中國服務貿易順差影響因素研究

劉曉鎮　石婷　余穎

【摘要】1978年十一屆三中全會召開，標志著改革開放開始，我國由高度集中的計劃經濟體制轉變為社會主義市場經濟體制。許多國外的游客也對中國產生了濃厚的興趣，紛紛涌入我國觀光旅游。數據表明，1985―1991年我國服務貿易為順差，人民幣匯率、外商直接投資、旅游、政府作用等等都對服務貿易有影響，本文基于改革開放的大背景通過實證分析來研究1985―1991年影響我國服務貿易順差的因素。

【關鍵詞】匯率;服務貿易;順差

一、旅游服務貿易在服務貿易中的占比增加

旅游基礎設施方面已基本具備條件，沿海較發達城市的主要酒店的硬件水平已不低于發達國家酒店的水平。餐飲、旅游飯店都是該時期對外開放的主要領域。旅游飯店又是我國服務業中最早向國際市場開放、最早與國際標準接軌的行業，毫無疑問，旅游業的發展為我國這一時期服務貿易順差帶來了不小的貢獻。

二、外商直接投資額的增加對服務貿易的影響

隨著我國的改革開放，對于外商直接投資的政策越來越開放，進入中國的外商直接投資也越來越多，對于當時中國的服務貿易發展是有推動作用的，畢竟當時中國的經濟狀況并不是很好，外商的直接投資的作用是很大的。1985—1991年外商直接投資額。

三、人民幣匯率變動對服務貿易的影響

匯率對于一國的進出口是有影響的，并且這一影響是長期的。一般來說，在直接標價法下，一國匯率上升，有利于出口，匯率下降，有利于進口。1945—1973年美國實行“雙掛鉤”的匯率制度，美元與黃金掛鉤，其他貨幣與美元掛鉤。在當時，我國是沒有獨立的貨幣政策的，實行的是固定匯率制度。1985—1991年，我國實行“雙重匯制”，官方匯率與外匯調劑價格并存。也就是說，匯率在一定程度下是可以浮動的。從數據來看，這七年人民幣匯率是不斷上升的，對于服務貿易的進口是有利的。

四、政府作用對我國服務貿易發展的推動

（一）全民所有制企業改革

經濟永遠與國家政策分不開。1986年12月5日，國務院做出《關于深化企業改革增強企業活力的若干規定》。《規定》提出全民所有制小型企業可積極試行租賃、承包經營。全民所有制大中型企業要實行多種形式的經營責任制。各地可以選擇少數有條件的全民所有制大中型企業進行股份制試點。該項政策對于推動城市經濟體制改革具有重要意義，進一步地簡政放權，改善了企業外部條件，擴大了企業經營自主權，促進了企業內部機制改革。

（二）中美建交

1973年，中美正式建交。這對于我國經濟的發展是有促進作用的。大量的資本進入中國市場，外商紛紛利用中國的廉價勞動力投資建廠，兩國間的貿易往來頻繁，刺激了中國經濟的發展。

五、建立模型

將國際旅游外匯收入、人民幣匯率、外商直接投資作為解釋變量，服務貿易順差額作為被解釋變量建立多元線性回歸模型，為降低多重共線性，消除異方差和自相關，采用對數模型。lny=β0+β1lnx1+β2lnx2+β3lnx3+ε（其中x1指國際旅游外匯收入，x2指美元兌換人民幣的比值，x3指外商直接投資）

六、數據來源說明

本文使用的1985—1991年的服務貿易順差額、國際旅游外匯收入、美元兌換人民幣的比值、外商直接投資額均來自于國家統計局官網。ε則指在該期間對于服務貿易順差帶來重大影響的事件，例如1979年中美建交、全民所有制企業改革等等。

七、參數估計與假設檢驗

假設H0：β1=β2=β3=0;HA：β1、β2、β3中至少一個不為0。首先分別做lnx1與lny、lnx2與lny、lnx3與lny的散點圖，由于所研究問題的時間跨度太短，散點圖不是非常明顯，但是還是可以大致看出樣本點基本在一條線性回歸直線左右。接著，做OLS估計，我們發現，判定系數很高為0.891450，說明國際旅游外匯收入、外商直接投資額、人民幣匯率解釋了服務貿易順差額的89.1450%，說明這三者對于服務貿易順差額是有貢獻的。然而，這三個解釋變量在5%的顯著性水平下是難以通過的，但是在17%的顯著性水平下可以通過，在這一顯著性水平下可以拒絕原假設，說明系數顯著不為0，顯著存在。D.W.檢驗為2.8，沒有完全等于2這么精確，但是也可認為無一階級自相關。大致得出函數形式為lny=16.44925+2.763577lnx1+2.649355lnx2-3.051893lnx3+ε不過，該結果還是不甚讓人滿意。解釋變量的t檢驗不能通過，考慮可能有多重共線性的影響，利用相關系數檢驗法得出結果。不難發現，各個變量之間的相關系數較大，有較為嚴重的多重共線性存在。

八、消除多重共線性

用被解釋變量lny分別與lnx1、lnx2、lnx3做一元線性回歸。很顯然，國際旅游外匯收入和人民幣匯率這兩個解釋變量基本上是可以通過t檢驗的。雖然擬合優度不是很高，但是基本上我們可以在6%的顯著性水平下拒絕原假設，認為β1、β2顯著存在。即：

lny=-9.131570+1.546993lnx1+ε;lny=-0.346600+2.138936lnx2+ε

九、結論

此次建模做參數估計與假設檢驗不算成功。變量之間存在多重共線性。國際旅游外匯收入與服務貿易順差之間存在著共同的經濟趨勢。解釋變量的選擇有待商榷。此外，僅僅分析7年的數據，樣本數據不足，致使最終的t檢驗難以通過。理應增加樣本容量以提高回歸參數的估計精度，使回歸參數的方差和標準誤減小，t檢驗值也能增大。通過增加樣本數據，來改進模型參數的估計，提高參數估計的精度和假設檢驗的有效性。

參考文獻：

[1]劉東升，蔣先玲.國際服務貿易：原理、政策與產業[M].北京：首都經濟貿易大學出版社，2010.

[2]田翠翠，靳宏偉，江河，等.我國旅游業發展的研究[J].中國科技博覽，2018，（18）.

作者簡介：

劉曉鎮（1998-），女，侗族，湖北恩施人，本科在讀，研究方向：國際經濟與貿易。