李中堯 郭健全

摘要：本文通過建立時間序列，運用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗及誤差修正模型等計量方法，對我國1989～2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析。分析結(jié)果表明，我國服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口之間存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系；服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，貨物貿(mào)易出口是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因；誤差修正模型表明，服務(wù)業(yè)FDI變動對我國服務(wù)貿(mào)易出口的影響要大于貨物貿(mào)易出口?；谝陨系膶嵶C研究，本文提出了針對性的建議。

關(guān)鍵詞：服務(wù)業(yè)FDI；服務(wù)貿(mào)易出口；貨物貿(mào)易出口；實證分析

一、引言

在經(jīng)濟全球化及我國加入世界貿(mào)易組織的雙重影響下，我國的服務(wù)貿(mào)易有了很大程度的發(fā)展。盡管如此，由于我國的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展基礎(chǔ)較薄弱，起步也較晚，和其他的一些發(fā)達國家相比服務(wù)貿(mào)易還較弱。

外商直接投資作為一種新的資源配置方式，無論是對投資國還是對被投資國的經(jīng)濟發(fā)展都有重要的影響。改革開放以來，我國吸引了大量的外商直接投資，2002年我國已成為世界上第一大引資國。由于我國的外商直接投資主要流向了第二產(chǎn)業(yè)，對貨物貿(mào)易產(chǎn)生了重要的影響，大量的研究也主要集中在外商直接投資對貨物貿(mào)易的影響，而關(guān)于外商直接投資對服務(wù)貿(mào)易進出口影響的研究則比較少。因此，研究FDI對我國服務(wù)貿(mào)易的影響具有很大的意義。本文選取1989～2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過對流入服務(wù)業(yè)的FDI與服務(wù)業(yè)出口之間的關(guān)系進行實證分析來探討外商直接投資與服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系。

二、理論假定、模型及數(shù)據(jù)選取

（一）理論假定

影響一國服務(wù)貿(mào)易出口的因素有很多，一般主要有經(jīng)濟發(fā)展水平、貨物發(fā)展水平、服務(wù)業(yè)開放度、FDI等。本文根據(jù)相關(guān)學者的研究，在外商直接投資的基礎(chǔ)上，又加上一個控制變量：貨物貿(mào)易出口。本文相關(guān)的變量為：服務(wù)貿(mào)易出口（被解釋變量）、FDI（解釋變量）和貨物貿(mào)易出口（控制變量）。

1. FDI

服務(wù)業(yè)FDI的流入可能對服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生替代效應(yīng)，也可能產(chǎn)生促進效應(yīng)，兩者的大小將共同決定FDI是促進服務(wù)貿(mào)易的出口還是阻礙服務(wù)貿(mào)易的出口。如果促進效應(yīng)大于替代效應(yīng)，將促進服務(wù)貿(mào)易的出口；反之，則會阻礙服務(wù)貿(mào)易的出口。

（1）替代效應(yīng)。服務(wù)業(yè)是資本密集型企業(yè)，發(fā)達國家通常在人力資本、技術(shù)、資金等方面具有比較優(yōu)勢，而發(fā)展中國家通常在勞動方面具有比較優(yōu)勢，這使得發(fā)達國家的服務(wù)業(yè)具有很強的競爭力，而發(fā)展中國家服務(wù)業(yè)的競爭力則較弱。發(fā)展中國家通常是外資流入國，即被投資國。外資進入東道國后將會通過貿(mào)易效應(yīng)、技術(shù)溢出等效應(yīng)促進東道國經(jīng)濟的發(fā)展，促進東道國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，如果東道國服務(wù)貿(mào)易增長的水平不能滿足東道國對服務(wù)貿(mào)易的需求，就必然會導致服務(wù)貿(mào)易的進口，F(xiàn)DI的流入就對服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了替代效應(yīng)。

（2）促進效應(yīng)。外資的流入會促進東道國經(jīng)濟的發(fā)展。東道國經(jīng)濟的快速發(fā)展會對服務(wù)產(chǎn)生很大的需求，會有大量的資金投入到東道國市場。這些外資的流入會通過貿(mào)易效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)等促進被投資國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，減少被投資國服務(wù)貿(mào)易的進口。當東道國服務(wù)業(yè)，發(fā)展到一定程度、足夠成熟后，外資的流入就會促進服務(wù)貿(mào)易的出口，F(xiàn)DI的流入就對服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了促進效應(yīng)。

2. 貨物貿(mào)易

貨物貿(mào)易的發(fā)展與服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展相輔相成，相互補充。首先，貨物貿(mào)易的發(fā)展在金融、保險等服務(wù)方面促進了服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，為服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展提供了物質(zhì)基礎(chǔ)。其次，服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展節(jié)約了貨物貿(mào)易的成本，提高了貨物貿(mào)易的效率，促進了貨物貿(mào)易的發(fā)展。最后，貨物的生產(chǎn)必然會產(chǎn)生對生產(chǎn)者服務(wù)的需求，生產(chǎn)者服務(wù)的生產(chǎn)也和貨物生產(chǎn)緊密相連，兩者的發(fā)展共同促進了一國經(jīng)濟的發(fā)展。

（二）模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及處理

1. 模型設(shè)定

本文參考已有的理論和實證分析，設(shè)定以下模型

EXSt=α0+α1FDISt+α2EXGt+μt（1）

其中，t表示時期，EXS表示服務(wù)貿(mào)易出口額，F(xiàn)DIS表示流入服務(wù)業(yè)的FDI，EXG表示貨物貿(mào)易出口額， 為隨機擾動項，表示不可預知的影響因素。

2. 數(shù)據(jù)來源及處理

服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局公布的歷年《中國國際收支平衡表》，貨物貿(mào)易出口額來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，服務(wù)業(yè)FDI的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。需要說明的是，1997～2008年的FDI數(shù)據(jù)直接來自于《中國統(tǒng)計年鑒》，1989～1996年的FDI數(shù)據(jù)通過計算、整理得到。

3. 檢驗方法

本文應(yīng)用Eviews6.0軟件對收集的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗、協(xié)整分析、Granger因果關(guān)系檢驗，以分析服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口與服務(wù)貿(mào)易出口之間是否存在長期均衡關(guān)系，以及FDI是促進服務(wù)貿(mào)易的出口還是阻礙服務(wù)貿(mào)易的出口；通過建立誤差修正模型分析長期均衡與短期變動關(guān)系。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

在進行計量分析時，首先要對時間序列進行單位根檢驗，單位性檢驗的方法很多，本文采用最具代表性的ADF檢驗方法，根據(jù)赤池信息準則（AIC）確定檢驗的滯后期。檢驗結(jié)果見表1，結(jié)果表明所有變量的一階差分都是非平穩(wěn)的，但二階差分都是平穩(wěn)的，即各變量都是二階單整的。

（二）回歸分析與協(xié)整分析

各變量都是二階單整的，因而符合協(xié)整檢驗的條件。采用Engle—Granger兩步法進行協(xié)整檢驗。

第一步，建立回歸方程。各變量同為二階單整后，采用普通的OLS方法對（1）式進行回歸分析，得到如下結(jié)果

EXSt=33.1094+0.6255FDISt+0.0822EXGt

（2）

t值 4.29 26.89

伴隨概率P值 0.0005 0

決定系數(shù)R2=0.9967，修正決定系數(shù)R2=0.9963，D.W=1.807，F(xiàn)=2571.68。

修正決定系數(shù)R2=0.9963表明自變量可以解釋因變量變化的99.63%，擬合度高，自變量FDIS和EXG均能通過1%顯著性水平下的顯著性檢驗。查DW檢驗表（n=20，k=2）得dL=1.100，dU= 1.537，可見D.W=1.807落在1.537與2之間，表明回歸方程不存在擾動項的自相關(guān)（采用LM檢驗法也表明不存在擾動項的自相關(guān)）。因此，（2）式即所求的回歸方程。

第二步，采用ADF檢驗方法對（2）式的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果見表2，結(jié)果表明殘差序列在1%的顯著性水平下不存在單位根，即殘差序列是平穩(wěn)的。因此，我國的服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口與服務(wù)貿(mào)易出口存在協(xié)整關(guān)系，即三者之間存在著一個長期的均衡關(guān)系，（2）式即最終的協(xié)整方程。

協(xié)整方程（2）表明，每增加1單位的服務(wù)業(yè)FDI，服務(wù)貿(mào)易出口將增加0.6255單位；每增加1單位的貨物貿(mào)易出口，服務(wù)貿(mào)易出口將增加0.0822單位。由此可以看出，服務(wù)業(yè)FDI促進了服務(wù)貿(mào)易的出口，而且服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易出口的促進作用大于貨物貿(mào)易出口。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗

在進行Granger因果關(guān)系檢驗時，根據(jù)赤池信息準則（AIC）或施瓦茨準則（SC）確定滯后期數(shù)的選擇。在這里，滯后期數(shù)取操作上常用的數(shù)字2，結(jié)果見表3。

在EXS與FDIS的Granger因果關(guān)系檢驗中，服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因（其他滯后期數(shù)也是這個結(jié)果），服務(wù)貿(mào)易出口是服務(wù)業(yè)FDI的Granger原因。在EXS與EXG的Granger因果關(guān)系檢驗中，貨物貿(mào)易出口是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，服務(wù)貿(mào)易出口不是貨物貿(mào)易出口的Granger原因（其他滯后期數(shù)也是這個結(jié)果）。

（四）誤差修正模型

誤差修正模型（ECM）可以用來分析長期均衡和短期變動的關(guān)系，基于（2）式中的殘差序列，建立以下誤差修正模型

EXSt=β0+β1？駐FDISt+β2EXGt+β3ECMt-1+？著t（3）

其中，誤差修正項ECMt-1=EXSt-1-0.6255FDISt-1-0.0822EXGt-1-33.1094，對（3）式進行OLS回歸，結(jié)果為

EXSt=0.3517？駐FDISt+0.0883？駐EXGt-0.9478ECMt-1（4）

t值 2.08 13.91 -3.95

伴隨概率 P值 0.055 0 0.001

決定系數(shù)R2=0.9461，修正決定系數(shù)R2=0.9393，D.W=1.814。

修正決定系數(shù)R2=0.9393表明自變量可以解釋因變量的93.93%，擬合度較高，各自變量均能通過10%顯著性水平下的顯著性檢驗（常數(shù)項未通過，此處已剔除）。查DW檢驗表（n=19，k=2）得dL=1.074，dU =1.536，可見D.W=1.814落在1.536與2之間，表明回歸方程不存在擾動項的自相關(guān)（采用LM檢驗法也表明不存在擾動項的自相關(guān)）。

誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)為負，符合反向修正機制，當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以0.948的調(diào)整力度對非均衡狀態(tài)做出反向修正。從（4）式中各變量的系數(shù)可以看出，服務(wù)業(yè)FDI與貨物貿(mào)易出口的短期變動對我國服務(wù)貿(mào)易出口的短期影響均是正向的，系數(shù)大小表明服務(wù)業(yè)FDI的短期變動對我國服務(wù)貿(mào)易出口的影響要大于貨物貿(mào)易出口對我國服務(wù)貿(mào)易出口的影響。

四、結(jié)論與建議

通過對服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口的實證分析，我們得出以下結(jié)論：我國服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易出口之間存在一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口額分別增加1%，會引起服務(wù)貿(mào)易出口額分別增加0.63%、0.08%，服務(wù)業(yè)FDI流入對我國服務(wù)貿(mào)易出口的影響要大于貨物貿(mào)易出口對我國服務(wù)貿(mào)易出口的影響；Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，服務(wù)貿(mào)易出口是服務(wù)業(yè)FDI的Granger原因；貨物貿(mào)易出口是服務(wù)貿(mào)易出口的Granger原因，服務(wù)貿(mào)易出口不是貨物貿(mào)易出口的Granger原因。

基于以上的研究，我們有如下建議。

1.根據(jù)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實際情況，合理引進外資，吸收國外先進技術(shù)和管理經(jīng)驗，利用FDI溢出效應(yīng)，加快服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提升服務(wù)業(yè)的技術(shù)水平，進一步實現(xiàn)我國服務(wù)貿(mào)易健康、快速的發(fā)展。

2.促進服務(wù)貿(mào)易出口與貨物貿(mào)易出口的協(xié)同發(fā)展。實證分析的結(jié)果表明，貨物貿(mào)易出口對我國服務(wù)貿(mào)易存在促進作用。要使服務(wù)貿(mào)易出口的發(fā)展“跟上”貨物貿(mào)易的出口，應(yīng)當充分利用服務(wù)業(yè)FDI 來提升我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，增強我國服務(wù)業(yè)的國際競爭力，進而提高我國服務(wù)貿(mào)易的出口。

參考文獻：

[1]Bhagwati J.N， Dinopoulos E， Kar-yiu Wong. Quid-Pro foreign investment[J]. The American Economic Review，1992（05）.

[2]王恕立，胡宗彪.服務(wù)業(yè)FDI流入與東道國服務(wù)貿(mào)易出口——基于中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].國際貿(mào)易問題，2010（11）.

[3]查貴勇，顧誠.中國服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易發(fā)展關(guān)系實證分析[J].上海金融學院學報，2006（04）.

*本文系上海市教育委員會重點學科（第五期）項目——國民經(jīng)濟發(fā)展問題研究（項目編號：J50504）的研究成果。

（作者：李中堯，上海理工大學管理學院碩士研究生；郭健全，上海理工大學副教授、博士）