■ 勵 利 尹玉剛 博士（、寧波大紅鷹學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院 浙江寧波 3575 、西南財經(jīng)大學(xué)證券與期貨學(xué)院 成都 630）

引言

隨著全球貿(mào)易步伐的不斷加快和世界經(jīng)濟格局的持續(xù)調(diào)整。在我國貨物貿(mào)易蓬勃發(fā)展的同時，服務(wù)貿(mào)易額也在快速增長。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，2013年我國服務(wù)貿(mào)易總額首次突破5000億美元，達(dá)到45396.4億美元，比上一年增長14.7%，占我國進(jìn)出口總額的11.5%。另一方面，我國服務(wù)貿(mào)易總額與貨物貿(mào)易額的差距在逐漸減少。目前，我國正處在一個經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的改革時期，一方面，粗放型的貨物貿(mào)易發(fā)展模式是與可持續(xù)發(fā)展的科學(xué)規(guī)律相違背；另一方面，服務(wù)貿(mào)易在整體上又缺少足夠的國際競爭力。這在很大程度上要求中國必須由一個貿(mào)易大國變?yōu)橐粋€貿(mào)易強國、由制造型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型成服務(wù)型經(jīng)濟。自我國加入世界貿(mào)易組織以來，正在抓住全球經(jīng)濟再平衡、全球服務(wù)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、向服務(wù)型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型等歷史發(fā)展機遇，增強自身的服務(wù)業(yè)國際競爭力，推動服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易是推動我國經(jīng)濟飛速發(fā)展和不斷增長的重要因素。因此，深入研究我國服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間的動態(tài)互動關(guān)系具有重大的理論與現(xiàn)實意義。

文獻(xiàn)綜述

服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間是否存在關(guān)聯(lián)性？這種關(guān)聯(lián)性究竟是一種一般意義上的經(jīng)濟現(xiàn)象，還是一個統(tǒng)計規(guī)律？這些問題已經(jīng)引起了國內(nèi)外學(xué)術(shù)界密切關(guān)注。

Melvin（1989）在研究服務(wù)貿(mào)易模型中發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易順差的國家貨物貿(mào)易會出現(xiàn)逆差，同時這是服務(wù)部門相對比較優(yōu)勢的體現(xiàn)。Blyde and Natalia（2007）認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易的自由化有利于貨物貿(mào)易，尤其是運輸業(yè)和通訊業(yè)對貨物貿(mào)易的影響最大。Sudarsan and Karmali（2011）對印度的服務(wù)業(yè)出口貿(mào)易進(jìn)行分析，研究表明貨物貿(mào)易是影響印度的服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的重要因素之一。同時，國內(nèi)也有許多學(xué)者關(guān)于服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。陸錦周和汪小勤（2009）利用1982—2005年全球和各區(qū)域服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易沒有協(xié)調(diào)發(fā)展，甚至在某些區(qū)域出現(xiàn)加重的趨勢。李秉強等（2009）也利用1982-2005年的數(shù)據(jù)對131個國家的貿(mào)易總量和差額進(jìn)行探析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易在短期內(nèi)都存在互補性，在長期內(nèi)總量之間都存在替代性，而差額之間都存在互補性，并且發(fā)達(dá)國家長期內(nèi)的替代性強于發(fā)展中國家，互補性方面則反之。姚星（2011）等研究結(jié)果得出了與其較一致的觀點。莊麗娟等（2009）研究表明，貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易之間存在互為影響的動態(tài)關(guān)系，并且認(rèn)為我國貨物貿(mào)易發(fā)展對服務(wù)貿(mào)易的促進(jìn)作用大于服務(wù)貿(mào)易自身所產(chǎn)生的作用。但服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易的作用微小并具有一定的時滯性，貨物貿(mào)易增長的動力基本源于自身。

目前，雖然國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系的研究，無論從理論視角，還是在現(xiàn)實方面對深入分析我國服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易之間的關(guān)系都具有重大的參考意義。但是，大部分研究沒有從服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口、出口以及貨物貿(mào)易的進(jìn)口、出口四個角度進(jìn)行綜合分析，僅僅在貿(mào)易總量和差額方面進(jìn)行分析。我國的服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口、出口與貨物貿(mào)易的進(jìn)口、出口之間是否有關(guān)系呢？如果存在關(guān)系，又是誰促進(jìn)誰？誰阻礙誰？這種關(guān)系有長期的持久效應(yīng)嗎？因此，本文基于我國服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口、出口以及貨物貿(mào)易的進(jìn)口、出口，實證分析服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間的互動關(guān)系。

實證檢驗及分析

（一）服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系的協(xié)整檢驗

數(shù)據(jù)來源與經(jīng)濟變量。本文的樣本數(shù)據(jù)都是1982-2012年的年度數(shù)據(jù)。本文選用服務(wù)貿(mào)易出口額（se）和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額（sm）作為研究服務(wù)貿(mào)易的經(jīng)濟變量，關(guān)于貨物貿(mào)易的經(jīng)濟變量選用貨物貿(mào)易出口額（ge）和貨物貿(mào)易進(jìn)口額（gm）。數(shù)據(jù)均來自于世界貿(mào)易組織，并且以百萬美元為單位。為了剔除每年物價水平因素的影響，經(jīng)濟變量均以1982年為基期進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整得到各自的實際變量。其中，各年的居民消費價格指數(shù)（CPI）的數(shù)據(jù)來源于CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫。同時為了減弱序列變量se、sm、ge、gm的異方差性和消除異常數(shù)值產(chǎn)生的不利影響，分別對其進(jìn)行對數(shù)處理，并將服務(wù)貿(mào)易出口額、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額、貨物貿(mào)易出口額和貨物貿(mào)易進(jìn)口額分別表示lnse、lnsm、lnge、lngm。

表1 各經(jīng)濟變量的單位根檢驗結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

單位根檢驗結(jié)果。在時間序列計量經(jīng)濟模型中，大多數(shù)的時間序列是非平穩(wěn)的。如果將非平穩(wěn)的時間序列直接以平穩(wěn)時間序列進(jìn)行回歸分析，則可能帶來如“偽回歸”問題的不良后果，為了得出變量間存在有經(jīng)濟意義關(guān)系的正確結(jié)論，本文首先對時間序列的經(jīng)濟變量進(jìn)行單位根檢驗。由表1可知，四個變量序列存在單位根I（1），且各變量一階差分分別在5%（lnse）、10%（lnsm）和1%（lnge和lngm）的顯著水平下是平穩(wěn)的。因為四個變量的一階差分通過了平穩(wěn)性檢驗，所以這些變量是否存在協(xié)整關(guān)系，需要經(jīng)過協(xié)整檢驗來進(jìn)行進(jìn)一步驗證。

協(xié)整檢驗結(jié)果。協(xié)整性檢驗有兩種方法，一種是基于回歸殘差的EG兩步法協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗一方面可以給出全部的協(xié)整關(guān)系，另一方面其檢驗的功效更穩(wěn)定，故本文則采用后者，即Johansen協(xié)整檢驗。但是由于Johansen協(xié)整檢驗對VAR模型的滯后期比較敏感，而且同時要解決滯后期p值與自由度之間的矛盾，所以根據(jù)確定滯后階數(shù)的赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）得到最佳滯后階數(shù)是4，即協(xié)整檢驗在VAR（4）模型中進(jìn)行分析。由表2所示的協(xié)整檢驗結(jié)果可知，四個變量之間在5%的顯著水平上存在3個協(xié)整方程。即在1982-2012年期間，我國服務(wù)貿(mào)易出口、服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和貨物貿(mào)易出口以及貨物貿(mào)易進(jìn)口之間存在長期的均衡關(guān)系。

（二）VAR模型的估計和脈沖響應(yīng)分析

建立模型。聯(lián)立方程組模型雖然是在經(jīng)濟理論指導(dǎo)下建立起來的，但是經(jīng)濟理論并未明確給出變量之間的動態(tài)關(guān)系。又由于聯(lián)立方程組模型的內(nèi)生、外生變量的劃分問題較為復(fù)雜，而且為了達(dá)到可識別的目的，經(jīng)常要在各方程中加入不同的工具變量。所以為了解決上述問題，本文使用VAR模型建立各變量之間關(guān)系。

其中，ε為擾動向量。

VAR 模型的估計。在前面進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗的過程中，本文根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）得到最佳滯后階數(shù)是4。因此，對VAR（4）模型進(jìn)行估計和穩(wěn)定性檢驗。（2）式為VAR（4）模型的估計結(jié)果。其中ADR1=0. 986402；ADR2=0. 971637；ADR3=0. 981927；ADR4=0. 976527；AIC=-10.72637；SC=-7. 462785；經(jīng)自由度調(diào)整的殘差協(xié)方差矩陣行列式值為8.90E-11；對數(shù)似然值為212.8060。

從VAR模型整體的檢驗量可以看出模型的整體檢驗結(jié)果比較好。協(xié)整檢驗僅僅說明了被研究變量之間的長期關(guān)系，又由于VAR模型中的系數(shù)只是映射了一個局部的動態(tài)關(guān)系，并不能比較全面地反映各個變量之間的動態(tài)互動關(guān)系。而想要研究一個變量變化對另一個變量的全部影響過程就需要通過脈沖響應(yīng)分析。

脈沖響應(yīng)分析。圖1為AR特征根的倒數(shù)的模的單位圓。從圖1中可以看出，四變量滯后4期的VAR模型的每個特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi)，說明VAR（4）模型是穩(wěn)定的。因此可以利用VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。在向量自回歸的基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差項變動來考察它對內(nèi)生變量當(dāng)前及其未來取值的沖擊。亦即由所得的VAR模型，基于脈沖響應(yīng)函數(shù)式，可以得到貨物貿(mào)易進(jìn)口、出口和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口之間的相互沖擊動態(tài)響應(yīng)路徑。

圖1 AR特征根倒數(shù)的模的單位圓

圖2為服務(wù)貿(mào)易出口對貨物貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑。由圖2可以看出，服務(wù)貿(mào)易出口對貨物貿(mào)易進(jìn)口的標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)一直呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)。LNSE在當(dāng)期反應(yīng)為零，此后逐步下降，經(jīng)2-3期上升之后，又開始下降，在第5期表現(xiàn)出最高的負(fù)效應(yīng)，5-7期逐漸上升之后一直小幅下降。這一結(jié)果的經(jīng)濟涵義是貨物貿(mào)易進(jìn)口的某一沖擊會給服務(wù)貿(mào)易出口帶來持續(xù)的負(fù)沖擊，長期而言，對服務(wù)貿(mào)易出口有阻礙作用。但是，服務(wù)貿(mào)易出口對貨物貿(mào)易出口一個標(biāo)準(zhǔn)差的擾動一直是正向的影響。雖然在第1期沒有表現(xiàn)出來，但是此后一直呈現(xiàn)為正值，并且在4期前一直處于增長狀態(tài)，經(jīng)過4-6期的減少，第6期又出現(xiàn)上升，之后一直下降至終。這說明貨物貿(mào)易出口受外部某一沖擊后，對服務(wù)貿(mào)易出口具有正響應(yīng)，而且具有顯著的拉動作用。

圖3為服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對貨物貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑。由圖3可以看出，同服務(wù)貿(mào)易出口一樣，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對貨物貿(mào)易進(jìn)口的標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)也一直呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)。在本期給貨物貿(mào)易進(jìn)口一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口在1-4期下降，第4期達(dá)到最低點，此后經(jīng)過5-8期的上下波動后又逐漸下降至期終。這表明貨物貿(mào)易進(jìn)口的某一沖擊對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口具有顯著的抑制作用。然而，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對貨物貿(mào)易出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑在1-2期逐漸上升，并一直處于正值，從2期開始下降，并出現(xiàn)負(fù)效應(yīng)至4期，第4期開始正向上升，到期終雖有上下波動，但一直為正面影響。其經(jīng)濟涵義為貨物貿(mào)易出口在期間對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口有阻礙作用，但是長期來說，對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口具有積極的推動作用。

圖4為貨物貿(mào)易出口對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑。由圖5可以看出，貨物貿(mào)易出口對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)一直呈現(xiàn)正向效應(yīng)。LNSE在當(dāng)期反應(yīng)就大于零，1-5期有上下波動幅度，此后逐步上升。這一結(jié)果表明服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的某一沖擊會給貨物貿(mào)易出口帶來持續(xù)的正向沖擊，長期而言，對服務(wù)貿(mào)易出口具有促進(jìn)作用。而且，貨物貿(mào)易出口對于服務(wù)貿(mào)易出口標(biāo)準(zhǔn)差的擾動一直呈現(xiàn)正向的效應(yīng)。在第1期就明顯地表現(xiàn)了出來，此后逐漸下降，3-4期大幅上升，第4期達(dá)到最高點，此后經(jīng)過上下波動后，第9期開始穩(wěn)步增長。這表明服務(wù)貿(mào)易出口受外部條件的某一沖擊后，給貨物貿(mào)易出口帶來同向沖擊，并且這一沖擊具有較長的持續(xù)推動效應(yīng)。

圖5為貨物貿(mào)易進(jìn)口對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑。由圖5可以看出，貨物貿(mào)易進(jìn)口對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑在1-2期為正值，從2期開始下降，出現(xiàn)上下小幅波動，并在2-4期出現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，第7期至期終正向上升，從第4期開始雖有上下波動，但一直為正面影響。其經(jīng)濟涵義為服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口在期間對貨物貿(mào)易進(jìn)口有阻礙作用，但就長期而言，具有較大的推動作用。

圖2 服務(wù)貿(mào)易出口對貨物貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑

此外，雖然存在一定的波動性，貨物貿(mào)易進(jìn)口對服務(wù)貿(mào)易出口標(biāo)準(zhǔn)差的擾動一直表現(xiàn)正向效應(yīng)。在第1期就顯現(xiàn)出其正向沖擊，第2期開始明顯下降，第3期到達(dá)最低點，此后經(jīng)過3-8期的小幅上下波動后，第8期開始逐漸上升，一直增長到期終。這說明服務(wù)貿(mào)易出口對貨物貿(mào)易進(jìn)口長期有較強的正效應(yīng)。

圖3 服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對貨物貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑

圖4 貨物貿(mào)易出口對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑

圖5 貨物貿(mào)易進(jìn)口對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)路徑

結(jié)論與建議

本 文在已有研究集中分析服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系，通過協(xié)整檢驗以及基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)法，對我國1982-2012年期間的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口與貨物貿(mào)易進(jìn)口、出口之間的關(guān)系進(jìn)行了動態(tài)研究。協(xié)整檢驗結(jié)果表明服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口與貨物貿(mào)易進(jìn)口、出口之間存在長期均衡關(guān)系。

脈沖響應(yīng)函數(shù)的模擬結(jié)果表明：我國的貨物貿(mào)易進(jìn)口對服務(wù)貿(mào)易出口具有阻礙作用和持續(xù)效應(yīng)，而貨物貿(mào)易出口對服務(wù)貿(mào)易出口具有顯著的拉動作用。我國貨物貿(mào)易進(jìn)口對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口具有顯著的抑制作用，貨物貿(mào)易出口給服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口帶來較長的持續(xù)促進(jìn)效應(yīng)。我國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口給貨物貿(mào)易出口都具有帶來持續(xù)的積極推動作用。服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口在期間對貨物貿(mào)易進(jìn)口有阻礙作用，但就長期而言，具有較大的推動作用。服務(wù)貿(mào)易出口對貨物貿(mào)易進(jìn)口長期有較強的正效應(yīng)。

服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的上述關(guān)系的某些原因是，一方面，我國服務(wù)業(yè)嚴(yán)重滯后于制造業(yè)的發(fā)展，國內(nèi)服務(wù)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r不能給貨物貿(mào)易帶來足夠的支持與保障。貨物貿(mào)易的進(jìn)行，必然需要服務(wù)業(yè)的配套設(shè)施，尤其是運輸、金融、通訊等服務(wù)業(yè)。由于我國服務(wù)業(yè)市場的競爭力弱、開放度低，促使我國大量進(jìn)口服務(wù)。另一方面，我國進(jìn)行貨物貿(mào)易進(jìn)口時，為了提高交易的成功率，大部分進(jìn)口企業(yè)順應(yīng)滿足對方要求，依靠國外的服務(wù)業(yè)，如利用國外所在地銀行和保險公司進(jìn)行結(jié)算、參保，使用國外運輸工具等。

因此，隨著服務(wù)業(yè)對外開放的不斷深入，中國服務(wù)貿(mào)易應(yīng)積極調(diào)整和優(yōu)化結(jié)構(gòu)，尤其是運輸服務(wù)、金融服務(wù)、通訊服務(wù)、郵政服務(wù)業(yè)。提高這些產(chǎn)業(yè)在整個服務(wù)業(yè)的比重。另一方面，政府要有針對性地制定有利于服務(wù)業(yè)健康開展的優(yōu)惠政策。如大力加快全國物流業(yè)發(fā)展；有次序、有目的地改革與完善我國的金融市場體制。并且，我國應(yīng)該深化對外開放，加大服務(wù)業(yè)外商直接投資的力度，使投資促貿(mào)易。最終實現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的健康協(xié)調(diào)發(fā)展，提高我國的貿(mào)易經(jīng)濟效率和國際競爭力。

1.李秉強，逯宇鐸.服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的替代性及差異分析[J].財貿(mào)研究，2009（1）

2.陸錦周，汪小勤.全球服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易發(fā)展的協(xié)調(diào)性分析[J].國際貿(mào)易問題，2009（3）

3.姚星，劉小差，黃楓.貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的動態(tài)關(guān)系研究—基于143個國家1982-2008年數(shù)據(jù)的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2011（9）

4.莊麗娟，陳翠蘭.我國服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的動態(tài)相關(guān)性研究—基于脈沖響應(yīng)函數(shù)方法的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2009（2）