李贊

[摘 要] 基于VAR模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)法對(duì)我國(guó)1982-2013年期間服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系及其長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響特征進(jìn)行實(shí)證研究。從實(shí)證研究結(jié)果中可以得出：服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的正向效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)為較弱的負(fù)效應(yīng)，凈效應(yīng)為正。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也會(huì)對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口產(chǎn)生反向作用，但是這種反作用存在一定的滯后期?？傮w來(lái)看，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在相互作用關(guān)系，但這種作用機(jī)制還有待完善。

[關(guān)鍵詞] 服務(wù)貿(mào)易；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)法

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2016. 07. 070

[中圖分類號(hào)] F724 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1673 - 0194（2016）07- 0146- 04

1 引言

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)一直呈現(xiàn)出高速增長(zhǎng)狀態(tài)，相伴而生的是服務(wù)貿(mào)易的不斷發(fā)展。我國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額由1982年的45.4億美元上漲到2013年的6 064.4億美元，年均增長(zhǎng)率高達(dá)16.53%。同期，GDP由2 021.4億美元增長(zhǎng)至106 077.2億美元，年均增長(zhǎng)率為13.17%。我國(guó)進(jìn)出口總額在1982-2013年期間由416.1億美元上升到38 667.6億美元，年均增長(zhǎng)率為15.21%?？梢钥闯?，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口增長(zhǎng)速度要比GDP和進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)速度高。服務(wù)貿(mào)易是對(duì)外貿(mào)易的重要組成部分，服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間又有怎樣的聯(lián)系？探索這一問(wèn)題對(duì)調(diào)整中國(guó)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)有重要意義，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)。期間，國(guó)內(nèi)外很多專家學(xué)者也對(duì)服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究。

2 文獻(xiàn)綜述

從搜集到的文獻(xiàn)資料中可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究主要可以分為以下幾個(gè)方面。

2.1 關(guān)于服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用

Francois 和Schuknecht（1999）通過(guò)實(shí)證分析得出結(jié)論：服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。Alan V. Deardorff（2001）的研究表明，服務(wù)貿(mào)易通過(guò)拉動(dòng)服務(wù)貿(mào)易、貨物貿(mào)易和國(guó)際貿(mào)易的增長(zhǎng)，從而間接地推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。George Verikios（2001）運(yùn)用一般均衡（CGE）模型的實(shí)證分析結(jié)果表明，電訊和金融服務(wù)貿(mào)易自由化可以拉動(dòng)全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)2%。Greg McGuire（2002）指出發(fā)展中國(guó)家應(yīng)該利用其豐富的勞動(dòng)力要素積極參與全球服務(wù)貿(mào)易，從而促進(jìn)全球經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展。Sherman Robinson（2002）指出發(fā)展中國(guó)家從發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)口服務(wù)產(chǎn)品的同時(shí)可以獲取先進(jìn)技術(shù)，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。熊啟泉和張琰光（2008）以Taylor生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)建立雙對(duì)數(shù)模型，通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)可得我國(guó)服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率總體不是很高，其中出口貢獻(xiàn)率要高于進(jìn)口貢獻(xiàn)率。唐保慶、黃繁華和楊繼軍（2011）從知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)這一視角出發(fā)，先從理論上研究了服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制，之后在90個(gè)國(guó)家1998-2007年的面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

2.2 關(guān)于服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互作用關(guān)系

尚濤、郭根龍和馮宗憲（2007）選取我國(guó)1982-2004年服務(wù)貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)對(duì)兩者之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要的促進(jìn)作用，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響存在滯后效應(yīng)。趙書(shū)華和張維（2012）根據(jù)中國(guó)1986-2010年服務(wù)貿(mào)易出口和GDP數(shù)據(jù)驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易出口份額提升之間有相互促進(jìn)的作用。丁立貴（2012）研究得出以GDP來(lái)衡量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口以及服務(wù)貿(mào)易總額之間存在雙向促進(jìn)關(guān)系。

2.3 關(guān)于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

李平和梁俊啟（2007）使用單整、協(xié)整和誤差修正模型（VCEM）對(duì)我國(guó)1982-2005年三個(gè)部門服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口、出口和GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口將抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而出口會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。萬(wàn)建軍和李揚(yáng)如（2014）選取1985-2013年我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)，進(jìn)行協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果表明服務(wù)貿(mào)易出口會(huì)拉動(dòng)進(jìn)口的增長(zhǎng)，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們的研究主要在于分析服務(wù)貿(mào)易是否對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用、服務(wù)貿(mào)易出口或進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，部分學(xué)者就經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)服務(wù)貿(mào)易的反向作用關(guān)系進(jìn)行研究，但是關(guān)于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響關(guān)系并沒(méi)有得到體現(xiàn)。本文的主要研究目的是運(yùn)用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function）分析法來(lái)研究1982-2013年期間服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)沖擊響應(yīng)，從而得出服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與實(shí)證分析

在以往研究服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)中，通常用服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額、凈出口額等來(lái)衡量服務(wù)貿(mào)易。本文從數(shù)據(jù)的可獲得性和其經(jīng)濟(jì)意義出發(fā)，服務(wù)貿(mào)易將用服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額和出口額來(lái)度量，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則用GDP來(lái)表示，時(shí)序長(zhǎng)度為1982-2013年。服務(wù)貿(mào)易出口、進(jìn)口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分別用export、import、gdp來(lái)表示。其中，GDP數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局；服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)來(lái)源于服務(wù)貿(mào)易指南網(wǎng)。為了得到平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)且不改變數(shù)據(jù)特征，本文對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后得lnexport、lnimport、lngdp。

3.1 單位根檢驗(yàn)

數(shù)化的服務(wù)貿(mào)易和GDP數(shù)據(jù)仍表現(xiàn)為上升態(tài)勢(shì)，是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。為了得到平穩(wěn)的時(shí)間序列，取一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，從而可以推測(cè)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口和GDP可能是一階單整過(guò)程。因此，需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如表1所示。

從表1中可以看出，對(duì)數(shù)化的GDP、服務(wù)貿(mào)易出口和進(jìn)口的時(shí)間序列在5%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的，而一階差分之后的各個(gè)變量在5%的顯著水平上均為平穩(wěn)時(shí)間序列，為之后的協(xié)整檢驗(yàn)奠定基礎(chǔ)。

3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

從跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果（如表2所示）中可以看出，變量在5%的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即lngdp、lnexport和lnimport之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整關(guān)系式為：

ECMt=lngdp-7.954 707 lnexport+5.546 896 lnimport

經(jīng)單位根檢驗(yàn)可得，序列ECM在5%的顯著性水平下不存在單位根，表明序列l(wèi)ngdp與lnexport和lnimport之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，即GDP、服務(wù)貿(mào)易出口與進(jìn)口之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。同時(shí)，服務(wù)貿(mào)易出口和進(jìn)口對(duì)GDP的彈性分別為7.954 707 1、-5.546 896 1，即服務(wù)貿(mào)易出口和進(jìn)口每增加一億美元，GDP將相應(yīng)的增加7.954 707 1億美元、減少5.546 896 1億美元。由此可知，服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的推動(dòng)作用，而服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口將抑制經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。但是服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的強(qiáng)力拉動(dòng)作用能抵消進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制效應(yīng)，即服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈效應(yīng)為正。

3.3 VAR模型的建立

協(xié)整分析能夠衡量變量之間是否存在均衡關(guān)系，但是不涉及變量變化與系統(tǒng)之間關(guān)系的研究。因此，本文運(yùn)用VAR模型對(duì)dlngdp、dlnexport、dlnimport 之間的系統(tǒng)關(guān)系運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)法進(jìn)行進(jìn)一步的分析，并嘗試通過(guò)這一分析過(guò)程確定各變量之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

采用向量自回歸模型（VAR），模型的一般形式如下：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt（1）

式（1）中，yt是內(nèi)生變量，xt是外生變量。A1，……，Ap和B是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。t是擾動(dòng)向量。由表1可知，其中，lngdp、lnexport、lnimport是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，而dlngdp、dlnexport、dlnimport是平穩(wěn)序列的時(shí)間序列，為了確保模型的穩(wěn)定性，我們選擇在平穩(wěn)的時(shí)間序列（dlngdp、dlnexport、dlnimport）的基礎(chǔ)上建立VAR自回歸模型。在實(shí)際操作中，通常根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則來(lái)選取模型的滯后階數(shù)。經(jīng)過(guò)多次驗(yàn)證，最后將滯后階數(shù)定為2，模型設(shè)定為VAR（2），得到的估計(jì)數(shù)如下所示：

dln gdpdln exportdln import= 0.152 0.394 -0.037-0.348 0.006 -0.016-0.344 0.594 -0.285dln gdp（-1）dln export（-1）dln import（-1） +0.119 0.356 -0.319-0.324 -0.053 0.361-0.542 0.508 0.092=dln gdp（-2）dln export（-2）dln import（-2）+0.0360.1810.146+ε1ε2ε3

對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，可知模型是穩(wěn)定的。同時(shí)，檢驗(yàn)可得方程亦不存在異方差性和自相關(guān)性，模擬效果很好，可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證分析。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

本文運(yùn)用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)法對(duì)各變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行研究，從而得到服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的沖擊響應(yīng)路徑。脈沖響應(yīng)可以反映出一個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)時(shí)如何通過(guò)模型影響其他變量，最終又反饋到自身的過(guò)程。本文使用Eviews7.0進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，得到如圖1-3所示的結(jié)果，其中，橫坐標(biāo)表示脈沖響應(yīng)函數(shù)的響應(yīng)基數(shù)；縱坐標(biāo)表示內(nèi)生變量對(duì)干擾項(xiàng)的響應(yīng)程度。

由圖1可以看出，GDP增長(zhǎng)率對(duì)其自身標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)存在一定的波動(dòng)性，在第3、6、7、9表現(xiàn)為較弱的負(fù)效應(yīng)，但累積影響為0.080 346，表現(xiàn)為正向效應(yīng)。GDP增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)也存在一定的波動(dòng)性，但總體呈現(xiàn)正向效應(yīng)。計(jì)算可得累積效應(yīng)為0.051 226，表明服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率從長(zhǎng)期來(lái)看對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向效應(yīng)。GDP增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)存在較大的波動(dòng)性，正向效應(yīng)和負(fù)向效應(yīng)交替出現(xiàn)，其累積效應(yīng)為-0.020 97，表明服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率從長(zhǎng)期來(lái)看對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較弱的負(fù)向效應(yīng)?？傮w來(lái)看，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出逐漸降低的趨勢(shì)。

由圖2可以看出，服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率對(duì)其自身標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊在第1期表現(xiàn)為較高的正效應(yīng)，之后幾期都沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的影響效應(yīng)，但其累積效應(yīng)為0.090 504，表現(xiàn)為較高的正向效應(yīng)。服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率對(duì)GDP增長(zhǎng)率的沖擊響應(yīng)在第1期表現(xiàn)為正向效應(yīng)，其后幾期都變現(xiàn)為弱負(fù)向效應(yīng)，累積效效應(yīng)為-0.029 412，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率的增加具有較弱的抑制性。服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率對(duì)出口增長(zhǎng)率的沖擊響應(yīng)在初始階段表現(xiàn)為零，在第2、8期波動(dòng)到橫軸以下，為弱負(fù)效應(yīng)，其累積效應(yīng)為0.085 410 5，總體為正。其經(jīng)濟(jì)含義是服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率在總體上會(huì)對(duì)出口增長(zhǎng)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。

由圖3可知，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率對(duì)其自身標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊響應(yīng)具有一定的波動(dòng)性，第1期表現(xiàn)為很高的正向效應(yīng)，之后稍有波動(dòng)，但總體表現(xiàn)為較高的正向效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊響應(yīng)在第1期表現(xiàn)為較高的正向效應(yīng)，2期開(kāi)始下降并一直表現(xiàn)為負(fù)。其經(jīng)濟(jì)含義是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率的沖擊有一個(gè)滯后期，在初始階段會(huì)促進(jìn)進(jìn)口增長(zhǎng)率的增加，在后期其抑制效應(yīng)會(huì)逐漸顯現(xiàn)出來(lái)。服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率對(duì)進(jìn)口增長(zhǎng)率的沖擊也具有一定的波動(dòng)性，基本呈現(xiàn)正負(fù)效應(yīng)交替出現(xiàn)的態(tài)勢(shì)，其累計(jì)效應(yīng)為0.089 771，為正向效應(yīng)。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié) 論

本文在建立的VAR自回歸模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)法實(shí)證分析了對(duì)我國(guó)1982-2013年期間的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。研究結(jié)果表明，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口的增長(zhǎng)率會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率產(chǎn)生影響，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口增長(zhǎng)率具有反向沖擊作用。就服務(wù)貿(mào)易增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的沖擊效果而言，從總體來(lái)看，服務(wù)貿(mào)易出口增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有較明顯的促進(jìn)效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響表現(xiàn)為較弱的抑制效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用可以抵消進(jìn)口帶來(lái)的抑制效應(yīng)，凈效應(yīng)為正。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)服務(wù)貿(mào)易增長(zhǎng)率的沖擊結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響有一定的滯后期，這種影響需要一定的時(shí)間之后才會(huì)表現(xiàn)出來(lái)。

4.2 政策建議

由上述結(jié)論可知，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用會(huì)被出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)所用所抵消。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)政策的貫徹實(shí)施，鼓勵(lì)企業(yè)更多地增加服務(wù)貿(mào)易出口，力爭(zhēng)開(kāi)辟一條新型服務(wù)貿(mào)易的創(chuàng)新之路。另一方面，政府應(yīng)該大力發(fā)揚(yáng)傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易的優(yōu)勢(shì)，把信息技術(shù)服務(wù)作為發(fā)展重點(diǎn)，致力于現(xiàn)代化服務(wù)貿(mào)易走向高端路線。再者，我國(guó)要更加積極主動(dòng)地融入全球服務(wù)貿(mào)易的大環(huán)境中去，注重加強(qiáng)與各國(guó)的溝通協(xié)作，努力消除各種貿(mào)易壁壘，帶動(dòng)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的高速增長(zhǎng)，促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn)

[1]丁立貴.服務(wù)貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J].時(shí)代金融，2012（11）：45-51.

[2]張棲桐.國(guó)際服務(wù)貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)的影響及對(duì)策[J].中國(guó)商貿(mào)，2014（33）：126-128.

[3]莊麗娟，陳翠蘭.我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的動(dòng)態(tài)相關(guān)性研究——基于脈沖響應(yīng)函數(shù)方法的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2009（2）：54-60.