貨物貿(mào)易、FDI與我國服務貿(mào)易關(guān)系的分析

南京師范大學商學院 糜嘉

隨著經(jīng)濟服務化程度的深化，服務貿(mào)易在國際貿(mào)易中的地位越來越突出，能否在該領(lǐng)域占領(lǐng)制高點已經(jīng)成為決定各國在國際競爭中地位的一個重要因素。目前，在國際服務貿(mào)易市場上，發(fā)達國家占絕對主導地位，已占全球服務進出口總額的75%以上，發(fā)展中國家處于從屬地位。中國作為貨物貿(mào)易大國，國內(nèi)服務經(jīng)濟不發(fā)達，2008年，我國作為國際服務貿(mào)易發(fā)展基礎的第三產(chǎn)業(yè)，增加值占GDP的比重為40%，不但低于發(fā)達國家70%的水平，也低于發(fā)展中國家50%的平均水平。另一方面, 中國服務貿(mào)易占全球服務貿(mào)易的比重遠低于貨物貿(mào)易，2008年我國貨物貿(mào)易進出口額為25616.3億美元，占世界8.1%，而服務貿(mào)易進出口總額3045億美元，僅占世界4%左右。

為了適應國際經(jīng)濟競爭的形勢，推動我國經(jīng)濟發(fā)展，我國需要大力發(fā)展服務貿(mào)易。因此，研究我國服務貿(mào)易發(fā)展的影響因素十分必要.影響我國服務貿(mào)易的因素眾多，本文選取貨物貿(mào)易、FDI兩個變量，結(jié)合計量經(jīng)濟學分析方法，利用eviews5.0對近十幾年的數(shù)據(jù)進行研究，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)展水平對服務貿(mào)易的影響

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

1.2 實際利用外商直接投資對服務貿(mào)易的影響

內(nèi)生增長理論認為技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的最終源泉，外商對我國進行直接投資恰是先進的技術(shù)和管理理念流入我國的一個主要途徑，它給我國輸入了含有外國先進技術(shù)的產(chǎn)品和服務，并給我國提供了獲取其他形式技術(shù)知識的機會。另一方面， FDI流入服務業(yè)改善了中國的資本質(zhì)量，有力地提高了中國服務部門的供給能力和出口競爭力。

2 模型的建立與數(shù)據(jù)檢驗

我們以我國FDI，貨物貿(mào)易進出口額(GT)為自變量，以中國服務貿(mào)易進出口額(ST)為因變量。本文采用1990~2008年相關(guān)數(shù)據(jù)。服務貿(mào)易進出口額數(shù)據(jù)來自WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。FDI，貨物貿(mào)易進出口額數(shù)據(jù)來自1990~2008年《中國統(tǒng)計年鑒》。

鑒于對時間序列取自然對數(shù)不僅不改變原有的協(xié)整關(guān)系，而且能使趨勢線性化，并能消除時間序列中存在的異方差，本文將采用各變量的對數(shù)值，分別記為LNST,LNFDI,LNGT。

2.1 單位根檢驗

宏觀經(jīng)濟中很多時間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的，若直接運用非平穩(wěn)數(shù)據(jù)做回歸分析很可能會導致“偽回歸”現(xiàn)象，因此采用ADF單位根檢驗方法先對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗。經(jīng)過反復檢驗得表1：

表1

注：表中檢驗形式(C ，T ，K )分別表示單位根檢驗方程中包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后差分階數(shù),K由AIC準則決定。“△”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，所以上述三個時間序列均存在單位根，都是不平穩(wěn)序列。對其進行一階差分后得ΔLNST,ΔLNFDI,ΔLNGT，再進行單位根檢驗，三個一階差分的時間序列的ADF檢驗值分別小于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，可拒絕原假設，三個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

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

首先利用最小二乘法估計方程得：

修正R2高達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。各偏回歸系數(shù)的P值也接近于0，通過t檢驗，說明FDI和GT對ST有顯著解釋作用。查DW表得模型不存在一階自相關(guān)。

對殘差序列使用ADF檢驗方法進行平穩(wěn)性檢驗，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。檢驗結(jié)果為表2：

表2

殘差序列e的ADF檢驗值為-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存在長期均衡關(guān)系。

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

上述協(xié)整檢驗證實了LNST,LNFDI,LNGT三者間存在長期穩(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的方法解決這一問題。

格蘭杰因果檢驗的基本思想是如果X是引起Y變化的原因，X應該有助于預測Y，即Y對其他變量(包括Y的滯后變量)回歸時，若引入X的滯后變量作為獨立的解釋變量，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上述變量間的因果關(guān)系進行檢驗。檢驗結(jié)果如表3所示：

表3

由上表，F(xiàn)DI是ST的Granger原因，即實際利用外商直接投資的增長會推動服務貿(mào)易進出口額的增長，推動服務貿(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)易進出口額的增長能促進服務貿(mào)易進出口額的增長，但它們之間只存在單向的傳導路徑。

3 結(jié)論分析與對策

由前面的檢驗可知，回歸模型擬合得很好，解釋變量對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)易進出口額，F(xiàn)DI和服務貿(mào)易進出口額呈正向相關(guān)關(guān)系。且GT每變動1%，ST變動0.76%，F(xiàn)DI每增長1%，會拉動ST增長0.34%。另外通過因果關(guān)系檢驗，我們證實了三個變量之間不僅存在長期穩(wěn)定關(guān)系，且FDI，GT都是ST的因，二者的增長均能推動服務貿(mào)易的發(fā)展。

中國要推動和促進發(fā)展服務貿(mào)易, 需要加快發(fā)展國內(nèi)服務業(yè),提高服務業(yè)的國際競爭力, 并在促進貨物貿(mào)易發(fā)展的同時, 增強貨物貿(mào)易與服務貿(mào)易的聯(lián)動性。

第一，改善貨物貿(mào)易結(jié)構(gòu)。我國貨物貿(mào)易以資源密集型和勞動密集型產(chǎn)品為主，附加值低；而現(xiàn)代服務貿(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)化對帶動服務貿(mào)易的發(fā)展有著重要的作用。

第二，深化服務業(yè)的對外開放，完善服務業(yè)的制度。充分認識到我國服務業(yè)發(fā)展水平滯后及服務業(yè)開放力度低的現(xiàn)實，有步驟、分層次地放開國內(nèi)服務貿(mào)易市場。對服務業(yè)進行改革，打破壟斷與封閉，引入競爭機制，切實增強服務貿(mào)易的競爭力。加快完善對服務貿(mào)易領(lǐng)域的法律規(guī)范，健全統(tǒng)一規(guī)范的服務業(yè)市場準入制度，改善我國服務業(yè)結(jié)構(gòu)。

第三，政府引導FDI投資方向。我國的各行業(yè)各領(lǐng)域吸收的FDI嚴重不均衡，我國政府應對直接投資應該加以引導和調(diào)節(jié)。在控制第二產(chǎn)業(yè)外資規(guī)模的同時，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、附加值高的服務行業(yè)，有效地發(fā)揮服務貿(mào)易進口和服務業(yè)市場開放帶來的技術(shù)溢出效應。

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