中國服務(wù)貿易發(fā)展實(shí)證研究

　[摘 要] 從實(shí)證角度建立了中國服務(wù)貿易、貨物貿易與經(jīng)濟增長(cháng)的協(xié)整模型，檢驗得出我國服務(wù)貿易與GDP之間存在長(cháng)期均衡關(guān)系，服務(wù)貿易出口對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻大于貨物貿易出口的貢獻。
　　[關(guān)鍵詞] 服務(wù)貿易進(jìn)出口 經(jīng)濟增長(cháng) 協(xié)整關(guān)系
　　
　　一、引言
　　
　　目前,發(fā)達國家已經(jīng)進(jìn)入服務(wù)經(jīng)濟社會(huì )，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(gè)五年規劃提出“到2010年服務(wù)貿易進(jìn)出口總額達到4000億美元”的發(fā)展目標。
　　隨著(zhù)我國全面加入WTO，我國如何迎接這個(gè)“服務(wù)經(jīng)濟”時(shí)代的到來(lái)，發(fā)展服務(wù)經(jīng)濟是擺在我們面前的一個(gè)重要的理論和實(shí)踐問(wèn)題。
　　
　　二、中國服務(wù)貿易和經(jīng)濟增長(cháng)的實(shí)證分析
　　
　　宏觀(guān)經(jīng)濟數據往往都是非平穩的，應用古典回歸計量方法所得到的估計量可能是有偏的，進(jìn)而造成錯誤的回歸結果。20世紀80年代恩格爾—格蘭杰（Engle-Granger）提出了可對非平穩時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析的計量方法。
　　1.指標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)貿易出口額、服務(wù)貿易進(jìn)口額、貨物貿易出口額和貨物貿易進(jìn)口額五個(gè)指標。服務(wù)貿易進(jìn)出口額根據各年的《中國統計年鑒》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、貨物貿易進(jìn)出口額來(lái)源于各年《中國統計年鑒》，按美元計算。
　　為了消除各指標存在的異方差問(wèn)題，將上述五個(gè)指標取自然對數，取對數后各指標分別表示為：國民生產(chǎn)總值：lngdp；服務(wù)貿易出口額：lnse；服務(wù)貿易進(jìn)口額：lnsi；貿易出口額：lnge；貿易進(jìn)口額：lngi。由于篇幅關(guān)系，不能列出各指標原值，
　　2.單位根檢驗
　　在進(jìn)行各指標的協(xié)整關(guān)系檢驗之前，首先要確定各個(gè)指標的平穩性。采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗進(jìn)行時(shí)間序列的單位根檢驗。
　　ADF的檢驗結果見(jiàn)表1，取對數后的各指標均不能在在5%的顯著(zhù)性水平上拒絕有單位根的原假設，即各指標是非平穩的。而其一階差分后值在5%的顯著(zhù)性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此取對數后的各指標均是I(1)單位根的時(shí)間序列。
　　表1 ADF單位根檢驗

　　注:*、**、***分別表示在10%、5％、1％的顯著(zhù)性水平上拒絕有單位根(非平穩)的原假設。
　　3.協(xié)整檢驗
　　為了克服小樣本條件下EG兩步法參數估計的不足， Johnsen和Juselius提出了自回歸模型VAR，即建立VAR(p)來(lái)估計模型的長(cháng)期均衡關(guān)系，以得到一個(gè)有效無(wú)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(shí)對滯后量比較敏感，所以在滯后期數的選擇上，本文參照赤池信息準則AIC(Akaike info criterion)和施瓦茨準則SC(Schwarz criterion)。檢驗結果如表2所示，AIC和SC準則檢驗結果得出滯后量為2。

　　表2 滯后量檢驗（*表示準則選擇的結果）

      
　　用JJ(Johansen-Jusdius)跡統計量協(xié)整檢驗法得知五個(gè)指標存在2個(gè)協(xié)整方程，用Eviews 5.1計算協(xié)整關(guān)系，標準化后各指標的協(xié)整方程如下（括號內為各變量的標準誤差）：
　　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(lái)看，服務(wù)貿易和貨物貿易的出口跟經(jīng)濟增長(cháng)正相關(guān)，而服務(wù)貿易和貨物貿易進(jìn)口跟經(jīng)濟增長(cháng)負相關(guān)。長(cháng)期來(lái)看，結果表明，lnse關(guān)于Ingdp的長(cháng)期彈性為5.41，表示如果我國服務(wù)貿易出口總額每增長(cháng)1％，我國GDP會(huì )增長(cháng)5.4%左右。lnge關(guān)于Ingdp的長(cháng)期彈性為1.29，如果我國貨物貿易進(jìn)口總額每增長(cháng)1%，我國GDP會(huì )增長(cháng)1.29％左右。因此，每單位服務(wù)貿易出口對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻大于貨物貿易出口的貢獻。
　　4.Granger因果檢驗

   
　　協(xié)整檢驗顯示變量之間是否存在長(cháng)期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構成因果關(guān)系還需要Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗。 根據AIC 和SC最小化準則，在進(jìn)行Granger檢驗時(shí)本文選取滯后期為2，各指標的Granger因果檢測結果如表3所示。
　　從Granger因果檢驗的結果中可以看出，在5％置信度上服務(wù)貿易出口、貨物貿易出口和國民生產(chǎn)總值之間存在單向的Granger因果關(guān)系，而服務(wù)貿易進(jìn)口、貨物貿易進(jìn)口和國民生產(chǎn)總值之間不存在Granger因果關(guān)系。服務(wù)貿易和貨物貿易出口是經(jīng)濟增長(cháng)的原因，反之不成立。
　　
　　三、中國服務(wù)貿易的發(fā)展對策
　　
　　1.發(fā)展服務(wù)貿易出口，扭轉服務(wù)貿易逆差
　　從協(xié)整模型來(lái)看，服務(wù)貿易出口對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻度大于貨物貿易出口。發(fā)展服務(wù)貿易有利于我國改變目前粗放型的經(jīng)濟增長(cháng)模式，改變“三高一低”粗放的局面。我國服務(wù)貿易國際競爭力還較低，服務(wù)貿易總體逆差，增長(cháng)不穩定，國際市場(chǎng)占有率低，貿易競爭指數小。而服務(wù)貿易狀況代表一個(gè)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(kāi)發(fā)國外市場(chǎng)，增加服務(wù)出口，提高我國GDP的服務(wù)出口彈性，對促進(jìn)我國經(jīng)濟增長(cháng)來(lái)說(shuō)，既是緊迫任務(wù)，也是長(cháng)期戰略選擇。
　　2.保持合理服務(wù)貿易進(jìn)口，改善對外貿易環(huán)境
　　從協(xié)整模型看，雖然服務(wù)貿易進(jìn)口跟我國經(jīng)濟增長(cháng)負相關(guān)，但是服務(wù)貿易進(jìn)口推動(dòng)了服務(wù)貿易出口的需求，為貨物貿易提供了源動(dòng)力。因此，我國的貿易政策同樣應該重視服務(wù)貿易進(jìn)口的積極作用，不斷提高我國服務(wù)貿易進(jìn)口的產(chǎn)出彈性，使服務(wù)貿易進(jìn)出口保持平衡。只有這樣，才能使我國更好地參與國際分工，從貿易中獲益更多，以利于我國經(jīng)濟可持續性發(fā)展。
　　3.以外貿結構轉換為出發(fā)點(diǎn)，促進(jìn)貨物貿易與服務(wù)貿易協(xié)同發(fā)展
　　協(xié)整模型得出服務(wù)貿易對中國經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻度比貨物貿易大。服務(wù)貿易與貨物貿易具有相互依存、相互促進(jìn)的關(guān)系，一方面，貨物貿易出口對服務(wù)貿易出口有顯著(zhù)的拉動(dòng)效應;另一方面，服務(wù)貿易對貨物貿易起著(zhù)支撐和促進(jìn)作用，貨物貿易優(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)貿易的發(fā)展有著(zhù)密切的關(guān)系。因此在我國外貿結構轉變時(shí)必須大力促進(jìn)服務(wù)貿易的發(fā)展，使我國貨物貿易與服務(wù)貿易協(xié)同發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)我國經(jīng)濟增長(cháng)。
　　
　　參考文獻:
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