基于VAR模型的中國服務貿易結構優化實證分析

王瑞榮

(紹興職業技術學院 經貿管理學院，浙江 紹興 312000)

自2010年以來，服務業增加值占世界經濟的比重超過70% ，服務業已經成為推動經濟增長的主體。2012—2015年間，全球服務貿易年均增速僅為2.2%，呈現低速增長態勢。與此同時，伴隨著世界經濟結構的轉變，中國服務業增加值比重在2013年首次超過工業，且其比重持續穩步上升，2016年服務業占GDP的比重達到51.6%，高于第二產業11.8個百分點*許劍毅:《2016年我國服務業持續快速增長》，2017-01-22，http://finance.people.com.cn/n1/2017/0122/c1004-29041899.html。。這表明中國經濟結構由“二三一”轉變為“三二一”，產業結構進一步優化，服務業已然成為中國經濟發展的“助推器”“潤滑器”和“穩定器”。然而，與國內蓬勃發展的服務業相比，服務貿易不容樂觀。2013年以來，中國服務貿易逆差連年保持在1 000億美元以上，且呈現逐年擴大趨勢，僅2017年1—5月服務貿易累計逆差1 014億美元*《中國服務貿易逆差又擴大 5月環比增長23%》，2017-06-28，https://wallstreetcn.com/articles/312797？nomobi=true。。服務貿易結構失衡日益凸顯(服務貿易出口仍以勞動、資源密集型的傳統服務為主，技術與資本密集型服務貿易出口占比較低)*李丹：《基于三角白化權函數的中國服務貿易結構失衡灰色評估及失衡度測算》，《經濟經緯》2016年第3期，第72-77頁。許和連、成麗紅：《動態比較優勢理論適用于中國服務貿易出口結構轉型嗎——基于要素結構視角下的中國省際面板數據分析》，《國際貿易問題》2015年第1期，第25-35頁。。在供給側改革進入實質性推進的關鍵階段，實現中國服務貿易結構優化，不僅要依靠對外貿易增長方式的轉變，還與服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度以及制度環境等密不可分。

那么，在服務業快速發展的進程中，服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度、制度環境與服務貿易結構優化究竟處于怎樣的關系？這已經成為學界、業界和政界關注的焦點。本文主要研究服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度、制度環境對服務貿易結構優化的影響，以期為相關部門制定促進服務貿易結構優化政策提供決策參考。

一、文獻回顧

后危機時代，伴隨著世界范圍內貨物貿易的日益萎縮，服務貿易成為中國振興經濟的重要策略，國內學者對服務貿易及其結構優化方面作了大量卓有成效的研究。一是基于微觀視角。王爽等(2014)根據2000—2012年的相關數據，對中國文化服務進出口規模、結構進行實證分析，發現中國文化服務貿易一直存在逆差，且逐年增大*王爽、邢國繁、張曙霄：《中國文化服務貿易結構及競爭力實證研究》，《商業研究》2014年第6期，第90-97頁。。二是基于中觀視角。余道先等(2010)認為，中國生產性服務貿易進出口結構不合理，現代生產性服務業發展滯后*余道先、劉海云：《中國生產性服務貿易結構與貿易競爭力分析》，《世界經濟研究》2010年第2期，第49-55頁。。王榮艷(2010)考察了東亞各經濟體生產者服務貿易結構的變遷發現，隨著東亞各經濟體產業結構的不斷升級，服務貿易也得以快速發展，從生產者服務貿易總體上看，其發展依然遵循“雁陣”主導的產業轉移模式*王榮艷：《東亞地區生產者服務貿易結構變遷研究——基于 “雁陣” 模式的實證分析》，《亞太經濟》2010年第3期，第42-46頁。。三是基于宏觀視角。楊廣等(2010)對中國與OECD國家服務貿易結構的變動趨勢作了詳細對比分析，結果表明：中國目前服務貿易結構的變動具有階段性特點，貿易結構演化的趨勢與OECD國家具有內在一致性*楊廣、韋琦：《服務貿易結構演變的世界趨勢與中國悖論——基于中國與 OECD 國家的比較研究》，《國際經貿探索》 2010年第7期，第77-82頁。。舒燕等(2011)運用協整和誤差修正模型對中國服務貿易結構、物質資本積累、人力資本積累和技術進步之間的關系進行實證分析*舒燕、林龍新：《我國服務貿易結構的特征和影響因素研究》，《經濟經緯》2011年第4期，第76-80頁。。曹標(2012)通過對中國、日本和韓國三個處于不同發展階段國家的服務貿易結構橫向、縱向的分析比較，研究三國服務貿易結構調整路徑的異同*曹標：《中日韓服務貿易結構比較研究》，《亞太經濟》2012年第4期，第86-90頁。。李丹(2016)研究發現，2000—2013年中國服務貿易結構由嚴重失衡轉為一般失衡，且服務貿易出口結構失衡狀況不斷改善，而進口結構失衡愈加惡化*李丹：《基于三角白化權函數的中國服務貿易結構失衡灰色評估及失衡度測算》，《經濟經緯》2016年第3期，第72-77頁。。值得一提的是，外商直接投資對服務貿易的影響日益受到學者的重視，一般認為外商直接投資能夠促進服務貿易出口*李惠娟、蔡偉宏：《中美服務貿易國際分工地位的比較研究——基于增加值貿易的視角》，《經濟問題探索》2017年第2期，第102-110頁。*胡飛：《服務業外商直接投資對中國服務貿易出口的影響——基于行業面板數據的實證研究》，《經濟問題探索》2015年第6期，第71-75頁。。技術進步對服務貿易結構優化的促進作用已經得到學界的普遍認可*舒燕、林龍新：《外商直接投資對中國雙邊服務貿易流量的影響研究——基于服務貿易引力模型的實證分析》，《經濟經緯》2013年第4期，第71-75頁。*劉艷：《我國服務貿易進口、服務業 FDI 與技術進步的關系研究——基于協整方法和 VEC 模型的實證分析》，《國際商務研究》2011年第1期，第9-15頁。。而從服務貿易開放度和制度因素角度研究服務貿易結構的成果相對較少*孔慶峰、亣蕊：《基于貿易三元邊際的中國服務貿易開放度分析》，《商業經濟與管理》2015年第6期，第65-75頁。*陳麗麗、龔靜：《區域服務貿易協定、制度因素與服務貿易促進體系研究——基于 49 國之間雙邊服務貿易流量面板數據的實證分析》，《國際貿易問題》2014年第11期，第132-143頁。。

從以上文獻分析可以發現，關于服務業外商直接投資、技術進步與服務貿易關系視角的研究較多，而將服務貿易開放度和制度因素引入分析五者之間關系的成果較少。本文將服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度和制度因素四個因素納入服務貿易結構分析框架，利用VAR模型，實證分析四因素對服務貿易結構優化的影響效應，以期彌補相關研究的不足，為中國服務貿易結構優化升級提供理論參考。

二、變量選取、模型設定和數據來源

(一)變量選取

1.服務貿易相對指數。本文的主要目的是研究服務業對外直接投資、技術創新等因素對服務貿易結構優化的作用。借鑒李丹等(2011)的服務貿易相對指數方法*李丹、崔日明：《日本與美國服務貿易結構優化比較研究》，《亞太經濟》2011年第2期，第69-74頁。，選取現代服務業出口額EXM與傳統服務業出口額EXT比值作為服務貿易結構優化的指衡量標。具體如式(1)：

(1)

其中，t表示年份，STSC為被解釋變量服務貿易相對結構指數，EXT表示旅游、運輸服務兩大類傳統服務貿易出口額，EXM則表示除兩類傳統服務業之外(具體包括加工服務，維護和維修服務，建設服務，保險和養老金服務，金融服務，知識產權使用費服務，電信、計算機和信息服務，其他商業服務等)現代服務業的出口額。一般來說，該值大于0，且數值越大說明該地區現代服務業出口比值越高，其服務貿易結構越優化。

2.服務業外商直接投資。服務業對外直接投資是影響服務貿易結構優化的一個重要變量，本文選取服務業外商直接投資實際使用金額與國內生產總值的比值表示。

3.技術進步。由于專利申請授權數比專利申請數更具有代表性，本文選取專利申請授權數作為代理變量。

4.服務貿易開放度。服務貿易開放度是體現服務貿易結構優化的一個重要指標。本文采用服務貿易進出口總額與其國內生產總值的比值作為代理變量。

5.制度因素。制度因素對服務貿易的影響較為復雜，參考龔靜(2014)*龔靜：《母國制度因素對中國省際對外直接投資的影響研究——基于 31 個省市動態面板模型的實證分析》，《產經評論》2014年第4期，第150-160頁。制度因素選取指標的方法，采用全國財政支出占GDP比值作為代理變量。

(二)模型設定

VAR模型主要是用來刻畫相關聯的時間序列變量的動態關系，而且不需要事前設定假設條件，因此，該模型被廣泛應用到經濟分析中。本文將服務貿易相對結構指數、服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度和制度因素納入VAR模型分析中，同時使用單位根檢驗(ADF)、協整檢驗(Johansen-Juselius)、脈沖響應函數(Impulse Response Function)與方差分解(Variance Decomposition)等方法，實證分析五個變量的相互關系。此外，基于本文的研究目的，外生變量將不在文章的考慮范圍內，因此，設定的模型如公式(2)所示：

Yt=λ1Yt-1+λ2Yt-2+λ3Yt-3+…+λnYt-n+εt

(2)

其中，λ1，λ2，λ3，…，λn是待估參數，t表示時間，t=1，2，…，T，n為自回歸滯后階數，εt為隨機干擾項。

(三)數據來源和處理

目前我國各地區服務貿易發展不平衡，相關省份服務貿易發展水平和速度呈現較大的差異，本文最終選取全國作為實證分析的樣本。鑒于數據的可獲得性，樣本選取時間跨度為1997—2015年。其中，中國服務貿易(包括傳統服務業和現代服務業進出口額)數據來自《中國國際收支平衡表》(2016)；服務業外商直接投資實際使用金額和國內生產總值數據來自《中國統計年鑒》(1998—2016)；專利申請授權數源于中國科技數據庫；國家財政支出選取一般公共預算支出作為代理變量，源于《中國統計年鑒》(2016)。在計算服務貿易開放度以及服務業外商直接投資兩個指標時，按照當年平均匯率將GDP人民幣價轉化為美元價計算得到。由于服務貿易出口額和GDP都是名義變量，因而不再剔出價格波動因素。同時，為了減少或消除時間序列數據可能存在異方差，本文對技術進步變量取對數，進而得到新的變量：lnTP。新的變量仍然保持原有數據特征和性質，不影響實證分析的結果。利用Eviews8.0進行實證部分的分析。具體變量名稱、代碼和含義見表1。

三、計量結果與分析

(一)單位根檢驗

在進行模型估計前，為了防止出現“偽回歸”，必須檢驗時間序列數據的平穩性。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller test statistic)和PP兩種方法(Phillips-Perron test statistic)對所有時間序列變量進行平穩性檢驗，進而確定各個變量的平穩性和單整階數(見表2)。由表2可以發現，5個變量在5%的顯著性水平下都是不平穩的，但是5個變量的一階差分(ΔSTSC、ΔSFDI、ΔlnTP、ΔSTOD、ΔIF)均通過了5%的平穩性檢驗，為平穩序列，即同階單整I(1)。所以，可以構建VAR模型，實行Johansen協整檢驗。

表1 變量名稱、代碼及其含義

(二)確定VAR模型滯后階數

在利用Johansen Cointegration Test進行協整檢驗分析前，需要確定VAR模型的滯后階數，根據VAR模型的LR、FPE、AIC、SC和HQ五大準則，同時必須基于待估樣本的容量以及殘差估計有效性來判斷。由表3可知，在所有評價指標中，均認為滯后階數2為最佳滯后階數。最終確定本文采用滯后階數為2的VAR模型。

表2 單位根檢驗結果

注：(c，t，k)為單位根檢驗方程中的常數項、時間趨勢項及滯后階數，△表示一階差分。

表3 VAR模型滯后階數的判斷

注：*表示從每一列標準中選取的滯后階數。

(三)Johansen協整檢驗分析

由表4可知，5個變量之間至少存在三個協整關系，即至多有3個具有協整關系的原假設所對應的跡統計量和最大特征值均大于其所對應的5%的臨界值，表明原假設成立。因此，服務貿易結構相對指數與服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度及制度因素之間存在長期均衡關系，進而得到協整方程(圓括號內為標準誤差，方括號內為t統計量)為：

STSC=-3.4739+110.3563×SFDI+0.1667×lnTP+8.3786×STOD+5.1974×IF

(3)

(58.4531) (0.2051) (8.0715) (7.4267)

[1.8879] [0.8131] [1.0380] [0.6998]

由協整方程(3)可以發現，服務貿易結構相對指數與服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度及制度因素均為正相關。通過提升服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度及制度因素等，可以優化服務貿易結構。

表4 Johansen協整檢驗結果

注：*表示在5%水平上顯著。

(四)Granger因果檢驗

由表5可知，在5%的顯著性水平下，服務業外商直接投資(SFDI)、制度因素(IF)與服務貿易相對指數(STCS)具有單向因果關系；在10%的顯著性水平下，技術進步(lnTP)、服務貿易開放度(STOD)與服務貿易相對指數具有單向因果關系。總體來看，服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度和制度因素4個變量的前期變化可以有效解釋服務貿易結構變化。

(五)脈沖響應函數分析

脈沖響應函數主要是用來描述各個變量間由于誤差隨機干擾項所帶來沖擊的動態交互過程的影響程度。此部分將重點分析服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度和制度因素對服務貿易結構的沖擊反應，具體結果見圖1—圖4。圖形中橫軸代表沖擊作用的滯后期間數，縱軸代表服務貿易結構(被解釋變量)響應程度，中間實線代表脈沖響應函數值，兩測虛線代表脈沖相應函數值的正負兩倍標準差偏離程度。

表5 Granger因果檢驗結果

由圖1可知，服務貿易結構在受到服務業外商直接投資的一個正沖擊后，在前3期呈現出顯著影響，其中第2期時達到最高點3.9%，第3期出現下降趨勢，到第4期時出現暫時的負向效應，其余期間均為正向效應，并且后期的正向效應呈現逐漸下降趨勢。因此，從整體上看，服務業外商直接投資對服務貿易結構的沖擊具有正向效應，且在短期內服務業外商直接投資可以優化我國服務貿易結構。但是，隨著服務業外商直接投資規模的不斷擴大，外商直接投資所帶來的外部正向效應將逐漸下降或抵消，就長期而言，不能依靠服務業外商直接投資來優化我國的服務貿易結構。

圖1 服務業外商直接投資對服務貿易結構的脈沖響應函數

圖2 技術進步對服務貿易結構的脈沖響應函數

圖3 服務貿易開放度對服務貿易結構的脈沖響應函數

圖4 制度因素對服務貿易結構的脈沖響應函數

由圖2可以發現，當服務貿易結構受到技術進步的一個正沖擊后，第1期開始下降到最低點3.3%，而后開始波浪式上升，在第6期上升到最高點3.3%，隨后出現下降趨勢，第8期后開始加速上升。因而，整體上看，除第2期和第8期出現短暫的負向效應，其余各期均為正向效應。這表明技術進步對服務貿易結構影響的長期性，即要實現服務貿易結構的優化，從根本上來說需要依靠技術進步、自主創新，提升服務貿易的附加值，實現服務貿易的結構升級。

由圖3可知，服務貿易開放度的沖擊，會使服務貿易結構在當期及后續階段(持續到第4期)呈現負向效應，而且這種負向效應在逐漸減弱。在第4-6期和第9-10期出現正向效應。可以發現服務貿易開放度對服務貿易結構影響效應敏感，這在很大程度上是由于之前我國的服務貿易發展很緩慢，出口主要是貨物貿易拉動，進而導致我國服務貿易開放水平不高，而隨著我國加入WTO、經濟進入新常態以及供給側改革，服務貿易開放領域、廣度和深度進一步擴展，服務貿易開放成為服務貿易結構優化的關鍵因素之一。

由圖4可知，從整體上看，制度因素對服務貿易結構的沖擊呈現正向效應。當服務貿易結構在受到制度因素的一個正沖擊后，在第4.5-6期和9-10期出現暫時的負向效應，其余各期均為正向效應，而且后續呈現緩慢增強趨勢。隨著我國地方政府制定、落實各項促進服務貿易發展的政策、法規相繼出臺，制度因素的有效實施將進一步促進服務貿易結構的優化。

(六)方差分解分析

VAR模型中的方差分解可以刻畫沖擊在服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度及制度因素與服務貿易結構的動態演變過程中的相對重要性(見表6)。由表6可知，服務業外商直接投資對服務貿易結構的沖擊具有正向作用，其貢獻度穩定在9.46%～15.80%之間；技術進步對服務貿易結構的沖擊同樣具有正向作用，其貢獻度穩定在6.89%～14.01%，且穩步提高；服務貿易開放度對服務貿易結構的沖擊具有遞增的正向效應，其貢獻度穩定在9.95%～20.28%之間，是所有變量中貢獻度最大的；制度因素對服務貿易結構優化的沖擊呈現正向作用，其貢獻度穩定在2.25%～3.78%之間，貢獻度最小。

表6 各變量對STCS預測方差分解/%

四、結論與啟示

本文利用VAR模型，實證分析中國服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度、制度因素與服務貿易結構之間的關系，結果表明：

1.各個變量之間存在顯著協整關系且具有非線性動態影響特征。基于Johansen協整檢驗可以看出，服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度、制度因素與服務貿易結構之間存在顯著的協整關系，各個變量相互間存在非線性的動態影響特征，即服務貿易結構相對指數在不同的發展階段對服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度、制度因素具有不同的影響效應。因此，各級政府在制定促進服務貿易發展的政策時，要結合我國區域發展的差異性，合理布局，差異化發展。

2.各個變量之間具有單向因果關系。基于格蘭杰因果檢驗可知，服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度和制度因素對服務貿易結構優化均具有單向因果關系。因此，通過提高服務業外商直接投資質量、推動技術進步、深度開放服務貿易領域、優化服務貿易制度環境，可以實現服務貿易結構的優化。

3.技術進步將成為優化服務貿易結構的關鍵點。基于脈沖相應函數分析可以發現，從整體上看，服務業外商直接投資和制度因素對服務貿易結構的沖擊具有正向效應，而技術進步、服務貿易開放度對服務貿易結構影響效應敏感，且技術進步將成為優化服務貿易結構的關鍵點。因此，各級政府部門應堅定不移地加快服務業對外開放的步伐，制定行之有效的政策，有序引導外資投入到附加值高的現代服務業領域，形成產業空間集聚效應、貿易創造效應；要搭建平臺，促進技術成果向服務貿易轉化，實現服務貿易的結構優化。

4.各變量對服務貿易結構優化具有顯著的促進作用。通過方差分解可知，服務業外商直接投資、技術進步、服務貿易開放度、制度因素對服務貿易結構優化具有顯著的促進作用，其中服務貿易開放度對服務貿易結構優化的貢獻度最大，服務業外商直接投資的貢獻先上升后下降，而技術進步的貢獻度持續顯著上升。因此，要加大對技術創新的資金扶持力度，以技術進步推動我國服務貿易結構的優化升級。