有限性，在SC準(zhǔn)則和AIC信息準(zhǔn)則基礎(chǔ)上，我們選擇的滯后期為2，采用Johansen(1991)極大似然法檢驗上述兩變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，所得結(jié)果見表3。

由表3的檢驗結(jié)果可以看出，在VAR模型中，都至少存在1個協(xié)整關(guān)系，即，變量LnM和LnN之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。

(三)Granger因果關(guān)系檢驗

當(dāng)然，協(xié)整檢驗的結(jié)果只是說明制成品出口技術(shù)含量變量LnM和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量LnN二者之間存在著長期的均衡關(guān)系，但是，二者之間的因果關(guān)系，或者說究竟是哪個變量的變動是另外一個變量變動的原因，仍然需要進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。格蘭杰(Granger)非因果關(guān)系檢驗就是一種用于考察某一時間序列變量是否是另一時間序列變量產(chǎn)生原因的方法，更為重要的是，只有當(dāng)各時序變量之間互為因果關(guān)系時，采用向量自回歸模型才是有效的。由于格蘭杰(Granger)非因果關(guān)系的檢驗結(jié)果對滯后期長度變化比較敏感，即滯后期長度選擇的不同，可能會得到不一致的結(jié)果。因此在檢驗過程中，應(yīng)該選取多個不同滯后期，若所得結(jié)果一致，則結(jié)論較為可信。此處我們選取了3個滯后期，檢驗結(jié)果見表4。

表2 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從表4的檢驗結(jié)果來看，在所選的各個滯后期下，均在至少5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即制成品出口技術(shù)含量是引起服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化的格蘭杰原因，同時服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量也是引起制成品出口技術(shù)含量變化的格蘭杰原因，二者之間存在雙向因果關(guān)系。上述各種檢驗表明，以制成品出口技術(shù)含量變量LnM和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量LnN建立VAR模型是合適的。關(guān)于VAR模型的滯后期選擇問題，本文根據(jù)SC(Schwarz criterion)、AIC(Akaike info criterion)和HQ(Hannan－Quinn criterion)信息量取值最小的標(biāo)準(zhǔn)，以確定模型的滯后階數(shù)。經(jīng)檢驗，滯后期選擇為2時最為合適。進(jìn)一步檢驗后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)VAR模型的滯后期設(shè)定為2時，該模型的特征方程根的倒數(shù)全部在單位圓內(nèi)，說明該VAR模型具備穩(wěn)定性。在平穩(wěn)性檢驗和滯后期檢驗基礎(chǔ)之上，本文最終設(shè)定的VAR模型為:

其中，α0是常數(shù)項，α1，…，α4是各滯后項回歸系數(shù)，εt是隨機(jī)干擾項，即白噪聲。同樣地有:

對(8)式和(9)式進(jìn)行回歸后所得結(jié)果見表5。

表5 VAR模型回歸結(jié)果

從表5的回歸結(jié)果容易看出，一方面，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量滯后一期和滯后兩期的系數(shù)估計值均為正數(shù)，表明服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化對制成品出口技術(shù)含量變化具有正向影響。具體而言，從回歸系數(shù)的估計值來看，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化對未來兩期制成品出口技術(shù)含量變化的影響彈性分別為0.110158和0.098749，也就是說，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化1%將會導(dǎo)致下一期制成品出口技術(shù)含量變化0.11%以及滯后兩期的制成品出口技術(shù)含量變化0.09%，并且從t統(tǒng)計量來看，上述影響均具有顯著性。這一結(jié)論也是符合現(xiàn)有理論解釋的，江靜和劉志彪(2010)的研究認(rèn)為［17］，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)尤其是高級生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，對于制造業(yè)效率提升具有關(guān)鍵性影響，由于產(chǎn)業(yè)是源貿(mào)易是流，因此，我們也可將上述理論解釋理解為服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提高對于制成品出口技術(shù)含量的提高具有關(guān)鍵性作用。另一方面，就制成品出口技術(shù)含量變化對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的影響而言，由于制成品出口技術(shù)含量變量滯后一期和滯后兩期的系數(shù)估計值也均為正數(shù)，表明制成品出口技術(shù)含量變化對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化同樣具有正向影響。具體而言，從回歸系數(shù)估計值來看，制成品出口技術(shù)含量變化對未來兩期服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化的影響彈性分別為1.207352和0.809636，也就是說，制成品出口技術(shù)含量變化1%將會導(dǎo)致下一期服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化約1.21%以及滯后兩期的服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變化約0.81%，并且從t統(tǒng)計量來看，上述影響同樣也均具有顯著性。上述結(jié)果表明，就目前而言，制成品出口技術(shù)含量的提升對于服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提高具備有效的帶動作用，與此同時，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提高對制成品出口技術(shù)含量提升的正向影響效應(yīng)也逐步開始顯現(xiàn)。如果進(jìn)一步比較制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量相互影響的程度，通過回歸系數(shù)的大小可以粗略判斷，較制成品出口技術(shù)含量對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量提升的帶動作用，要高于后者對前者的作用。對此，可能的解釋在于，由于當(dāng)前中國服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展仍然處于起步階段，也可以說服務(wù)業(yè)尤其是高級生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，可能更多地是源自于制造業(yè)發(fā)展的“需求帶動效應(yīng)”。相對于制成品貿(mào)易而言，中國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展相對滯后且國際競爭力相對較弱，或許就是證明。因此，表現(xiàn)在制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易技術(shù)含量的動態(tài)關(guān)系上，就目前的發(fā)展階段而言，可能更多地體現(xiàn)為前者對后者的帶動作用要甚于后者對前者的推動作用。

五、簡要結(jié)論及啟示

本文通過計算樣本期內(nèi)中國制成品出口技術(shù)含量變量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量變量之間的交叉相關(guān)系數(shù)，對二者之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行初步考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是前向相關(guān)還是滯后相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)都是正值，表明二者之間存在相互積極的動態(tài)作用。對于上述關(guān)系的初步判斷，為了避免可能出現(xiàn)的偽相關(guān)問題，本文進(jìn)一步通過建立VAR(2)模型給予了計量檢驗，結(jié)果表明:制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量之間具有協(xié)整關(guān)系并且存在著雙向因果關(guān)系，來自制成品出口技術(shù)含量的變化對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的改變具有顯著的影響，與此同時，來自服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的變化對制成品出口技術(shù)含量的改變同樣具有顯著的影響。但是就二者的影響程度而言，前者對后者的帶動作用似乎更強(qiáng)于后者對前者的推動作用。當(dāng)然，囿于數(shù)據(jù)的可獲性，以及考慮到制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的樣本區(qū)間一致性，我們僅以1997－2011年為樣本區(qū)間考察了二者之間的關(guān)系，因此，上述分析結(jié)果也僅是根據(jù)此樣本區(qū)間所得，或者說本文結(jié)論更多地說明中國制成品和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量當(dāng)前所表現(xiàn)出來的內(nèi)在關(guān)系。如果在數(shù)據(jù)可得的情況下，我們可以進(jìn)一步研究在其它時間段內(nèi)二者之間的關(guān)系，或者在更長的區(qū)間內(nèi)考察二者關(guān)系。顯然，這有待于統(tǒng)計數(shù)據(jù)可獲性的提高，也是我們進(jìn)一步研究的方向。

在中國外貿(mào)發(fā)展方式亟需轉(zhuǎn)型升級的大背景下，本文基于制成品出口技術(shù)含量與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的動態(tài)相關(guān)性的分析，所得上述結(jié)論無疑具有重要的政策含義。提升中國制成品出口質(zhì)量和檔次以向全球價值鏈高端攀升，以及大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，作為中國外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級的重要內(nèi)容和方向，已經(jīng)成為理論和實際工作部門的共識。本文的研究則進(jìn)一步表明，二者之間并非“孤立”發(fā)展的關(guān)系，而是存在著內(nèi)在“質(zhì)的規(guī)定性”，更具體地說，中國制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量之間具有“互動提升”作用。這一結(jié)論的重要政策含義在于:(1)利用中國制成品出口規(guī)模的在位優(yōu)勢以及提升制成品出口技術(shù)含量的契機(jī)，帶動服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。改革開放以來，中國通過發(fā)揮比較優(yōu)勢抓住了國際產(chǎn)業(yè)資本重組和轉(zhuǎn)移的歷史性機(jī)遇，實現(xiàn)了制造業(yè)的快速發(fā)展，已經(jīng)貼遍全世界的“中國制造”的標(biāo)簽就是明證［18］。當(dāng)前，中國制成品出口規(guī)模已經(jīng)具有在位優(yōu)勢，目前已經(jīng)進(jìn)入了轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵階段。我們應(yīng)該充分利用提升中國制成品質(zhì)量和檔次的重要契機(jī)，將其對生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)尤其是高級生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的潛在需求轉(zhuǎn)化為國內(nèi)有效現(xiàn)實需求，從而帶動國內(nèi)服務(wù)業(yè)尤其是高級生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而是服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。(2)在大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的同時，要注重提升服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量在促進(jìn)制成品出口技術(shù)含量提升中的重要作用。本文的研究結(jié)論表明，在一定程度上來說，制成品出口技術(shù)含量的提升，要依賴于服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提升情況。實際上，現(xiàn)有理論已經(jīng)表明，作為服務(wù)貿(mào)易之源的服務(wù)業(yè)尤其是高級生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)，是制造業(yè)起飛的“翅膀”和“聰明的腦袋”，在一定程度上規(guī)定著制造業(yè)效率進(jìn)而制成品出口技術(shù)含量。因此，我們在大力呼吁發(fā)展服務(wù)貿(mào)易時，不僅要注重服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)張，更應(yīng)注重服務(wù)貿(mào)易質(zhì)量的提升，更為確切地說，注重現(xiàn)代新型服務(wù)業(yè)的發(fā)展。此外，我們還應(yīng)當(dāng)看到，不同服務(wù)貿(mào)易部門同樣具有高低端之分，尤其是在國際生產(chǎn)分割日益發(fā)展的背景下，如同制造業(yè)一樣，服務(wù)業(yè)也是一個“碎片化”快速發(fā)展的行業(yè)，其不同環(huán)節(jié)同樣具有“高端”和“低端”之分，服務(wù)貿(mào)易出口同樣存在著附加值高低的問題。換言之，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量本身就是外貿(mào)發(fā)展方式的重要表現(xiàn)。如果我們在一味地強(qiáng)調(diào)大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的過程中，不注重服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的提升，或者說只注重“量”的擴(kuò)張的話，那么很可能會使得中國外貿(mào)發(fā)展方式在未擺脫目前困境時又會陷入另一個困境，即在制成品出口尚未完全擺脫全球價值鏈低端鎖定的情況下，服務(wù)貿(mào)易本身又陷入“比較優(yōu)勢陷阱”的可能性。因此，“大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易”作為中國外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)容和方向之一，不僅僅只著重于“量”的擴(kuò)張，更應(yīng)注重于“質(zhì)”的提升。在制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量具有內(nèi)在互動發(fā)展關(guān)系的情況下，更應(yīng)如此。當(dāng)然，如何更好地實現(xiàn)中國制成品出口技術(shù)含量和服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量的互動提升，從而更好地推進(jìn)中國外貿(mào)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型升級，進(jìn)一步的探討已超出本文研究范圍，是一個有待深入研究的大課題。

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