黃佳琪　張偉強

摘要：服務貿易的快速發(fā)展迫切要求服務貿易理論的完善。對于國際服務貿易理論的研究，不同學者有著不同的觀點。本文主要介紹了伯格斯模型，并基于伯格斯模型分析檢驗了我國服務貿易的凈進口與我國貨物價格貿易條件之間的關系，初步證明了該模型在我國的適用性，并據此分析結果給出我國服務貿易的相關建議。

關鍵詞：伯格斯模型；服務凈進口；服務凈出口；貨物價格貿易條件

一、引言

近三四十年里，國際服務貿易迅猛增長，促使理論界尋求建立完整的服務貿易理論體系的基石——國際服務貿易純理論，于是國際服務貿易領域出現(xiàn)了理論追趕實踐的情形。在建立國際服務貿易理論的過程中首先面臨的是傳統(tǒng)的商品比較優(yōu)勢是否能夠適用于服務貿易中的爭論，對此不同學者持有不同的三種觀點：1、比較優(yōu)勢理論完全不適用于服務貿易。2、比較優(yōu)勢理論完全適用于服務貿易。3、對比較優(yōu)勢理論進行修正進而應用于服務貿易。第三種觀點介于完全適用論和不適用論之間，一方面肯定國際貿易基本原理對服務貿易的適用性；另一方面也承認具體理論在解釋服務貿易上的缺陷，主張在利用傳統(tǒng)國際貿易理論解釋服務貿易時，必須對傳統(tǒng)理論進行若干修正。

在傳統(tǒng)理論框架內研究服務貿易收益的主要代表人物有巴格瓦蒂（Bhagwati），道爾多夫（Deardorff），瓊斯（Jones）和Ruane、伯格斯（Burgess）等。巴格瓦蒂（1984）認為，高收入國家技術和資本密集型服務價格較低，低收入國家勞動密集型服務價格較低。從而發(fā)達國家在金融、工程咨詢、信息處理等資本、技術密集型的服務上相對價格較低，具有比較優(yōu)勢；而發(fā)展中國家在工程承包等勞動密集型服務上具有比較優(yōu)勢。巴格瓦蒂的結論意味著價格差異是服務貿易和商品貿易產生的共同基礎，從而服務貿易給貿易國帶來的收益機制與貨物貿易機制是一樣的。迪爾多夫也認為，服務貿易自由化的收益與傳統(tǒng)貿易理論對商品貿易自由化收益的理論概括沒有區(qū)別，即貿易自由化會給貿易雙方都帶來好處。伯格斯則將服務看作是一種中間投入品，認為即使服務貿易能夠提高全球效率，也未必能給貿易雙方都帶來好處，服務進口國的貿易條件會惡化。

國內也有許多學者進行關于服務貿易對貨物貿易影響的問題研究。楊杰、宋馬林（2012）通過對中美兩國生產性服務貿易與貨物貿易競爭力動態(tài)相關性的對比研究，認為兩國生產性服務貿易競爭力與貨物貿易競爭力呈正相關關系。李進才（2012）則以江蘇省為例，基于誤差修正模型對制造業(yè)與生產性服務業(yè)、貨物貿易關系的研究，認為生產性服務能夠促進貨物貿易發(fā)展，但是目前生產性服務的作用還沒有完全顯現(xiàn)。

綜合上述學者的理論與實證研究，服務貿易與貨物貿易存在一定相關關系。國外學者理論除伯格斯以外基本均認為服務貿易自由化對貿易雙方均有利，而伯格斯則認為服務貿易自由化會導致服務進口國的貨物貿易條件惡化，從而福利損失。本文主要在前人研究的基礎上，選取了貨物價格貿易條件指數來衡量一國貨物貿易條件變化，并對伯格斯模型進行了驗證。

二、伯格斯模型

伯格斯認為，對標準的H-O模型做簡單修正就能夠獲得適用于服務貿易的一般模型，進而揭示不同國家的服務差別是如何形成比較優(yōu)勢和商品貿易模式的。

（一）伯格斯模型的基本假設

伯格斯模型是在H-O模型的基礎上將原有的2*2*2模型發(fā)展為2*2*3模型，即兩個國家、兩種生產要素勞動L和資本K、生產兩種產品和一種服務。其假設條件與H-O模型假設條件基本相同：1、兩國消費者的消費偏好相同，即面對相同的相對價格時，兩國消費者對兩種產品的相對需求時一樣的。2、兩國產品生產部門的生產技術水平相同，都投入相同的勞動和資本時，兩國同種產品的產出相同。3、規(guī)模收益不變。4、市場完全競爭。5、生產要素在一國內可以自由流動，在國際上不能流動。6、兩國的要素供給既定不變。7、兩個國家要素豐裕度相反，兩種產品的要素密集度相反。8、產品貿易不存在運輸成本或其他貿易障礙。除以上與H-O模型大體相同的假設條件外，伯格斯模型還有一個關鍵假設，即服務是用來生產兩種產品的中間產品，而不是最終消費產品。

（二）伯格斯模型的主要內容

伯格斯模型的主要內容由兩個方程組構成。

第一個方程組根據經濟活動的成本最小化原理得來的三個單位成本函數：

這樣，根據第一個成本最小化方程組，商品的價格決定了要素的價格，同時決定了各部門對每種要素和服務的單位需求成本，進而根據要素市場均衡條件的第二個方程組決定了兩種產品以及服務的產出水平。

（三）伯格斯模型的結論

1、服務生產的技術差異是影響產品生產比較優(yōu)勢的重要因素

在存在技術、貿易政策壁壘阻礙服務貿易的情況下，服務只能作為產品生產的中間產品隨著產品的貿易進行間接貿易，那么服務供給上的技術差異將成為產品生產比較優(yōu)勢的重要決定因素。各國服務提供者的服務技術差異形成比較優(yōu)勢，通過具體產品的貿易，決定服務間接貿易的格局。根據要素價格均等化定理，由于兩國進行兩種最終產品的貿易，即使所有的要素以及服務都不能進行貿易，兩國的要素價格和服務價格的差異也會縮小。

2、服務貿易自由化對服務出口國有利，卻會導致進口國的貨物貿易條件惡化

在巴格瓦蒂研究的基礎上，伯格斯認為發(fā)達國家具有比較優(yōu)勢的服務主要密集使用在資本密集型產品的生產上，而發(fā)展中國家具有比較優(yōu)勢的服務主要密集使用在勞動密集型產品上。那么當服務可以自由貿易時，各國會出口本國具有優(yōu)勢的服務，進口本國不具有比較優(yōu)勢的服務。但是進口的服務密集使用的要素與本國豐裕要素相反，且密集使用在本國相對不具有比較優(yōu)勢的產品生產上，又因為一個國家的要素供給是既定的，那么服務的進口將會導致服務進口國具有比較優(yōu)勢的產品產量下降，從而影響了本國的比較優(yōu)勢，使得服務進口國的貿易條件惡化。

舉例說明，美國是資本豐裕的國家，其服務密集使用資本要素，且服務密集使用在資本密集型產品上；而中國是勞動豐裕的國家，且其服務密集使用勞動，勞動密集型產品具有比較優(yōu)勢。當服務可以貿易時，中國會出口勞動密集型產品進口美國的服務。由于美國的服務密集使用在資本密集型產品的生產上，中國對于服務的進口將導致資本密集型產品生產的增加，又因為中國國內資本和勞動要素既定不變且不可國際流動，那么資本密集型產品生產的增加勢必會導致勞動密集型產品生產的下降，從而導致了中國貿易條件的惡化。

因此，伯格斯模型說明：服務貿易提高了世界整體福利水平，但是未必兩個國家都能分享到這些增加的福利，服務進口國的貿易條件會惡化。

三、伯格斯模型在中國服務貿易中的實證分析

我國在服務貿易自由化中服務貿易始終處于逆差狀態(tài)，因此可將我國看作是服務貿易的凈進口國。本文選取我國1997-2012年的數據，考察我國服務貿易凈進口額與貨物價格貿易條件變化之間的關系。

（一）服務凈進口與貨物價格貿易條件變化的關系

1、數據選取、指標建立與說明

我國服務貿易凈進口額由服務貿易進口額減去出口額得到，以符號NIST（Net Import of Service Trade）來表示我國服務貿易凈進口額。

價格貿易條件是一國出口商品與進口商品的交換比價，又稱為凈實物貿易條件（Net Barter Terms of Trade，NBTT）。其公式為NBTT=Px/Pm，其中，Px為出口商品的價格指數，Pm為進口商品指數。如果一國出口價格指數的上升快于進口價格指數的上升，NBTT增大，表明一國的價格貿易條件改善，表示該國從貿易中獲得的貿易利益增加；反之，NBTT下降，貿易條件惡化，貿易利益減少。

本文通過《中國統(tǒng)計年鑒》中“主要進出口商品數量和金額”一項，由進出口金額除以進出口數量得出1997年基期的進出口商品價格，再乘以其他年份進出口商品的數量后求和，即得出帕氏公式中的分母項，進出口價格指數的分子項即為每年主要進出口商品金額的總和。（具體數據見表1）

2、實證檢驗結果與分析

根據表1數據做出我國服務貿易凈進口與貨物價格貿易條件的變化趨勢圖（見圖1）

從上述趨勢圖可看出我國服務貿易凈進口持續(xù)增長，與此同時我國的貨物價格貿易條件呈現(xiàn)逐漸惡化趨勢。1997-2007年我國服務貿易凈進口增長緩慢，此階段我國貨物價格貿易條件下降的趨勢也比較緩慢；從2007年起，我國服務貿易凈進口快速增長，同時可看出我國貨物價格貿易條件惡化趨勢也逐漸明顯。

進一步地，用Eviews5.0來檢驗我國服務貿易凈進口的增長情況和貨物價格貿易條件之間的相關關系，即logNIST對NBTT的影響。

（1）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

應用Eviews5.0對時間序列數據logNIST、NBTT兩個時間序列數據進行平穩(wěn)性檢驗，結果如下（見表2）：

由表2可知，兩個時間序列l(wèi)ogNIST和NBTT的水平值的平穩(wěn)性檢驗是不顯著的，即時間序列數據logNIST和NBTT是不平穩(wěn)的。但是logNIST_1和NBTT_1的平穩(wěn)性檢驗t值的絕對值大于1%顯著性水平下的臨界值的絕對值，所以logNIST_1和NBTT_1是平穩(wěn)的，即在一階差分的情況下，可視logNIST和NBTT為平穩(wěn)序列，稱其為一階單整。

（2）回歸結果及協(xié)整檢驗

因時間序列數據logNIST和NBTT為一階單整，因此可對其進行回歸分析，回歸分析后做協(xié)整檢驗。

首先應用Eviews5.0來分析我國服務貿易凈進口NIST對我國貨物價格貿易條件NBTT的影響，回歸結果如下：

由表可知，回歸結果的殘差序列e的ADF檢驗t統(tǒng)計值為-3.8568，其絕對值大于5%顯著性水平下的t的臨界值的絕對值，所以可以拒絕原假設。殘差序列e平穩(wěn)序列。這說明logNIST和NBTT之間具有協(xié)整關系，即貨物交個貿易條件NBTT與服務貿易凈進口NIST具有長期均衡的關系。

（3）格蘭杰因果檢驗

為保證變量logNIST與變量NBTT二者之間的長期均衡關系具有因果關系，那么需要對兩個變量logNIST和NBTT進行格蘭杰因果檢驗，應用Eviews5.0檢驗結果如下表4：

2.檢驗標注時當確定5%的概率水平下，概率值大于臨界值是接受零假設，否則拒絕零假設。

從檢驗結果中可看出，在滯后期為1、2的情況下，logNIST不是NBTT的格蘭杰原因概率分別為0.02746和0.02621，小于5%，所以可拒絕原假設；但是在滯后期為3、4的情況下，logNIST不是NBTT的格蘭杰原因的概率分別為0.30602和0.77575，大于5%，故接受原假設。即在短期內，logNIMP的變動是引起NBTT變動的主要原因，但是從長期來看，logNIMP的變動并不是引起NBTT變動的主要原因。

（4）結論

從上述計算和回歸結果可以得出一個重要的結論，即短期內，隨著服務凈進口的增加，我國的貨物價格貿易條件出現(xiàn)了惡化，這個結果驗證了伯格斯模型的結論。具體來說，服務凈進口增加1個百分點，貨物價格貿易條件將會惡化13.36424個百分點。1997-2003年，我國服務凈進口呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢，而貨物價格貿易條件隨著呈現(xiàn)穩(wěn)步惡化趨勢；2003-2012年，我國服務凈進口有細微的波動，但是整體上升趨勢明顯，而貨物價格貿易條件整惡化的趨勢也很明顯。雖然服務凈進口與貨物價格貿易條件整體趨勢符合伯格斯模型的結論，但是具體到某一年并不是完全符合?？紤]到伯格斯模型所假設的服務為生產者服務，接下來將我國服務凈進口數據進行處理得出生產者服務凈進口數額，從而分析生產者服務凈進口與貨物價格貿易條件的關系。

（二）生產者服務凈進口與貨物價格貿易條件變化的關系

生產者服務是圍繞企業(yè)生產進行的，是指市場化的非最終消費服務，即用于其他商品或服務生產的中間投入的服務。根據國際收支平衡表，本文將生產者服務定義為包括運輸服務、通訊服務、建筑服務、保險服務、金融服務、計算機和信息服務、專有權利使用和特許費、咨詢、廣告宣傳、其他商業(yè)服務在內的各類服務，以PSNIST表示生產者服務貿易凈進口（見表3）。

由于伯格斯模型中的服務是生產者服務，在只考慮與生產者服務凈進口與貨物價格貿易條件的關系時，其關系更加明顯（見圖2）：

進一步地，用Eviews5.0檢驗我國生產者服務貿易凈進口和價格貿易條件之間的相關關系，結果如下：

2、兩個時間序列NBTT和logPSNIST為一階單整，其回歸結果通過了協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗：生產者服務凈進口PSNIST是影響我國貨物價格貿易條件的短期因素，這里不展示具體的檢驗過程。

實證結果進一步驗證了伯格斯模型。隨著生產者服務凈進口的增加，我國的貨物價格貿易條件惡化，而且貨物價格貿易條件與生產者服務凈進口的擬合程度與分析服務貿易總量時相比有所提高。

四、結論及相關政策建議

（一）我國作為服務貿易的凈進口國驗證了伯格斯模型的結論

根據文章第三部分對我國服務凈進口和貨物價格貿易條件之間關系的考察與檢驗，我們可以看出我國服務貿易的凈進口額和貨物價格貿易條件呈現(xiàn)出了比較明顯的負相關性。進一步地，根據伯格斯模型中把服務作為中間投入品的特性，又檢驗了我國生產者服務貿易凈進口和貨物價格貿易條件的關系，結果顯示出更強的負相關性。這驗證了伯格斯模型的結論。

（二）我國服務貿易應采取適當的對外開放和貿易戰(zhàn)略

我國在參與服務業(yè)的對外開放過程中貨物價格貿易條件惡化，而貨物價格貿易條件是衡量一個國家貿易福利水平的重要指標。因此，當考察我國服務業(yè)的開放和貿易的收益時，不僅僅要看到服務貿易對我國經濟增長和貨物貿易總量的促進作用，還要注意到我國貨物價格貿易條件惡化帶來的福利損失。因此，我國在制定服務業(yè)對外開放與服務貿易發(fā)展戰(zhàn)略時，應堅持采取逐步開放的戰(zhàn)略。以計算機和信息服務為例，其凈出口對我國貨物價格貿易條件的改善起到了反作用，所以我國應先對類似的服務產業(yè)進行保護以增強其競爭優(yōu)勢比盲目開放更好。（作者單位：中央民族大學經濟學院）

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注解：

① 帕氏指數：又稱報告期加權綜合指數，是1874年德國學者帕煦（Paasche）所提出的一種指數計算方法。它是在計算一組項目的綜合指數時，把作為權數的變量固定在報告期。計算公式：P0i基期第i種股票價格，P1i計算期第i種股票價格，Q1i為計算期第i種股票的發(fā)行量或成交量。

② 本文基期為1997年