鄒嘉麗 杜紅梅

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)商學(xué)院，湖南長沙410128)

一、引言

隨著“服務(wù)經(jīng)濟”時代的到來，服務(wù)貿(mào)易在各國經(jīng)濟發(fā)展中的地位也越來越重要。改革開放以來，雖然我國服務(wù)貿(mào)易得到了迅速發(fā)展，但總量不足，整體發(fā)展水平不高。而且近年來我國服務(wù)貿(mào)易長期處于逆差地位，2013年逆差高達(dá)1184.6億美元。自從加入WTO以來，我國服務(wù)業(yè)逐步開放，服務(wù)業(yè)FDI呈現(xiàn)增長態(tài)勢，2013年達(dá)614.51億美元，比1993年的136.3億美元增長了4倍多。相對于制造業(yè)而言，服務(wù)業(yè)FDI份額逐漸增加，對我國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展會產(chǎn)生長期穩(wěn)定影響。當(dāng)今，服務(wù)貿(mào)易已成為衡量一國現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展程度的重要標(biāo)準(zhǔn)之一，探尋服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系作為我國外經(jīng)貿(mào)政策的優(yōu)化與調(diào)整的依據(jù)，對促進我國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者對服務(wù)業(yè)FDI進行了大量研究分析，而國外學(xué)者的研究起步較早，如Alexis Hardin＆Leanne Holmes(1997)［1]強調(diào)了FDI在服務(wù)貿(mào)易中地位的重要性，認(rèn)為如果在服務(wù)貿(mào)易的統(tǒng)計中納入服務(wù)業(yè)FDI，那么服務(wù)貿(mào)易在世界貿(mào)易總額中的份額將會大幅提升。Markusen，Rutherfofd ＆ David Tarr(1999)［2]對服務(wù)業(yè) FDI和市場專業(yè)化問題進行了重點研究，認(rèn)為由于服務(wù)具有不可貿(mào)易的特點，導(dǎo)致對服務(wù)進行貿(mào)易的成本比較高，于是對外直接投資就成為進行服務(wù)貿(mào)易的最佳方式。

我國在21世紀(jì)之前對服務(wù)業(yè)利用FDI的研究較少，進入21世紀(jì)以后此方面的研究逐漸增多，但觀點存在分歧。有些學(xué)者認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI對我國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展沒有很大的促進作用，如董苑玫(2007)［3]通過對我國1984—2005年服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易的數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，在很大程度上我國貿(mào)易的發(fā)展由商品貿(mào)易帶動，而服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易的拉動作用有限;姚黎(2008)［4]認(rèn)為在我國外資的大量進入所引起的對現(xiàn)代服務(wù)的巨大需求只能通過進口來彌補，所以服務(wù)業(yè)進口是FDI的格蘭杰原因，但FDI對服務(wù)貿(mào)易進口沒有促進作用;徐衛(wèi)章(2010)［5]和朱寶玲(2010)［6]通過實證分析均得出服務(wù)業(yè)FDI對于我國服務(wù)貿(mào)易出口的促進作用不明顯的結(jié)論。也有些學(xué)者認(rèn)為吸引服務(wù)業(yè)FDI有利于我國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，如周海蓉(2008)［7]利用23年的數(shù)據(jù)對服務(wù)業(yè)FDI和服務(wù)貿(mào)易進行協(xié)整和因果關(guān)系檢驗，得出外商直接投資是推動中國服務(wù)業(yè)發(fā)展的因素之一;黃海燕(2011)［8]和彭秋艷(2013)［9]進行研究后得出服務(wù)業(yè)FDI和服務(wù)貿(mào)易之間有很強的促進關(guān)系。

在研究服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系時，結(jié)論出現(xiàn)差異可能是因為學(xué)者們研究的時間跨度不同或研究對象不同。長期以來，大多數(shù)學(xué)者在研究兩者關(guān)系時往往把服務(wù)貿(mào)易進出口額作為一個整體來進行分析，而本文將具體分析服務(wù)業(yè)利用FDI分別對服務(wù)貿(mào)易出口額和進口額的影響。

三、服務(wù)業(yè)FDI對我國服務(wù)貿(mào)易影響的理論分析

服務(wù)業(yè)FDI的流入促進了我國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。一方面，給我國服務(wù)市場提供了充足的資金，并帶來先進的技術(shù)，完善了我國服務(wù)市場。另一方面，通過技術(shù)溢出效應(yīng)、競爭效應(yīng)、示范效應(yīng)等促使我國服務(wù)企業(yè)改進技術(shù)、更新理念來提高其在市場上的競爭力，提高我國服務(wù)貿(mào)易的質(zhì)量，有利于我國服務(wù)貿(mào)易的長遠(yuǎn)發(fā)展。下面對服務(wù)業(yè)FDI如何影響我國服務(wù)貿(mào)易進出口做具體分析。

在出口方面，出口導(dǎo)向型服務(wù)業(yè)FDI和市場尋求型服務(wù)業(yè)FDI分別有不同的影響路徑。出口導(dǎo)向型服務(wù)業(yè)FDI的流入可直接擴大我國服務(wù)貿(mào)易的出口。投資國通過在我國注資，利用我國相對低廉的生產(chǎn)要素(如勞動力等)來生產(chǎn)服務(wù)產(chǎn)品，并將這些服務(wù)產(chǎn)品返銷到投資國借以獲得產(chǎn)品的競爭力，這無疑會增加我國服務(wù)貿(mào)易的出口。市場尋求型服務(wù)業(yè)FDI的流入不能直接擴大我國服務(wù)貿(mào)易的出口，而是通過提升服務(wù)貿(mào)易競爭力來實現(xiàn)對出口的促進作用。在這種情況下，投資國的目的是在我國建立子公司，生產(chǎn)出來的服務(wù)產(chǎn)品直接銷往我國市場，來擴大在我國所占的市場份額。在整個過程中，投資國為了占據(jù)有利地位，搶奪更多的市場份額，其注入的服務(wù)業(yè)FDI質(zhì)量一般會高于我國國內(nèi)的服務(wù)業(yè)水平，同樣會產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)和競爭效應(yīng)，由此提升我國服務(wù)水平和服務(wù)貿(mào)易的國際競爭力，最終促進我國服務(wù)貿(mào)易出口。

在進口方面，首先，投資國來我國投資后，在生產(chǎn)要素方面除了對勞動力和資源的需求外，還會產(chǎn)生對資本和技術(shù)的需求，以及在前后產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)上會對保險、法律等服務(wù)產(chǎn)品有需求，即對資本和技術(shù)密集型服務(wù)的需求。而由于我國服務(wù)市場起步晚，服務(wù)行業(yè)相對落后，無法滿足這些生產(chǎn)性的服務(wù)需求，只能通過進口來實現(xiàn)。投資國為了擴大企業(yè)規(guī)模，提升其競爭力，會十分注重服務(wù)功能的優(yōu)化，于是會增加對生產(chǎn)性服務(wù)的進口。其次，F(xiàn)DI可以通過關(guān)聯(lián)效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)等來促進我國的經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長會刺激人們對服務(wù)的需求，而我國服務(wù)產(chǎn)業(yè)相對薄弱，所以只能通過進口來滿足人們的需求。

四、服務(wù)業(yè)FDI對我國服務(wù)貿(mào)易影響的實證分析

(一)數(shù)據(jù)選取與說明

從歷年《中國國際收支平衡表》和商務(wù)部服務(wù)貿(mào)易司官方網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，可得到我國1993—2013年度服務(wù)貿(mào)易進口、出口的數(shù)據(jù)。1997—2013年外商投資在服務(wù)業(yè)的數(shù)據(jù)可直接從《中國統(tǒng)計年鑒》中計算得到。但由于1997年以前的年份并未統(tǒng)計實際利用外資額，只有簽訂的合同總額，所以1993—1996年的數(shù)據(jù)是根據(jù)合同額折算出來的，折算方式為:該年服務(wù)業(yè)實際利用FDI總額 =該年服務(wù)業(yè)簽訂 FDI的合同額×(該年實際利用FDI總額/該年簽訂 FDI合同總額)。所有數(shù)據(jù)的單位統(tǒng)一為億美元。

本文用SFDI來表示我國服務(wù)業(yè)每年實際利用外商投資總額，分別用EX、IM來表示我國每年服務(wù)貿(mào)易出口總額、進口總額。

(二)ADF單位根檢驗

在對時間序列變量進行回歸分析前，先對其進行單位根檢驗，以判斷其是否為平穩(wěn)序列，避免發(fā)生偽回歸現(xiàn)象。為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差性，對所有的數(shù)據(jù)進行了對數(shù)處理，處理后三個變量分別表示為LNSFDI、LNEX、LNIM，再分別對其作一階差分得△(lnSFDI)、△(lnEX)和△(lnIM)。ADF單位根檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

2.△(*)表示*變量的一階差分

3.使用的軟件為Eviews6.0表1中l(wèi)nSFDI的檢驗結(jié)果，ADF檢驗統(tǒng)計量的值是－2.472036，超過了5%的臨界值－3.673616，所以 lnSFDI是不平穩(wěn)的。然后進一步對lnSFDI的一階差分序列進行檢驗，看其是否為平穩(wěn)序列。對于lnSFDI的一階差分的檢驗，ADF統(tǒng)計量的值是－2.339409，小于5%的臨界值 －1.960171;則可知在95%的置信水平下，1993—2013年數(shù)據(jù)是一階平穩(wěn)序列，即lnSFDI是I(1)的。同樣對1993—2013年的lnEX和lnIM進行檢驗，表明在95%的置信水平下兩者也是一階平穩(wěn)序列，即lnEX和lnIM都是I(1)的。

(三)協(xié)整性檢驗

表2 殘差序列單位根檢驗

2.使用的軟件為Eviews6.0.

SFDI與EX和SFDI與IM之間是否存在穩(wěn)定關(guān)系，需進行協(xié)整檢驗。據(jù)協(xié)整理論，若兩個序列之間滿足單整階數(shù)相同且具有協(xié)整關(guān)系，則這兩個序列之間必存在一種長期的均衡關(guān)系，從而有效避免了偽回歸問題。本文采用EG兩步法檢驗。由表1可知一階差分序列△(lnSFDI)、△(lnEX)和△(lnIM)均平穩(wěn)，由此判定lnSFDI、lnEX和lnIM為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提。所以對lnSFDI與lnEX和lnFDI與lnIM分別作OLS回歸，將所得的殘差序列分別保存在名為k1和k2的序列中，并對回歸序列方程中估計殘差序列k1和k2做單位根檢驗，其ADF檢驗結(jié)果如表2所示。

由于k1的ADF統(tǒng)計量－3.104764小于5%的臨界值－1.959071，因此可以認(rèn)為k1為平穩(wěn)序列，進而知lnSFDI和lnEX具有協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整方程:

同理，k2在95%的置信水平下也為平穩(wěn)序列，從而lnSFDI和lnIM也具有協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下:

(四)誤差修正模型

為了得到lnSFDI與lnEX和lnSFDI與lnIM之間的短期動態(tài)均衡關(guān)系，建立誤差修正模型(ECM)。根據(jù)上式(Ⅰ)、(Ⅱ)分別得誤差修正項:

于是，誤差修正模型為:

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在協(xié)整檢驗中已知SFDI與EX和IM之間均存在正相關(guān)關(guān)系，但是不代表服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易進出口之間就存在因果關(guān)系。為了證實它們之間是否存在因果關(guān)系，需對其進行因果關(guān)系檢驗，本文使用的檢驗方法是格蘭杰因果關(guān)系檢驗法，各變量間的因果關(guān)系檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

SFDI不是IM的格蘭杰原因8.06943 4 0.0065拒絕IM不是SFDI的格蘭杰原因17.9156 4 0.0005拒絕

從表3可以看出在5%的顯著性水平下，lnSFDI不是lnEX的格蘭杰原因的假設(shè)和lnEX不是lnSFDI的格蘭杰原因的假設(shè)都被拒絕。所以說服務(wù)業(yè)外商直接投資和服務(wù)貿(mào)易出口之間存在雙向的因果關(guān)系。同樣可以發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)外商直接投資和服務(wù)貿(mào)易進口之間同樣存在雙向的因果關(guān)系。

五、結(jié)論與對策建議

本文通過對我國1993—2013年服務(wù)業(yè)外商直接投資和服務(wù)貿(mào)易進出口進行協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上進行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗來分析我國服務(wù)業(yè)外商直接投資增長與服務(wù)貿(mào)易進出口之間的關(guān)系，得出結(jié)論:

(1)SFDI與服務(wù)貿(mào)易進出口之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。協(xié)整性檢驗表明SFDI與EX和SFDI與IM之間存在協(xié)整方程，SFDI每增加1個百分點，我國的服務(wù)貿(mào)易出口將增加1.257914個百分點，服務(wù)貿(mào)易進口將增加1.333523個百分點。

(2)誤差修正模型表明，誤差修正項的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機制。服務(wù)出口每年對上一年的非均衡偏離糾正程度為7.7%，服務(wù)進口每年對上一年的非均衡偏離糾正程度為7.14%。服務(wù)出口關(guān)于SFDI的短期彈性為0.28，其大于服務(wù)進口關(guān)于 SFDI的短期彈性0.16。

(3)兩個變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，服務(wù)出口和進口都與SFDI之間存在雙向的因果關(guān)系。即服務(wù)進出口推動了外商直接投資，同時SFDI流入又促進了我國服務(wù)貿(mào)易的進出口。

基于實證結(jié)果，結(jié)合當(dāng)前我國服務(wù)貿(mào)易的特點，提出以下對策建議:

第一，將外商直接投資與我國的相關(guān)政策尤其是產(chǎn)業(yè)政策相結(jié)合，合理地引導(dǎo)外商投資投向，防止外資過多地流入某些產(chǎn)業(yè)，造成產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡。同時要加快外資引入服務(wù)業(yè)的速度，特別是促進外資向以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和知識服務(wù)業(yè)為代表的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)移。

第二，應(yīng)加快我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提高服務(wù)質(zhì)量，降低服務(wù)成本。加強對服務(wù)行業(yè)的監(jiān)管，營造公平競爭的服務(wù)貿(mào)易環(huán)境，為吸收外資創(chuàng)造良好的條件。同時加大我國服務(wù)業(yè)的開放力度，并處理好服務(wù)業(yè)開放與合理保護的關(guān)系，根據(jù)自身的情況適當(dāng)?shù)剡M行服務(wù)業(yè)的開放，這可以加大服務(wù)業(yè)FDI的引入。

第三，大力發(fā)展服務(wù)外包，將它變成我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的重點，在宏觀政策、規(guī)劃設(shè)計、人才培訓(xùn)、招商引資、綜合協(xié)調(diào)等方面給予全面支持，鼓勵大規(guī)模、高質(zhì)量的FDI進入服務(wù)外包領(lǐng)域。給予服務(wù)外包發(fā)包商前置審批和工商登記注冊的便利，降低注冊資金的要求，選擇基礎(chǔ)設(shè)施完善、人力資源豐富的城市進行重點扶持，加強服務(wù)外包基地城市的建設(shè)。

［1] Alexis Hardin and Leanne Holmes.Service Trade and Foreign Direct Investment［R] .Ganberra ：Australian Government.Publisher.Service，November 1997：55.

［2] Markusen， J.R.， Rutherford， ＆ David Tarr.Foreign Direct Investment in Services and Domestic Market for Expertise ［R] .Second Annual Conference on Global Economic Analysis，1999(6)：5.

［3] 董苑玫.服務(wù)業(yè)FDI流入與我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的相關(guān)性分析［D] .廣州：廣東外語外貿(mào)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2007.

［4] 姚黎.我國服務(wù)業(yè)的FDI與服務(wù)貿(mào)易發(fā)展關(guān)系的實證分析［J] .商場現(xiàn)代化，2008(21)：11.

［5] 徐衛(wèi)章.FDI對中國服務(wù)貿(mào)易影響的實證分析［J] .黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2010(4)：36.

［6] 朱寶玲.服務(wù)業(yè)FDI流入對我國服務(wù)貿(mào)易影響研究［D] .遼寧：東北財經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2010.

［7] 周海蓉.我國服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的實證分析［J] .預(yù)測，2008(5)：5.

［8] 黃海燕.服務(wù)業(yè)利用FDI與我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展關(guān)系的研究［D] .南昌：南昌大學(xué)碩士學(xué)位論文，2011.

［9] 彭秋艷，盧靈嬌.服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易關(guān)系實證研究［J] .對外經(jīng)貿(mào)，2013(7)：47.