中國服務貿易與第三產業的比較優勢的演進研究

(吉林財經大學國際經濟貿易學院，吉林長春130117)

近年來，國際服務貿易的高增長趨勢，引起了很多人對服務貿易的關注和重視。隨著服務經濟的到來，許多國家的經濟發展中心從貨物貿易轉向服務貿易。服務業也成為帶動經濟發展的新的引擎。同時，第三產業也是最具發展潛力的行業，是各國經濟未來的發展方向。作為第三產業的重要組成部分，服務貿易的發展必將促進整個社會的經濟發展。因此，有必要針對服務貿易與第三產業的相互影響做出研究。

目前國外有關文獻主要是研究服務貿易對就業的的影響，而針對服務貿易與第三產業二者之間的關系研究并不多見。Feketekuty(1998)研究了服務貿易與人口流動間的關系后，得出服務貿易是通過帶動人口流動對就業產生影響的結論。Hoekman和Winters(2005)對已有的貿易和就業關系的研究成果進行了綜述總結，并提出了今后的研究前沿，其中便包括服務貿易的就業效應研究。［1］Mitra(2011)利用美國的相關數據，深入分析了服務貿易的直接和間接就業效應，結果發現服務貿易對服務業就業的影響存在著行業差異。［2］

國內對此問題的理論研究起源較晚，但隨著服務貿易的發展，也逐漸增多。陳渝蓉(2008)認為服務貿易的進口和出口之間存在著雙向的因果關系，服務貿易的進口能夠促進第三產業的發展，改變第三產業在 GDP中所占比重;［3］曾春暉(2009)認為服務貿易出口的發展對第三產業的產值的貢獻度大于第二產業;［4］楊立國(2013)通過構建服務貿易出口決定模型，利用1982～2010年數據研究中國FDI、第三產業發展和服務貿易出口的關系［5］，結果表明:從短期效應看服務貿易出口不是第三產業發展的Granger原因，但從長期效應看是其Granger原因，效應為負。

本研究建立了服務貿易與第三產業之間的函數關系，通過時間序列分析考察服務貿易進口、出口與第三產業之間的短期與長期效應，努力為制定中國服務貿易和第三產業的發展政策提供有價值的建議。

一、研究方法與數據

(一)基本模型

假定服務貿易進口、出口與第三產業之間的函數的形式為:

其中，Y指中國第三產業比較優勢;M和X分別為服務貿易的進口和出口比較優勢。由于服務業是第三產業的一部分，服務貿易在帶動服務業發展的同時勢必也能推動第三產業的發展。因此，服務貿易與第三產業二者的變動具有一致性。服務貿易的出口比較優勢能夠提高第三產業比較優勢，而服務貿易進口比較優勢同樣也有可能增加其比較優勢。

由于該函數可能是非線性的，所以需要取自然對數將其轉化為線性關系。將式 (1)并導入時間下標t，然后在等式兩端同時取自然對數，可以得到基本計量模型:

式中α、β是待估計參數，μ是非均衡誤差。

(二)測度指標

使用何種指標來測度服務貿易進出口和第三產業是進一步進行計量經濟分析的一大關鍵問題。本文使用第三產業的比較優勢來衡量第三產業額:

式中 Sc，t為第 t期中國的第三產業總值;GDPc，t為第t期中國的國內生產總值;Sw，t為第t期世界的第三產業總值;GDPw，t為第t期世界的生產總值。換而言之，中國第三產業額可以表示為中國第三產業的相對規模(Sc，t/GDPc，t)與世界第三產業的相對規模(Sw，t/GDPw，t)的比值，即與世界第三產業相比，中國第三產業的相對優勢。該指標取值越大說明第三產業比較優勢越大，反之則說明比較優勢越小。

同樣，用服務貿易進口的相對強度來衡量服務貿易進口總額:

式中，Mc，t為第 t期中國的服務貿易進口總值;Mw，t為第t期世界的服務貿易進口總值。

用服務貿易進口的相對強度來衡量服務貿易進口總額:

式中，Xc，t為第 t期中國的服務貿易出口總值;Xw，t為第t期世界的服務貿易出口總值。

(三)數據來源

本文所使用的年度數據時間區間為1982年～2012年，其來源有三:

一是中國和世界服務貿易進口總額和出口總額來源于聯合國貿易和發展會議數據庫;二是中國和世界GDP來源于世界經濟展望數據庫;三是第三產業的所有數據均來源于聯合國總署數據庫。

二、單位根檢驗與協整關系檢驗

由于模型中所包括的時間序列，可能是非平穩變量，而直接對非平穩序列進行OLS估計可能存在謬回歸問題，因此需要首先對變量進行ADF單位根檢驗，若確認序列非平穩且為同階單整，則進一步進行協整關系檢驗［6］。要使OLS回歸有效，就有必要先確定各變量之間是否有長期均衡的協整關系。

本文進行數量分析時使用的是Eviews 5．1。表1顯示了對各序列進行ADF單位根檢驗后的結果:變量lnYt的水平序列是趨勢平穩的，其余變量的水平序列則是非平穩的;但三個變量的一階差分序列都是平穩的。所以，本研究中的三個變量符合該分析法的條件，可以檢驗其協整關系，進而建立向量誤差修正模型。

表1 ADF單位根檢驗

本文使用的是Johansen協整關系檢驗，合理的滯后區間及檢驗形式的選擇是本方法的核心。選擇滯后區間時，通常先建立滯后階數為5的無約束VAR模型，再依據AIC和SIC同是最小值的準則來確定VAR的最優滯后階數p，則p-1即為協整檢驗的最優滯后區間。本研究中按照上述方法得出的最優滯后階數是4，因此協整檢驗的最優滯后區間就是1-3:至于檢驗形式則可能存在多種可能性，如表2所顯示本研究中存在4種可能。基于跡統計量和最大特征根的兩種方法表明，任何一種模型形式都可能在1%顯著水平下通過Johansen檢驗。［7］本模型中的4個變量之間確實存在著協整關系，但暫時卻無法確定哪種是最優的模型形式。

表2 Johansen協整關系檢驗結果匯總與最優VECM形式識別

為使結果更加客觀，筆者把可能的所有協整形式相應地都建立了VECM，然后依據最小信息準則(即AIC和SIC值都為最小)選擇出最優的VECM與協整檢驗形式。因此根據表2中最后兩行，最優的模型形式為標有*的序列空間和協整空間都只含有截距的第三種。相應地，反映變量之間長期均衡的協整關系的協整方程為:

其中，［］內的數據是t統計量。因變量為lnYt時，相應的誤差修正模型估計結果為:

誤差修正項ECMt-1的系數為顯著正，符合正向調節機制。ΔlnM的3期滯后項系數都顯著，且均為負數。ΔlnX的的1期滯后項系數顯著，雖然2期和3期的系數較為小，但3期的系數符號一致，所以并不影響短期效應的判斷。

三、Granger非因果關系檢驗

(一)短期效應分析

對非平穩但協整的變量進行Granger非因果關系檢驗應該基于誤差修正模型［8］。表3顯示了短期Granger因果關系檢驗的結果，當效應顯著時就標出效應的符號。

從短期來看，服務貿易的進口和出口比較優勢都是第三產業比較優勢的Granger原因，但它們短期效應的方向并不一致:服務貿易進口的增加短期內不利于第三產業的發展;另一方面，服務貿易的出口卻能促進第三產業的發展。從原因上講，在對服務的總需求既定的情況下，隨著服務進口額增多，消費者對國內服務的需求會減少。也就是說服務進口替代了國內服務，從而對第三產業造成沖擊，導致第三產業額下降。服務貿易出口的增加，則意味著國外對中國服務需求增加，那么第三產業的發展勢頭自然強勁。

其次，服務貿易進口比較優勢是出口比較優勢的短期Granger原因。短期效應為正說明服務貿易進口短期內能夠促進服務貿易的出口。可能是技術密集型和知識密集型服務的引入加速了國內服務業的發展，使精品和高質量的服務在服務出口中的比重增加。也可能是旅游進口的增加不僅讓更多的外國人有機會親身感受本地的傳統文化，還能帶動當地的經濟發展。同時，隨著生活水平的提高，越來越多的人有能力實現自己的愿望走出國門去體驗國外生活，因此，旅游出口也在增加。

表3 短期Granger非因果關系檢驗

最后，短期內第三產業比較優勢是服務貿易出口比較優勢的短期Granger原因，且其效應為正。第三產業的發展使得服務業的整體狀況改善，服務業的水平和質量提高。相應地，國內的服務在國際上的競爭力增強，更多的外國人愿意購買中國的出口的服務。所以，服務貿易出口隨著第三產業的發展而增加。

(二)長期效應分析

所謂長期總效應是指因變量是否顯著受特定自變量之間的長期均衡的協整關系的影響。對于第一個層次的長期效應，表4顯示了把誤差修正項êt－1和各個自變量的3個差分滯后項一起進行Wald聯合顯著檢驗的結果。

表4 長期Granger因果關系檢驗

對于第二個層次的長期效應，在0．1水平下所有變量間顯著存在雙向長期Granger因果關系。圖1更為直觀地展示了1－40期的廣義脈沖響應函數曲線，即效應隨時間變化的具體路徑和收斂狀況。

圖1 廣義脈沖相應函數曲線

第一，服務貿易進口比較優勢是中國第三產業比較優勢的長期Granger原因。但是，與短期的負效應不同，長期總效應卻是正的。盡管服務貿易進口比較優勢的增加短期內降低第三產業的比較優勢，但長期內卻能提高第三產業的比較優勢。與短期效應相比，其長期正效應則更加值得關注和思考。短期內，服務貿易進口額的增加，會對第三產業造成沖擊。但在長期，這一沖擊反而使國內企業有危機感，從而逼迫那些安于現狀的企業進行自我反省和大刀闊斧的改革，以求在競爭中生存。因此，服務貿易進口在長期中反而能促進第三產業的產業結構的調整和升級。

第二，服務貿易出口比較優勢是中國第三產業比較優勢的長期Granger原因，而且其長期總效應為正。因此無論短期還是長期，服務貿易出口增加都能夠顯著地促進第三產業的發展。隨著國內服務行業從國外市場獲得的利潤的增加，企業將有更多的資金用于科研以及創新，甚至用于國外新市場的開辟。當企業的創新能力提高，新的高科技服務產品的研發上市以及國際新市場的成功開拓，服務業的發展將出現質的飛躍。而這將在長期極大地推動整個第三產業的飛速發展。

第三，服務貿易進口在長期會促進服務貿易出口，是其長期Granger原因。這可能是由于服務進口會對國內服務行業造成沖擊，但為了在激烈的競爭中具有一席之地，國內服務行業將不得不采取調整產業結構，提高服務質量，加強創新能力等措施來提高自身競爭力。隨著中國服務業的發展和國內競爭優勢的加強，國際競爭優勢也將會明顯提高。因此，隨著國外對中國服務需求的急劇增加，自然會導致我國服務貿易出口額的急劇增加。

第四，與短期效應不同的是，在長期第三產業比較優勢并不是服務貿易出口比較優勢的顯著Granger原因。雖然短期內第三產業的發展將提高服務業的質量，增加服務貿易出口額，但是在長期內，第三產業無法使服務貿易的出口額無限增加。因為服務貿易出口量取決于國外的自身需求，而影響國外自身需求的決定性因素是國外的收入水平。

四、結 論

本文構建了一個包括服務貿易進口、服務貿易出口和第三產業相對規模的增長模型。在對1982～2012的30年年度數據進行實證分析后，得知上述三個變量間有長期均衡的協整關系。在對模型進行誤差修正后的Granger非因果關系檢驗的結果也顯示，三個變量之間存在著復雜的因果關系。

第一，無論在短期內還是在長期內，服務貿易出口比較優勢都是第三產業比較優勢的Granger原因，而且效應符號一致為正。此外，第三產業短期內對服務貿易出口是正效應，而長期卻無顯著效應。

第二，從短期效應和長期效應來看，服務貿易進口比較優勢始終對服務貿易出口比較優勢具有正效應。即服務貿易進口能夠刺激服務貿易的出口。

第三，服務貿易進口比較優勢在短期內抑制第三產業比較優勢，但是長期內卻能增強第三產業比較優勢，也就是說，服務貿易進口短期內不利于第三產業發展，長期內反而促進第三產業的發展。傳統觀點一般則認為服務貿易進口對第三產業不利，各國政府也采取各種措施限制服務貿易的進口以保護國內企業。然而，從本實證研究的結果來看，這些保護措施對第三產業的長遠發展并不是一件好事。在沒有政府保護的情況下，服務貿易進口的沖擊將促進企業進行產業結構調整和優化，以便在競爭中立足。當有了政府保護時，企業安于現狀，不再有危機意識，也就沒有了創新和變革。因此，可以考慮采取自由貿易政策借助市場自身力量來提高第三產業比較優勢。

［1］ 李小燕．服務貿易對中國服務業就業的影響研究［D］．長沙:湖南大學，2012．

［2］ 劉殿鑫．我國服務貿易對服務業就業的影響分析［D］．沈陽:遼寧大學，2013．

［3］ 陳渝蓉，鄒艷．中國服務貿易與第三產業結構調整關系的協整分析［J］．全國商情:經濟理論研究，2008(15):9-10．

［4］ 曾春暉．我國服務貿易發展對產業結構優化的影響研究［D］．無錫:江南大學，2009．

［5］ 楊立國，劉宇娜．FDI、第三產業發展和服務貿易出口——基于中國數據的實證研究［J］．稅務與經濟，2013(2):43-47．

［6］ 洪宇．韓國的石油進口、實際匯率與內生經濟增長［J］．東北亞論壇，2010(1):82-89．

［7］ 龐德良，洪宇．制度目標沖突與發展政策兩難選擇——來自中國經濟轉型的經驗性證據［J］．吉林大學社會科學學報，2010(4):120-128．

［8］ S im s C A，Stock J H，W a tsonM W．Inference in linear time ser ies mode ls w ith som e unit roots，E conom etrica，1990，58(1):113-144．