李中堯 郭健全

摘要：本文通過(guò)建立時(shí)間序列，運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)及誤差修正模型等計(jì)量方法，對(duì)我國(guó)1989～2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。分析結(jié)果表明，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系；服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，貨物貿(mào)易出口是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因；誤差修正模型表明，服務(wù)業(yè)FDI變動(dòng)對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的影響要大于貨物貿(mào)易出口。基于以上的實(shí)證研究，本文提出了針對(duì)性的建議。

關(guān)鍵詞：服務(wù)業(yè)FDI；服務(wù)貿(mào)易出口；貨物貿(mào)易出口；實(shí)證分析

一、引言

在經(jīng)濟(jì)全球化及我國(guó)加入世界貿(mào)易組織的雙重影響下，我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易有了很大程度的發(fā)展。盡管如此，由于我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展基礎(chǔ)較薄弱，起步也較晚，和其他的一些發(fā)達(dá)國(guó)家相比服務(wù)貿(mào)易還較弱。

外商直接投資作為一種新的資源配置方式，無(wú)論是對(duì)投資國(guó)還是對(duì)被投資國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都有重要的影響。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)吸引了大量的外商直接投資，2002年我國(guó)已成為世界上第一大引資國(guó)。由于我國(guó)的外商直接投資主要流向了第二產(chǎn)業(yè)，對(duì)貨物貿(mào)易產(chǎn)生了重要的影響，大量的研究也主要集中在外商直接投資對(duì)貨物貿(mào)易的影響，而關(guān)于外商直接投資對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口影響的研究則比較少。因此，研究FDI對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的影響具有很大的意義。本文選取1989～2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)流入服務(wù)業(yè)的FDI與服務(wù)業(yè)出口之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析來(lái)探討外商直接投資與服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系。

二、理論假定、模型及數(shù)據(jù)選取

（一）理論假定

影響一國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的因素有很多，一般主要有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貨物發(fā)展水平、服務(wù)業(yè)開(kāi)放度、FDI等。本文根據(jù)相關(guān)學(xué)者的研究，在外商直接投資的基礎(chǔ)上，又加上一個(gè)控制變量：貨物貿(mào)易出口。本文相關(guān)的變量為：服務(wù)貿(mào)易出口（被解釋變量）、FDI（解釋變量）和貨物貿(mào)易出口（控制變量）。

1. FDI

服務(wù)業(yè)FDI的流入可能對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生替代效應(yīng)，也可能產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)，兩者的大小將共同決定FDI是促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的出口還是阻礙服務(wù)貿(mào)易的出口。如果促進(jìn)效應(yīng)大于替代效應(yīng)，將促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的出口；反之，則會(huì)阻礙服務(wù)貿(mào)易的出口。

（1）替代效應(yīng)。服務(wù)業(yè)是資本密集型企業(yè)，發(fā)達(dá)國(guó)家通常在人力資本、技術(shù)、資金等方面具有比較優(yōu)勢(shì)，而發(fā)展中國(guó)家通常在勞動(dòng)方面具有比較優(yōu)勢(shì)，這使得發(fā)達(dá)國(guó)家的服務(wù)業(yè)具有很強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力，而發(fā)展中國(guó)家服務(wù)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力則較弱。發(fā)展中國(guó)家通常是外資流入國(guó)，即被投資國(guó)。外資進(jìn)入東道國(guó)后將會(huì)通過(guò)貿(mào)易效應(yīng)、技術(shù)溢出等效應(yīng)促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，促進(jìn)東道國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，如果東道國(guó)服務(wù)貿(mào)易增長(zhǎng)的水平不能滿足東道國(guó)對(duì)服務(wù)貿(mào)易的需求，就必然會(huì)導(dǎo)致服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口，F(xiàn)DI的流入就對(duì)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了替代效應(yīng)。

（2）促進(jìn)效應(yīng)。外資的流入會(huì)促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展會(huì)對(duì)服務(wù)產(chǎn)生很大的需求，會(huì)有大量的資金投入到東道國(guó)市場(chǎng)。這些外資的流入會(huì)通過(guò)貿(mào)易效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)等促進(jìn)被投資國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，減少被投資國(guó)服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口。當(dāng)東道國(guó)服務(wù)業(yè)，發(fā)展到一定程度、足夠成熟后，外資的流入就會(huì)促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的出口，F(xiàn)DI的流入就對(duì)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了促進(jìn)效應(yīng)。

2. 貨物貿(mào)易

貨物貿(mào)易的發(fā)展與服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展相輔相成，相互補(bǔ)充。首先，貨物貿(mào)易的發(fā)展在金融、保險(xiǎn)等服務(wù)方面促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，為服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展提供了物質(zhì)基礎(chǔ)。其次，服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展節(jié)約了貨物貿(mào)易的成本，提高了貨物貿(mào)易的效率，促進(jìn)了貨物貿(mào)易的發(fā)展。最后，貨物的生產(chǎn)必然會(huì)產(chǎn)生對(duì)生產(chǎn)者服務(wù)的需求，生產(chǎn)者服務(wù)的生產(chǎn)也和貨物生產(chǎn)緊密相連，兩者的發(fā)展共同促進(jìn)了一國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

（二）模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

1. 模型設(shè)定

本文參考已有的理論和實(shí)證分析，設(shè)定以下模型

EXSt=α0+α1FDISt+α2EXGt+μt（1）

其中，t表示時(shí)期，EXS表示服務(wù)貿(mào)易出口額，F(xiàn)DIS表示流入服務(wù)業(yè)的FDI，EXG表示貨物貿(mào)易出口額， 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，表示不可預(yù)知的影響因素。

2. 數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家外匯管理局公布的歷年《中國(guó)國(guó)際收支平衡表》，貨物貿(mào)易出口額來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，服務(wù)業(yè)FDI的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。需要說(shuō)明的是，1997～2008年的FDI數(shù)據(jù)直接來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，1989～1996年的FDI數(shù)據(jù)通過(guò)計(jì)算、整理得到。

3. 檢驗(yàn)方法

本文應(yīng)用Eviews6.0軟件對(duì)收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以分析服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口與服務(wù)貿(mào)易出口之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，以及FDI是促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的出口還是阻礙服務(wù)貿(mào)易的出口；通過(guò)建立誤差修正模型分析長(zhǎng)期均衡與短期變動(dòng)關(guān)系。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，首先要對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，單位性檢驗(yàn)的方法很多，本文采用最具代表性的ADF檢驗(yàn)方法，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定檢驗(yàn)的滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1，結(jié)果表明所有變量的一階差分都是非平穩(wěn)的，但二階差分都是平穩(wěn)的，即各變量都是二階單整的。

（二）回歸分析與協(xié)整分析

各變量都是二階單整的，因而符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。采用Engle—Granger兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

第一步，建立回歸方程。各變量同為二階單整后，采用普通的OLS方法對(duì)（1）式進(jìn)行回歸分析，得到如下結(jié)果

EXSt=33.1094+0.6255FDISt+0.0822EXGt

（2）

t值 4.29 26.89

伴隨概率P值 0.0005 0

決定系數(shù)R2=0.9967，修正決定系數(shù)R2=0.9963，D.W=1.807，F(xiàn)=2571.68。

修正決定系數(shù)R2=0.9963表明自變量可以解釋因變量變化的99.63%，擬合度高，自變量FDIS和EXG均能通過(guò)1%顯著性水平下的顯著性檢驗(yàn)。查DW檢驗(yàn)表（n=20，k=2）得dL=1.100，dU= 1.537，可見(jiàn)D.W=1.807落在1.537與2之間，表明回歸方程不存在擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)（采用LM檢驗(yàn)法也表明不存在擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)）。因此，（2）式即所求的回歸方程。

第二步，采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)（2）式的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2，結(jié)果表明殘差序列在1%的顯著性水平下不存在單位根，即殘差序列是平穩(wěn)的。因此，我國(guó)的服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口與服務(wù)貿(mào)易出口存在協(xié)整關(guān)系，即三者之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，（2）式即最終的協(xié)整方程。

協(xié)整方程（2）表明，每增加1單位的服務(wù)業(yè)FDI，服務(wù)貿(mào)易出口將增加0.6255單位；每增加1單位的貨物貿(mào)易出口，服務(wù)貿(mào)易出口將增加0.0822單位。由此可以看出，服務(wù)業(yè)FDI促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易的出口，而且服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口的促進(jìn)作用大于貨物貿(mào)易出口。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)時(shí)，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）或施瓦茨準(zhǔn)則（SC）確定滯后期數(shù)的選擇。在這里，滯后期數(shù)取操作上常用的數(shù)字2，結(jié)果見(jiàn)表3。

在EXS與FDIS的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中，服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因（其他滯后期數(shù)也是這個(gè)結(jié)果），服務(wù)貿(mào)易出口是服務(wù)業(yè)FDI的Granger原因。在EXS與EXG的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中，貨物貿(mào)易出口是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，服務(wù)貿(mào)易出口不是貨物貿(mào)易出口的Granger原因（其他滯后期數(shù)也是這個(gè)結(jié)果）。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ECM）可以用來(lái)分析長(zhǎng)期均衡和短期變動(dòng)的關(guān)系，基于（2）式中的殘差序列，建立以下誤差修正模型

EXSt=β0+β1？駐FDISt+β2EXGt+β3ECMt-1+？著t（3）

其中，誤差修正項(xiàng)ECMt-1=EXSt-1-0.6255FDISt-1-0.0822EXGt-1-33.1094，對(duì)（3）式進(jìn)行OLS回歸，結(jié)果為

EXSt=0.3517？駐FDISt+0.0883？駐EXGt-0.9478ECMt-1（4）

t值 2.08 13.91 -3.95

伴隨概率 P值 0.055 0 0.001

決定系數(shù)R2=0.9461，修正決定系數(shù)R2=0.9393，D.W=1.814。

修正決定系數(shù)R2=0.9393表明自變量可以解釋因變量的93.93%，擬合度較高，各自變量均能通過(guò)10%顯著性水平下的顯著性檢驗(yàn)（常數(shù)項(xiàng)未通過(guò)，此處已剔除）。查DW檢驗(yàn)表（n=19，k=2）得dL=1.074，dU =1.536，可見(jiàn)D.W=1.814落在1.536與2之間，表明回歸方程不存在擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)（采用LM檢驗(yàn)法也表明不存在擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)）。

誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以0.948的調(diào)整力度對(duì)非均衡狀態(tài)做出反向修正。從（4）式中各變量的系數(shù)可以看出，服務(wù)業(yè)FDI與貨物貿(mào)易出口的短期變動(dòng)對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的短期影響均是正向的，系數(shù)大小表明服務(wù)業(yè)FDI的短期變動(dòng)對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的影響要大于貨物貿(mào)易出口對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的影響。

四、結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口的實(shí)證分析，我們得出以下結(jié)論：我國(guó)服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易出口之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口額分別增加1%，會(huì)引起服務(wù)貿(mào)易出口額分別增加0.63%、0.08%，服務(wù)業(yè)FDI流入對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的影響要大于貨物貿(mào)易出口對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的影響；Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，服務(wù)貿(mào)易出口是服務(wù)業(yè)FDI的Granger原因；貨物貿(mào)易出口是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，服務(wù)貿(mào)易出口不是貨物貿(mào)易出口的Granger原因。

基于以上的研究，我們有如下建議。

1.根據(jù)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實(shí)際情況，合理引進(jìn)外資，吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，利用FDI溢出效應(yīng)，加快服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提升服務(wù)業(yè)的技術(shù)水平，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易健康、快速的發(fā)展。

2.促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易出口與貨物貿(mào)易出口的協(xié)同發(fā)展。實(shí)證分析的結(jié)果表明，貨物貿(mào)易出口對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易存在促進(jìn)作用。要使服務(wù)貿(mào)易出口的發(fā)展“跟上”貨物貿(mào)易的出口，應(yīng)當(dāng)充分利用服務(wù)業(yè)FDI 來(lái)提升我國(guó)服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，增強(qiáng)我國(guó)服務(wù)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而提高我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的出口。

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*本文系上海市教育委員會(huì)重點(diǎn)學(xué)科（第五期）項(xiàng)目——國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題研究（項(xiàng)目編號(hào)：J50504）的研究成果。

（作者：李中堯，上海理工大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生；郭健全，上海理工大學(xué)副教授、博士）