基于菱形理論的江蘇省服務貿易國際競爭力VAR模型實證

李向軍 隋瀚銳

摘要： 本文主要利用1994-2019年的相關數據，依據菱形理論的四個基本決定因素選取變量，構建VAR動態模型對江蘇省服務貿易國際競爭力進行實證研究，研究發現生產要素和支持產業是江蘇省服務貿易國際競爭力的主要影響因素。生產要素的貢獻率超過三分之一且具有相對長期的促進作用;支持產業的貢獻率合計接近30%，其中服務業發展水平貢獻率接近20%，貨物貿易規模的貢獻度接近10%，且具有長期正向綜合效應;相比而言，城鎮化率和經濟發展水平等需求條件因素的貢獻最低。

關鍵詞： 服務貿易;國際競爭力;VAR模型

1 引言

我國服務貿易雖起步較晚，但發展迅速，其進出口總量已從1985年的56.2億美元迅速增長至2019年的7850億美元，此外，服務貿易進出口總額占我國對外貿易總額的比例也從1985年的7.5%增長至2019年的14.64%，近5年來，我國服務貿易進出口規模總量穩居全球第二。在新的社會發展形勢下，江蘇省努力調整產業結構，積極推動服務貿易，2019年，江蘇省服務貿易進出口總量排名全國第四，為545億美元。2020年10月10日，蘇州第二次在國務院制定的服務貿易創新發展試點方案中上榜，南京也位于其中，江蘇省是此次唯一一個擁有兩個試點城市的省份。可以看出江蘇的服務貿易發展在國家戰略布局中十分重要，江蘇省也緊抓服務貿易這一新的經濟增長動力，不斷提升其國際競爭力，這對于其更好地把握服務貿易帶來的經濟增長新機遇以及更好地融于國家戰略具有重大意義。江蘇省的服務貿易雖在我國占據重要地位，但仍存在一定的問題，如傳統服務貿易占據的比重較大、服務貿易逆差大等等 ?[7]，這會對江蘇省服務貿易國際競爭力造成負面影響。

在這樣的背景下，本文選取江蘇省為研究對象，一方面國家高度重視江蘇省在服務貿易領域的發展且其服務貿易在當前我國占據有力的地位，該研究符合國家的政策導向。另一方面，此研究有助于為江蘇省提升服務貿易國際競爭力提供更有針對性的路徑支持，有利于其更好地發揮競爭優勢。

2 文獻綜述

2.1 國內文獻綜述

國內學者對于服務貿易國際競爭力的研究角度比較多，有的學者從服務貿易整體和其組成部分入手：焦曉松（2005）從整體和分部門兩個角度對我國服務貿易競爭力影響因素進行了實證研究。張利平（2007）與其研究類似，他對服務貿易整體和旅游服務貿易的國際競爭力分別展開了研究。國內大多數學者基于國家視角展開研究，例如李健偉（2019）選取了92個國家的面板數據，對影響發展中和發達國家的服務貿易國際競爭力的因素進行了研究。以及李振鐸（2019）也從國家視角出發，構建固定效應模型，針對中國服務貿易的國際競爭力情況進行了探究。但也有少數學者選擇了更小范圍的省市展開研究，例如田媛媛（2020）選用2006-2018年間云南省服務貿易的相關年度數據，基于鉆石模型四要素選取變量，構建主成分回歸模型，對于影響云南省服務貿易出口綜合競爭能力的主要因素進行了分析。另外，還有學者從單要素或其他角度入手：比如王翠翠（2020）在不同服務提供模式下，用97個國家及地區跨國單邊服務貿易數據構建多元線性回歸模型，研究了影響服務貿易在全球市場中競爭能力的各個因素之間的差異。陳李滿（2019）立足于人力資本及其構成，分析了其對服務貿易競爭力的影響。

2.2 國外文獻綜述

國外學者針對服務貿易組成部分展開研究的較多：Minsoo Lee（2014）使用MOR，TSC和RCA三個指標測度了中國旅游服務貿易的綜合競爭力水平，提出中國應加強旅游服務業上下游產業的發展，完善產業鏈，以提升中國的旅游服務貿易綜合競爭力。Joanna Wyszkowska-Kuna（2014）聚集于以知識密集為特點的服務貿易領域，在波蘭范圍內，對其競爭力進行了研究，他又在此基礎上針對知識密集型商業服務貿易，對歐盟新成員國在這方面的競爭力展開了討論和比較。此外，Joo Hwan Lee等人（2009）基于IT服務業的行業特征，對其競爭力指數評估構建了框架。有的學者立足于國家視角展開研究：Arindam Banik等人（2014）按部門計算了總體和模態服務貿易限制指數，對印度，斯里蘭卡，巴基斯坦，尼泊爾和孟加拉國等部分南亞經濟體的服務貿易壁壘進行了研究。Michael D. Clemes等人（2020）運用結構模型分析了1983年以來外商直接投資、高等教育、服務業就業水平、通貨膨脹率和互聯網擴散對中國服務貿易的影響。

3 模型設計

3.1 理論模型

3.1.1 菱形理論的基本原理

波特菱形理論包括四個基本決定因素和兩個輔助因素 ?[11]，波特認為這六個方面構成一個整體，相互作用，從而影響整體的競爭力水平，因此波特的菱形理論是分析競爭優勢時常用的模型。考慮到數據的可獲得性和可量化性，本文研究應用到的理論模型僅考慮四個基本決定因素。

3.1.2 菱形理論的基本要素

（1）生產要素。初級生產要素和高級生產要素共同作用于江蘇省服務貿易國際競爭力，服務貿易不同于傳統的貨物貿易，其對高科技人才的需要更大，一個地區的相關專業人才增多勢必會帶動本地服務貿易的發展。另外，在服務貿易發展初期，勞動力作為初級生產要素對于其發展做出的貢獻不容小覷，并且這部分廉價勞動力有望在從事相關工作中不斷提升專業素質，向高級生產要素轉化，激發行業內的競爭優勢。

（2）需求條件。國內市場相比較于國際市場而言，一個地區或國家的企業更容易了解到本地消費者的需求，當國內需求旺盛時，就會有更多的本地人購買相關的產品和服務，這樣也可以使企業接收到更多的用戶反饋，進一步改進相關產品或服務，這便能使其競爭力得以提升，更好地走向國際市場。

（3）相關及支持產業。一個產業具備強有力的國際競爭力的同時，其上下游相關的產業也一定是具備優勢的，具備競爭優勢的上下游企業通過產業集群效應，勢必會帶動服務貿易競爭優勢的提升，因此江蘇省服務貿易國際競爭力的大小與與其相關及支持產業的發展存在內在聯系。

（4）企業戰略、結構和同業競爭。企業若能具備前瞻性的戰略、完善的組織結構以及高素質的管理層等，這勢必會激發出企業更多的發展潛能，使其競爭優勢持續升級。此外，關于同業競爭方面，如果說上述提到的國內需求是企業提升國際競爭力的動力，那么本地同業之間的競爭則能夠為企業提升國際競爭力提供很好地推力作用，通過與其他強有力的同業者進行競爭，更能激發出本企業生產和經營效率方面的潛力，進行充分的資源配置，使其能夠以更強勁的姿態參與國際市場的“搏斗”，提升國際競爭力。

3.2 實證模型

3.2.1 變量選取情況

關于被解釋變量的選定情況，柴玲的研究中認為某一地區服務貿易國際競爭力水平的高低直接體現于其出口額在國際市場中所占據份額的多少 ?[2]，本文研究的國際競爭力主要指江蘇在國際市場上出售服務貿易的能力。因此本文選取江蘇省服務貿易出口額來衡量本文研究的被解釋變量，并選取符號Y來表示。

有關解釋變量的選定情況，依據數據的可獲得性，以波特菱形理論的四個基本決定要素為理論背景，對本研究的解釋變量進行選擇，最終確定以下六個變量：在要素條件方面采用人力資源變量，需求條件角度選用人均GDP和城鎮化水平變量，從相關及支持產業角度選擇服務業發展水平和貨物貿易規模變量，根據企業戰略、結構和競爭角度選用外商直接投資變量，共六個變量來研究江蘇省服務貿易國際競爭力。本文選用的各變量說明如表1：

3.2.2 實證方法

本文的實證方法為應用VAR模型進行回歸分析，其數學描述如下所示：

方程（1）中，t=1，2，...T，x1表示生產要素，此處以人力資源變量表示，x 2i表示需求條件，包含城鎮化水平和人均GDP兩個變量（i=1，2），x 3i表示相關及支持產業，包含服務業發展水平和貨物貿易規模兩個變量（i=1，2），x 4表示企業戰略、結構和同業競爭，以外商直接投資變量表示;y t為k維內生變量列向量;p是滯后階數;ψ 1，...，ψ p表示待估系數矩陣;εt表示隨機誤差項（k維擾動向量）。隨機誤差項之間不存在自相關關系，且內生變量與外生變量之間也不存在相關關系。

4 江蘇省服務貿易國際競爭力實證分析

4.1 ?數據來源

本文選取1994-2019年的年度數據，并假定在無量綱的情形下進行研究，本文研究數據主要是從《江蘇年鑒》、《江蘇統計年鑒》、《中國統計年鑒》、《中國第三產業統計年鑒》、《江蘇服務貿易發展研究報告》以及相關網頁上的資料進行整理計算而來。為有效地實現消除序列間異方差的影響，對數據取對數，[3]并對處理后的各變量用lnY、lnTE、lnAG、lnCL、lnSD、lnGT、lnFDI來表示。

4.2 描述性統計分析

在建立模型之前，先對數據進行描述性統計分析。下表2為本文研究的描述性統計分析結果，每組數據的觀測值均為26組，不存在樣本缺失的情況。各組樣本數據的Kurtosis均小于3，表明本文選取的各組數據分布與標準正態分布相比較為平坦。并且，各組數據的JB檢驗對應的P值均大于0.05，即在5%的顯著性水平下，各組樣本數據均服從正態分布。

4.3 相關性分析

根據表3，當顯著性水平為5%時，t檢驗對應的P值均小于0.05，因此本文選取的各解釋變量都分別與Y具有相關關系。并且相關系數都較大，可見相關性比較顯著，因此本文所選取的變量是有意義的。

4.4 基于VAR模型的實證分析

本文的實證分析均在Eviews10.0軟件中進行。

4.4.1 平穩性檢驗

由于VAR模型要求數據是平穩的或是具備協整關系的同階單整序列，所以先對各變量進行平穩性檢驗，結果如表4所示，在10%的顯著性水平下，各變量在一階差分后均達到平穩，即當顯著性水平為10%時，本文選取的變量均為一階單整序列。

注d代表進行了一次差分，其中檢驗形式為（m，t，n），m是指截距項，t是時間趨勢項，n指滯后的期數，而0則代表沒有該項。

4.4.2 協整檢驗

當顯著性水平為10%時，tau-statistic對應的P值為0.0832小于10%，表明各變量之間肯定存在一個協整關系，因此可以繼續對模型進行分析。

4.4.3 VAR模型實證回歸

（1）滯后階數

根據上述的分析，本文選用的七個變量為一階單整序列且存在協整關系，因此可以建立VAR模型。根據信息準則，表6中LR、FPE、AIC、SC、HQ的結果均支持該模型的最優滯后階數為滯后二階。因此本文建立七變量二階滯后VAR模型，即VAR（2）模型。

（2）VAR模型平穩性檢驗

由圖1可以看到本研究的VAR模型的所有單位根均置于一個單位圓內，由此可知本文建立的七變量二階滯后VAR模型是平穩的。

（3）脈沖響應和方差分解

本文是針對江蘇省服務貿易國際競爭力進行研究，所以下面主要分析各影響因素對江蘇省服務貿易國際競爭力（lnY）在不同時期的動態影響。本文的脈沖響應情況如圖2：

接下來，通過本文建立的VAR（2）模型對江蘇省服務貿易國際競爭力（lnY）的變化進行方差分解，結果如表7所示。

4.4.4 基于菱形理論的VAR模型回歸結果分析

對圖3的脈沖響應和表7的方差分解的結果進行整體分析如下：

（1）生產要素的影響效果分析

基于菱形理論，作為重要生產要素的人力資源有利于服務貿易競爭優勢的提升，本文的實證結果與該理論分析是一致的。當江蘇省服務貿易國際競爭力（lnY）受到人力資源（lnT E）的沖擊后（見圖3（a）），在期初呈現負向響應，于第4期開始出現正向響應，從整體上看，lnTE的沖擊對lnY呈現正向帶動作用。也就是說，在短期內，江蘇省第三產業就業人數對其服務貿易國際競爭力會產生抑制作用，但整體上其對于江蘇省服務貿易國際競爭力有顯著的推動作用。表7中，方差分解的結果顯示，江蘇省人力資源對于其服務貿易國際競爭力波動的貢獻率最大，為36.19%。因此，人力資源要素對于江蘇省提升服務貿易國際競爭力的貢獻率最大，并且在長期中，人力資源對于江蘇省服務貿易國際競爭力的提升具有顯著的推動作用。

（2）需求條件的影響效果分析

依據上文對需求條件的分析，城鎮化水平和人均GDP的提升能夠引致更多的服務貿易相關需求，有利于服務貿易競爭力的提升，這與本文的實證結果比較吻合。lnY對城鎮化水平（lnCL）和人均GDP（lnAG）的沖擊呈現正向響應（見圖3（c）和圖3（f）），但影響較小，也就是說，脈沖響應的結果表明，從整體看，城鎮化水平和人均GDP均對于江蘇省服務貿易國際競爭力提升具有推動作用。表7中，方差分解的結果顯示，lnCL和lnAG對于lnY變化的貢獻率較小，其中lnCL對lnY變化的貢獻值在第2期達到最大，約為2.89%，隨后逐期下降，于第15期穩定在1.14%左右。lnAG對lnY變化的貢獻值在第3期達到最大值，為1.58%左右，于第15期穩定于0.92%左右。所以，人均GDP和城鎮化水平對江蘇省服務貿易國際競爭力都具有推動作用，但作用效果不明顯。人均GDP對江蘇省服務貿易國際競爭力波動的貢獻率最低，僅為0.92%，城鎮化水平對其波動的貢獻率僅高于人均GDP，為1.14%。

（3）相關及支持產業的影響效果分析

當相關及支持產業發展良好時，可以與服務貿易產生產業集群效應，可以更好地提升服務貿易的競爭優勢。而本文的實證結果顯示相關及支持產業對江蘇省服務貿易競爭力并不總是促進作用。圖3（b）顯示，lnY受到服務業發展水平（lnSD）的沖擊后， 前6期均為正向響應，之后出現負向響應，并趨于穩定。圖3（d）顯示，當lnY受到貨物貿易規模（lnGT）的沖擊后，表現出相反的響應趨勢，從第6期開始由負向響應轉變為正向響應并趨于穩定。方差分解的結果顯示（見表7），服務業發展水平對江蘇省服務貿易國際競爭力波動的貢獻率位居第二，為19.74%，貨物貿易規模對其波動的貢獻率位于第三，為9.69%。綜上，服務業發展水平和貨物貿易規模對江蘇省服務貿易國際競爭力波動的貢獻率分別位居第二、第三，且具有長期的綜合正效應。服務業發展水平、貨物貿易規模都在第6期開始對江蘇省服務貿易國際競爭力的影響發生了變動，其中，服務業發展水平對其影響由促進變為抑制，貨物貿易規模對其的影響由抑制轉變為促進，但兩者的綜合效應具有長期的正向促進作用。

（4）企業戰略、結構和同業競爭的影響效果分析

外商直接投資可以帶來更多的資金并且引起更多的服務貿易相關企業的競爭，理論上可以激發出更多的競爭優勢，但本文的實證分析結果有另一種發現（見圖3（e））。當lnY受到外商直接投資（lnFDI）的沖擊后，表現出和響應服務業發展水平沖擊一樣的趨勢，即從第6期開始由正向響應變為負向響應。如表7，方差分解的結果顯示，外商直接投資對江蘇省服務貿易國際競爭力波動的貢獻率居中，為9.28%。因此，外商直接投資對于江蘇省服務貿易國際競爭力的影響自第6期由促進作用變為抑制作用。并且，其對于江蘇省服務貿易國際競爭力波動的貢獻率為9.28%。

5 結論與建議

5.1 結論

本文以菱形理論為理論基礎，應用VAR模型做實證分析發現，菱形理論四個主要要素中，生產要素和支持產業是江蘇省服務貿易國際競爭力的主要因素，前者貢獻了約三分之一的貢獻率，后者的貢獻率接近30%。從生產要素的貢獻作用來看，江蘇省人力資源（lnTE）即第三產業就業人數對于其服務貿易國際競爭力（lnY）波動的貢獻率最大，為36.19%，脈沖響應函數和方差分析均表明江蘇省第三產業就業人數對于江蘇省服務貿易國際競爭力有顯著的推動作用。從支持產業的要素貢獻作用看，服務業發展水平（lnSD）對江蘇省服務貿易國際競爭力波動的貢獻率位居第二，為19.74%;貨物貿易規模（lnGT）對其波動的貢獻率居中，分別為9.69%;雖然服務業發展水平和貨物貿易對江蘇服務貿易國際競爭力的長期影響具有交互的抑制或促進作用，但從兩者的綜合作用效應來看，具有長期的正向效應。相比較而言，企業戰略、結構和同業競爭的短期和長期影響效果不同，外商直接投資（lnFDI）中、短期具有顯著的正向促進作用，貢獻率為9.28%，但長期具有一定的負面沖擊。國內需求的重要作用相對較弱，人均GDP（lnAG）對江蘇省服務貿易國際競爭力波動的貢獻率最低，僅為0.92%，城鎮化水平（lnCL）對其波動的貢獻率僅高于人均GDP，為1.14%，但長期看，脈沖函數顯示，人均GDP和城鎮化水平對江蘇省服務貿易國際競爭力都具有推動作用，雖然較小但持續效果明顯。

5.2 建議

第一，江蘇省應該充分利用省內高校的資源優勢，培養更多的服務貿易相關的專業人才，并且從服務貿易對國際競爭力的長遠影響視角考慮，江蘇省應重視對現有的服務貿易就業人員的專業素質和技術進行提升，這樣可以更好地發揮人力資源對其競爭優勢的帶動作用。第二，應密切關注與服務業、貨物貿易、外商直接投資相關的政策的時間年限，若對貨物貿易發展采取相應的促進政策或措施時，其對江蘇省服務貿易國際競爭力的促進作用要在政策實施后的第6年起才會逐漸顯現，因此制定有關貨物貿易的相關政策時應該注意政策的時間節點，將其對服務貿易國際競爭力促進作用的時滯性充分納入政策制定階段的考量中。若制定涉及服務業和外商直接投資的相關政策時，應該提前制定好相應的對沖政策，來緩解自政策實施第6年起服務業發展或外商投資對江蘇省服務貿易競爭優勢的抑制作用。第三，江蘇省應該重視省內城鎮化水平的協調、均衡發展，積極推進新型城鎮化建設的開展，在城鎮化水平的提升過程中，重點關注城鎮化的質量，使城鎮化的發展朝著更能提升居民幸福指數的方向發展，以此來激發出更多的服務貿易需求，進而提升江蘇省服務貿易的競爭力。

參考文獻

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