我國服務業外商直接投資與服務貿易關系的實證分析

摘 要：針對我國服務貿易發展較為迅速而逆差較大，競爭力較低這一現實，本文從服務業外商直接投資對服務貿易的影響出發，通過采用1983～2005年的經濟數據，對二者的關系進行了協整檢驗和格蘭杰檢驗。結果發現，服務業吸引外商直接投資和服務貿易之間存在穩定的相關關系。基于檢驗結果提出了相關的政策建議。

關鍵詞：外商直接投資；服務貿易；協整檢驗；格蘭杰檢驗

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1003-5192(2008)05-0001-07

Empirical Analysis of the Effect of FDI in Service Sectors on China’s Service Trade

ZHOU Hai-rong 

(Institute of International Business Management， Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200439， China)

Abstract:In view of the rapid development of Chinese service trade and the relatively lower competitiveness of service trade， this article carries out co-integration test and Granger test employing statistical data from 1983 to 2005 from a new angle of the relation between the FDI in service sectors and service trade. The findings further verify that FDI in service sectors is one of determinants of service trade whereas service trade bears no effect on FDI inflows into the service sectors.

Key words:FDI; service trade; co-integration test; Granger test

1 引言

改革開放以來，我國的貨物貿易發展迅速，除1998年因受亞洲金融危機影響出現負增長以外，其他年份的進出口貿易增長速度大都在兩位數以上，2003年更是高達37.1%。同時服務貿易也有了相當程度的發展，初步形成了全方位、多層次的服務開放格局。根據世界貿易組織的統計，1982年我國的服務貿易總額為46.11億美元，2003年達到了1020.32億美元，22年增長了22.13倍，平均年增長速度為14.42%，大大超過同期國內生產總值的增長率。但從世界范圍看，2003年我國服務貿易總額僅占世界服務貿易總額的2.76%，僅為美國的18%，英國的38%，日本的54%，按人均計算就更低了。并且服務貿易在我國對外貿易中的比重也偏低，總體的競爭力也較差，貿易逆差逐年增大。貿易競爭力指數(TC指數)是指某國產業或產品的進出口差額與總額之比。我國服務貿易從1995年起從順差變為逆差，TC指數一直小于零，2000年到2003年連續四年為-0.08，到2004年達到-0.07。因此我國服務貿易雖然保持了較高的增長速度，但其競爭力仍較低，處于比較劣勢地位，最終將制約我國商品貿易的進一步發展。

針對我國服務貿易競爭力較低這一問題，國內學者提出了我國服務業發展水平較低；服務貿易主要靠傳統服務行業支撐，現代服務部門貢獻率很低；服務行業的壟斷經營仍然存在，嚴重阻礙了一些部門的現代化進程等原因［1，2］，但是這些研究成果始終沒有涉及另一個重要因素，即服務業的外商直接投資（FDI）對服務貿易的影響。與此同時國內學者對FDI和貿易的相互關系問題進行了探索，江小涓［3］的研究發現我國吸收的外資能夠改變進出口的商品結構，即由消費型進口轉變為生產型進口。錢曉英、賴明勇和張大奇［4］以引力模型為分析框架，得出了FDI能夠促進對外貿易的結論。岑永和邱小平［5］用VAR模型研究了FDI對對外貿易的影響規律，其他的國內學者［6，7］運用了回歸分析法以及格蘭杰檢驗等分析方法揭示了FDI對貿易的促進推動作用。但也有學者認為FDI對我國貿易規模的影響主要是長期負向的影響［8］。服務業的FDI和服務貿易之間的關系究竟如何，在本文中，我們將利用1983～2005年23年的經濟數據對此進行協整檢驗和格蘭杰檢驗，以期得出相關的結論與政策建議。

2 文獻回顧

服務業外商直接投資對我國服務貿易的影響，歸根結底，與FDI和國際貿易之間的關系有著密不可分的聯系。國際直接投資理論與國際貿易理論曾長期處于相對獨立狀態。以絕對成本說、比較成本說和要素稟賦學說為具代表性的傳統國際貿易理論，建立在理想的新古典主義分析框架之內，而早期的國際直接投資理論，則是以市場的不完全作為分析問題的前提。因而二者長期處于相對獨立、分別發展的狀態。近40年來，國際貿易和FDI的同步快速增長引起了學者們對兩者之間關系的探索。如果兩者是替代關系，FDI的增加就會減弱貿易對經濟增長的推動；如果兩者是互補關系，投資的增加就會通過貿易渠道和非貿易渠道共同推動經濟增長。但是理論研究在國際貿易和FDI的關系方面一直沒有得出一致的結論。

Mundell［9］在兩國、兩產品和兩要素的標準貿易模型研究基礎之上，提出了著名的貿易與投資替代模型。Vernon［10］在其著名的產品生命周期理論中，對投資與貿易的替代關系進行了闡述，Buckley Casson［11］提出的“出口先于對外直接投資說”，從側面揭示了投資與貿易的替代關系。Markuson［12］、Svensson［13］在對要素流動和商品貿易之間的相互關系作了許多分析之后，認為資本要素或FDI與商品貿易之間不僅存在著一定的替代性，而且在一定條件下還存在互補關系。Koyimo［14］則把傳統模型中的勞動和資本要素用勞動和經營資源來替代，將FDI和國際貿易統一于國際分工，提出了FDI與國際貿易互補效應的小島清模型。Bhagwati［15，16］等從政治經濟學的角度利用“補償投資”模型來解釋對外貿易和FDI之間的關系。

理論上的分歧導致研究貿易和投資關系的實證文章不斷出現。除早期的實證研究和部分行業研究證明了貿易和投資的替代關系以外［17］，大多數實證研究都支持投資對貿易有促進作用。Lipsey Weiss ［18］對70年代美國跨國企業在發展中國家所設立的子公司的生產和出口行為的研究發現，美國的對外直接投資對同行業的國際貿易更多顯示的是正面的積極影響；Hufbauer［19］重點研究了美國80年代以來的情況，發現在整個時間跨度中，出口總量與對外直接總量一直保持著正相關關系；Grahamt Krugman［20］的總量研究和分行業研究表明，外國投資對東道國出口具有顯著的帶動作用，兩者之間存在強相關性。其他許多學者關于日本、德國等國的實證研究也得出類似結論。

有關服務業的FDI和貿易之間關系的研究則主要集中于金融部門。在金融服務貿易領域，Li等人［21］的研究表明，FDI對創造和生產金融服務發揮重要作用。FDI與金融服務貿易保持互補關系而不是替代關系。這可以從國際銀行業在國際金融服務的提供和國際金融市場一體化方面發揮積極推動作用得到證明，跨國銀行具有遍布全球的分支機構、代表處和子公司，從而可以通過提供差異化的金融服務對金融服務貿易發揮積極的推動作用。

由此可見，現有的關于FDI與國際貿易實證關系的研究主要針對制造業，而服務業和服務貿易基于自身的特點，其FDI和服務貿易之間的關系還需要進一步的檢驗。

3 我國服務業FDI與服務貿易的實證研究

本文在實證研究方法上，采用協整分析和格蘭杰檢驗來分析我國服務業外商直接投資與服務貿易之間的關系。

3.1 樣本數據和分析方法

用于分析的數據全部來自《中國統計年鑒》和《中國對外經濟貿易年鑒》的相關各期，樣本數據為1983～2005年年度數據。單位統一為億美元，在此不進行匯率的換算。考慮到對各時序數據取對數之后不會改變時序的性質和關系，且所得到的數據容易得到平穩序列，所有變量取對數形式，具體表示如下：LFDI為每年服務業實際利用外商直接投資變量序列；LEX表示服務貿易中的出口總額變量序列；LIM表示服務貿易中的進口總額變量序列。

具體分析步驟如下：（1）單方根檢驗；（2）協整檢驗，得出各序列間的協整關系；（3）格蘭杰檢驗，探討各變量間長期和短期的因果關系。

3.2 計量分析

3.2.1 樣本數據的描述性分析

1983～2005年，我國服務業外商直接投資和服務貿易進出口貿易額一直處于上升趨勢，由圖1可以看出，即原數據系列是不平穩的，但是一階差分后，由圖2表明，新得到的數據系列沒有上升趨勢，即完全平穩，因此服務貿易進出口貿易額和服務業的FDI都是一階單整的。三者之間存在一個穩定的相關關系。

3.2.2 樣本數據的單方根檢驗

由于采用時間序列數據進行分析，使用帶有隨機趨勢的非平穩數據進行估計時會引起偽回歸問題，首先，截距和斜率的最小二乘估計量不是一致估計量；其次，當假設成立時傳統的檢驗統計量如t統計量、F統計量不再服從t分布和F分布，相應地臨界值也不再適用；第三，用來檢驗序列相關的Durbin-Watson統計量隨著樣本的增大收斂于0。因此在進行分析之前，首先對每個變量序列進行單位根檢驗。

單位根檢驗常用的方法是ADF檢驗，它包括無截距無趨勢項、有截距無趨勢項、有截距有趨勢項三種形式，分別為

無截距無趨勢項

有截距無趨勢項

有截距有趨勢項

零假設為H0:ρ=1。實際檢驗時，從方程（3）開始，然后方程（2），方程（1）依次進行，何時拒絕零假設，即原序列不存在單方根，序列為平穩序列，何時檢驗停止。模型中所涉及變量的單位根檢驗結果如表2所示。

由表2的數據可以看出，原有的時間序列數據在5%的顯著性水平下仍是不平穩的，而一階差分后的序列在5%的顯著性水平下都是平穩的，并且服務業的FDI在1%的顯著性水平下也是平穩的。換言之，原有的時間序列都是一階單整，它們之間可能存在協整關系。

當ADF值大于臨界值時說明序列不平穩，*表示在1%顯著性水平下平穩，**表示在5%顯著性水平下平穩。

3.2.3 樣本數據的協整檢驗

協整分析技術是20世紀80年代以來計量經濟學方法論的重大突破，如果所涉及到的變量都是一階差分平穩的，且這些變量的某種線性組合是平穩的，則稱這些變量之間存在協整關系。協整關系反映了所研究變量之間存在一種長期穩定的均衡關系。從經濟意義而言，這種協整關系的存在便可以通過其它變量的變化來影響另一變量的變化。

關于協整檢驗的研究已經發展成了兩種主要的方法：一是Engle和Granger［22］提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗，二是Johansen［23］提出的基于VAR的協整系統檢驗。單方根檢驗表明，服務業的FDI和服務貿易及進出口總額數據都是一階單整的，它們之間應該存在一個平穩的線性組合，即FDI、IM及EX之間應該存在一個長期的穩定關系。本文采用Johansen檢驗對以上三個變量進行協整分析，其檢驗結果如表3所示。

由表3可知，1983～2005年間，LFDI、LIM和LEX三者之間存在一個協整關系，其協整方程為

LFDI=7.464LEX-6.789LIM

從協整方程可以看出，在長期內，FDI與出口之間是正相關的關系，與進口之間是負相關的關系，其中FDI與出口之間的彈性系數是0.13，即服務業FDI每增加一單位，服務貿易出口值就增加0.13單位，FDI與進口之間的彈性系數是-0.147，即服務業FDI每增加一單位，服務貿易進口值就減少0.147單位。

3.2.4 樣本數據的格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗（granger causality test）是美國加州大學著名計量經濟學家Granger于1969年提出的，后由Hendry、Richard等人發展起來的一種檢驗方法。Granger提出的因果關系定義是利用時間序列來鑒定因果關系，假定給定一個信息集At(Xt，Yt)，如果X的變化引起Y的變化，則X的變化應當發生在Y的變化之前。如果“X是引起Y變化的原因”，則必須滿足兩個條件。第一，X應當有助于預測Y，即在Y關于其過去值的回歸模型中，添加X的過去值作為獨立變量應當能夠顯著地增加回歸模型的解釋能力；第二，Y不應當有助于預測X，其原因是如果X有助于預測Y，同時Y也有助于預測X，則很可能存在一個或幾個其它的變量，它們既是引起X變化的原因，也是引起Y變化的原因。檢驗X是否為引起Y變化的原因的步驟如下：首先檢驗“X變化不是引起Y變化的原因”的原假設，對下列兩個回歸模型進行估計

無條件限制回歸

有條件限制回歸

其中c表示常數項，m表示最優滯后的期數，即選擇滯后階數m使回歸模型中的誤差項μt為白噪聲。檢驗“X的變化不是Y變化的原因”相當于對統計原假設H0:β1=β2=…βn=0進行F檢驗。RSSUR表示含有滯后X項的無限制條件回歸的殘差平方和，RSSR表示不包含滯后X變量的有限制條件回歸的殘差平方和，統計檢驗值為

其中N為樣本量，F統計檢驗值服從標準的F分布，若F檢驗值大于標準F分布的臨界值，則拒絕原假設，說明X的變化是Y變化的原因。然后做同樣的回歸估計，但是交換X與Y，檢驗“Y不是引起X變化的原因”的原假設，從而確定兩者之間的因果關系。

由于格蘭杰檢驗結果對滯后期長度的變化比較敏感，即滯后期選擇的不同可能會得到不一致的結果，因此，在檢驗的過程中應選取多個不同的滯后期。若檢驗的結果一致，則得出的結論較為可信。本文在檢驗的過程中選取了4個不同的滯后期，分別是2 、3、4、5，相對于自由度來說，滯后期已足夠長，檢驗結果如表4所示。從表4中可以看出，檢驗結果較為一致，服務業外商直接投資是引起服務貿易進出口變化的原因，而服務業進出口卻不是服務業外商直接投資變化的原因。

4 實證結論與政策建議

4.1 實證結論

第一，通過我國服務業外商直接投資與服務貿易進出口額之間的彈性系數，可以看出，我國服務業外商直接投資對服務貿易進口是減弱作用，對服務貿易出口卻是促進作用，也就是說，服務業的外商直接投資每增加一個單位，進口就會減少0.147個單位，而相應的出口卻會增加0.13個單位。

第二，服務業外商直接投資對我國服務貿易進口的替代和出口的促進作用，符合當前我國服務業吸引外資的客觀情況。孫俊［24］在分析跨國公司與服務貿易比較優勢的文章中指出，一國服務業的開放并不像通常所認為的那樣會使該國的服務業被國外服務業占領。相反，純粹從經濟的角度來看，開放國內服務市場對發展服務業和服務貿易是有利的。加入WTO促進了我國服務業的開放。據統計，2000年至2003年在我國服務業的外商實際直接投資額分別占當年外商直接投資總額的25.69%、23.83%、23.21%、24.87%。隨之而來的先進技術和管理經驗，有助于我國服務業從量到質的提高。

與有形商品貿易不同，服務貿易高度依賴于服務業對外直接投資，即服務生產企業在東道國以商業存在方式開展經營活動，這是由服務產品的特性決定的。大多數服務要求生產與消費的同時同地，生產企業不進入東道國市場就無法服務，如運輸、餐飲、醫療等。通信技術的發展使一些服務可以遠距離提供，如通訊、保險、金融服務等。但由于服務的無形性、異質性，當交易相對頻繁時，不僅消費者傾向于面對面交易，服務的提供者為了控制服務質量也更愿意以商業存在方式開展經營活動。隨著網絡信息技術的發展、金融創新活動的增加和國際知識產權保護的加強，現代服務業越來越容易突破時間和空間限制而具有“可貿易”的屬性。因此，服務業的FDI會對服務貿易的進口產生一定的替代作用。

同時，我國服務貿易結構并不合理，服務貿易優勢部門主要集中在海運、旅游等比較傳統的領域，旅游和運輸服務的出口占中國服務出口一半以上，而金融、保險、計算機信息服務、技術咨詢、專有權利和特許、廣告宣傳和電影音像等知識密集型、技術密集型高附加值服務產業，發展速度相對緩慢，比重仍然很低。服務貿易順差也主要集中在旅游和勞務輸出兩個領域。我國服務貿易的這一結構特征與外商直接投資在我國服務業內部的行業特征也是相一致的。目前外商對我國服務業的直接投資主要集中在房地產業和社會服務業等消費者服務領域，其次是批發和零售貿易及餐飲業、交通運輸和郵電通信業，而對其它行業投資比重較低，金融業的外商投資與國際水平也存在很大差距。我國2004年金融業利用FDI合同額比重僅為1.73%，主要是因為我國在加入WTO之前對金融業的市場準入限制較多，使外資較難進入該行業。由此可以看出，外商對我國服務業投資的結構傾向性十分突出。FDI較為集中的服務業子行業，出口比重也相應較高；吸引FDI較少的服務業子行業，貿易績效則不容樂觀。

4.2 政策建議

服務業的外商直接投資有利于緩解我國服務貿易的逆差，對此，我國可以采取如下措施，積極吸引服務業外商直接投資：第一，積極穩妥地開放國內服務貿易市場，充分利用后發優勢，實現服務貿易跨躍式發展。根據入世承諾和不同行業的發展狀況制定不同的服務業開放時間表。通過完善投資環境，健全市場機制，使外資和各種形式的內資在服務貿易市場上公平競爭。優先選擇開放一些具有一定國際競爭力的成熟的服務貿易產業，引進國外先進的技術和管理經驗，通過溢出效應帶動國內產業的發展，同時充分發揮出口行業的前向和后向的關聯效應。第二，合理引導外商投資投向，促進服務業內部行業的平衡和共同發展。引導外資投向現代、新型服務業，例如金融、物流、信息和法律服務等行業。為保證外資流向的合理性，可以根據我國行業發展序列，對不同行業采取差別稅率、差別利率等措施。第三，建立和完善有關服務業和服務貿易的法律法規，立足國情，參照國際上的相關規則和慣例，盡快建立、修訂和完善服務內容齊備、能夠維護服務貿易自由、公平競爭且與國際規則和慣例相符合的服務業和服務貿易法律法規體系，為吸收外資創造良好的法制環境，對外資進行有效引導和監督。

參 考 文 獻：

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