貨物貿(mào)易、FDI與我國(guó)服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的分析

南京師范大學(xué)商學(xué)院 糜嘉

隨著經(jīng)濟(jì)服務(wù)化程度的深化，服務(wù)貿(mào)易在國(guó)際貿(mào)易中的地位越來越突出，能否在該領(lǐng)域占領(lǐng)制高點(diǎn)已經(jīng)成為決定各國(guó)在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中地位的一個(gè)重要因素。目前，在國(guó)際服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)上，發(fā)達(dá)國(guó)家占絕對(duì)主導(dǎo)地位，已占全球服務(wù)進(jìn)出口總額的75%以上，發(fā)展中國(guó)家處于從屬地位。中國(guó)作為貨物貿(mào)易大國(guó)，國(guó)內(nèi)服務(wù)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)，2008年，我國(guó)作為國(guó)際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展基礎(chǔ)的第三產(chǎn)業(yè)，增加值占GDP的比重為40%，不但低于發(fā)達(dá)國(guó)家70%的水平，也低于發(fā)展中國(guó)家50%的平均水平。另一方面, 中國(guó)服務(wù)貿(mào)易占全球服務(wù)貿(mào)易的比重遠(yuǎn)低于貨物貿(mào)易，2008年我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)出口額為25616.3億美元，占世界8.1%，而服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額3045億美元，僅占世界4%左右。

為了適應(yīng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)的形勢(shì)，推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我國(guó)需要大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易。因此，研究我國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的影響因素十分必要.影響我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的因素眾多，本文選取貨物貿(mào)易、FDI兩個(gè)變量，結(jié)合計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，利用eviews5.0對(duì)近十幾年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，以期找出三者之間的關(guān)系。

1 理論分析

1.1 貨物貿(mào)易發(fā)展水平對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響

貨物貿(mào)易以有形貿(mào)易為主要形式，服務(wù)貿(mào)易則是以無形貿(mào)易作為主要形式。許多服務(wù)貿(mào)易是伴隨著貨物貿(mào)易而產(chǎn)生的，特別是生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易，它的需求正是貨物貿(mào)易擴(kuò)張的結(jié)果。貨物貿(mào)易增長(zhǎng)速度越快，會(huì)促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易增長(zhǎng)速度加快。且貨物貿(mào)易的附加值越高，含高附加值的服務(wù)貿(mào)易就越多。

1.2 實(shí)際利用外商直接投資對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響

內(nèi)生增長(zhǎng)理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最終源泉，外商對(duì)我國(guó)進(jìn)行直接投資恰是先進(jìn)的技術(shù)和管理理念流入我國(guó)的一個(gè)主要途徑，它給我國(guó)輸入了含有外國(guó)先進(jìn)技術(shù)的產(chǎn)品和服務(wù)，并給我國(guó)提供了獲取其他形式技術(shù)知識(shí)的機(jī)會(huì)。另一方面， FDI流入服務(wù)業(yè)改善了中國(guó)的資本質(zhì)量，有力地提高了中國(guó)服務(wù)部門的供給能力和出口競(jìng)爭(zhēng)力。

2 模型的建立與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

我們以我國(guó)FDI，貨物貿(mào)易進(jìn)出口額(GT)為自變量，以中國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額(ST)為因變量。本文采用1990~2008年相關(guān)數(shù)據(jù)。服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來自WTO國(guó)際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。FDI，貨物貿(mào)易進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來自1990~2008年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

鑒于對(duì)時(shí)間序列取自然對(duì)數(shù)不僅不改變?cè)械膮f(xié)整關(guān)系，而且能使趨勢(shì)線性化，并能消除時(shí)間序列中存在的異方差，本文將采用各變量的對(duì)數(shù)值，分別記為L(zhǎng)NST,LNFDI,LNGT。

2.1 單位根檢驗(yàn)

宏觀經(jīng)濟(jì)中很多時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的，若直接運(yùn)用非平穩(wěn)數(shù)據(jù)做回歸分析很可能會(huì)導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象，因此采用ADF單位根檢驗(yàn)方法先對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。經(jīng)過反復(fù)檢驗(yàn)得表1：

表1

注：表中檢驗(yàn)形式(C ，T ，K )分別表示單位根檢驗(yàn)方程中包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后差分階數(shù),K由AIC準(zhǔn)則決定。“△”表示變量的一階差分.H0:序列數(shù)據(jù)存在單位根。

由表1，LNST,LNFDI,LNGT的ADF檢驗(yàn)值均小于1%,5%,10%顯著性水平下的臨界值，因此不能拒絕原假設(shè)，所以上述三個(gè)時(shí)間序列均存在單位根，都是不平穩(wěn)序列。對(duì)其進(jìn)行一階差分后得ΔLNST,ΔLNFDI,ΔLNGT，再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，三個(gè)一階差分的時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)值分別小于5%,10%,10%顯著性水平下的臨界值，他們均通過了10%顯著性水平下的檢驗(yàn)，可拒絕原假設(shè)，三個(gè)一階差分序列都不存在單位根，為平穩(wěn)序列。所以LNST,LNFDI,LNGT為I(1)(一階單整)。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)上述分析知我國(guó)ST，F(xiàn)DI和GT是非平穩(wěn)序列，但它們可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。本文使用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先利用最小二乘法估計(jì)方程得：

修正R2高達(dá)0.9939，回歸模型擬合得很好，P值接近于0，回歸方程通過了F檢驗(yàn)。各偏回歸系數(shù)的P值也接近于0，通過t檢驗(yàn)，說明FDI和GT對(duì)ST有顯著解釋作用。查DW表得模型不存在一階自相關(guān)。

對(duì)殘差序列使用ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若e為平穩(wěn)序列，則三變量存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在。檢驗(yàn)結(jié)果為表2：

表2

殘差序列e的ADF檢驗(yàn)值為-3.1962，1%顯著性水平下的臨界值為-2.6997，-3.1962＜-2.6997，殘差序列e是平穩(wěn)的，即ST與FDI，GT存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了LNST,LNFDI,LNGT三者間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的相互依賴關(guān)系，但是不能確定它們之間是否存在著因果關(guān)系，以及這種因果關(guān)系的方向，我們可以通過格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法解決這一問題。

格蘭杰因果檢驗(yàn)的基本思想是如果X是引起Y變化的原因，X應(yīng)該有助于預(yù)測(cè)Y，即Y對(duì)其他變量(包括Y的滯后變量)回歸時(shí)，若引入X的滯后變量作為獨(dú)立的解釋變量，能顯著地增加回歸模型的解釋能力，則X是Y的格蘭杰原因。本文將利用這種方法對(duì)上述變量間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表3

由上表，F(xiàn)DI是ST的Granger原因，即實(shí)際利用外商直接投資的增長(zhǎng)會(huì)推動(dòng)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額的增長(zhǎng)，推動(dòng)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。且兩者是雙向因果關(guān)系。GT也是ST的因，即貨物貿(mào)易進(jìn)出口額的增長(zhǎng)能促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額的增長(zhǎng)，但它們之間只存在單向的傳導(dǎo)路徑。

3 結(jié)論分析與對(duì)策

由前面的檢驗(yàn)可知，回歸模型擬合得很好，解釋變量對(duì)被解釋變量有顯著的解釋作用，回歸方程是合理的。方程中LNFDI和LNGT前的系數(shù)均為正，所以貨物貿(mào)易進(jìn)出口額，F(xiàn)DI和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額呈正向相關(guān)關(guān)系。且GT每變動(dòng)1%，ST變動(dòng)0.76%，F(xiàn)DI每增長(zhǎng)1%，會(huì)拉動(dòng)ST增長(zhǎng)0.34%。另外通過因果關(guān)系檢驗(yàn)，我們證實(shí)了三個(gè)變量之間不僅存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，且FDI，GT都是ST的因，二者的增長(zhǎng)均能推動(dòng)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。

中國(guó)要推動(dòng)和促進(jìn)發(fā)展服務(wù)貿(mào)易, 需要加快發(fā)展國(guó)內(nèi)服務(wù)業(yè),提高服務(wù)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力, 并在促進(jìn)貨物貿(mào)易發(fā)展的同時(shí), 增強(qiáng)貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的聯(lián)動(dòng)性。

第一，改善貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)。我國(guó)貨物貿(mào)易以資源密集型和勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，附加值低；而現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易則主要是以技術(shù)密集型為主。貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對(duì)帶動(dòng)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展有著重要的作用。

第二，深化服務(wù)業(yè)的對(duì)外開放，完善服務(wù)業(yè)的制度。充分認(rèn)識(shí)到我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平滯后及服務(wù)業(yè)開放力度低的現(xiàn)實(shí)，有步驟、分層次地放開國(guó)內(nèi)服務(wù)貿(mào)易市場(chǎng)。對(duì)服務(wù)業(yè)進(jìn)行改革，打破壟斷與封閉，引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，切實(shí)增強(qiáng)服務(wù)貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力。加快完善對(duì)服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的法律規(guī)范，健全統(tǒng)一規(guī)范的服務(wù)業(yè)市場(chǎng)準(zhǔn)入制度，改善我國(guó)服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)。

第三，政府引導(dǎo)FDI投資方向。我國(guó)的各行業(yè)各領(lǐng)域吸收的FDI嚴(yán)重不均衡，我國(guó)政府應(yīng)對(duì)直接投資應(yīng)該加以引導(dǎo)和調(diào)節(jié)。在控制第二產(chǎn)業(yè)外資規(guī)模的同時(shí)，提高第三產(chǎn)業(yè)的FDI存量和比例，使其更多地流向科技含量高、附加值高的服務(wù)行業(yè)，有效地發(fā)揮服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和服務(wù)業(yè)市場(chǎng)開放帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)。

[1]王恕立,胡宗彪.服務(wù)業(yè)FDI流入與東道國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口——基于中國(guó)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2010(11).

[2]鐘曉君.中國(guó)貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易關(guān)系實(shí)證研究[J].價(jià)格月刊,2009(9).

[3]易行健,成思.中國(guó)服務(wù)貿(mào)易影響因素的實(shí)證檢驗(yàn):1984~2008[J].服務(wù)貿(mào)易,2010 (12).

[4]李伍榮等.中國(guó)服務(wù)業(yè)吸收FDI與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口關(guān)系的實(shí)證分析[J].湖南財(cái)經(jīng)高等專科學(xué)校學(xué)報(bào),2009(6).

[5]李楊,蔡春林.中國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展影響因素的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2008(5).

[6]鄭怡.服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2009(30).