王麗燕

(福建商學(xué)院 國際經(jīng)濟貿(mào)易系，福建 福州，350012)

隨著經(jīng)濟全球化進程的加快，服務(wù)貿(mào)易在世界貿(mào)易中的占比不斷攀升，一國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平成為衡量其經(jīng)濟發(fā)展的重要指標(biāo)。近年來我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展迅猛，年增長率遠高于國民經(jīng)濟增長水平，也超過了全球平均增長速度。根據(jù)WTO公布的數(shù)據(jù)，2015年我國服務(wù)貿(mào)易進出口總額排名世界第二，其中出口額排名第五，進口額排名第二。另據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，2016年我國服務(wù)貿(mào)易進出口額達5.35萬億元人民幣，增速為14.2%；服務(wù)貿(mào)易占外貿(mào)總比重為18%，比2015年上升了2個百分點。雖然我國國際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展速度很快，但是與貨物貿(mào)易相比仍處于比較低的發(fā)展水平，和我國貿(mào)易大國的形象不相符。此外，近年來我國一直是服務(wù)貿(mào)易凈進口國，且逆差不斷擴大，2015年逆差額達到1366億美元。這說明近年來我國服務(wù)貿(mào)易總額不斷上升的主要原因在于服務(wù)貿(mào)易進口的擴大，服務(wù)貿(mào)易國際競爭力還有較大提升空間。促進服務(wù)貿(mào)易出口、提高服務(wù)貿(mào)易國際競爭力對我國經(jīng)濟的發(fā)展具有重要意義。另一方面，我國經(jīng)濟發(fā)展所面臨的一個客觀現(xiàn)實是已經(jīng)步入老齡化社會。這一現(xiàn)實必定會對我國經(jīng)濟發(fā)展的方方面面產(chǎn)生影響，其中包括服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。根據(jù)國際通行的劃分標(biāo)準(zhǔn)，一國60歲及以上的老年人口占總?cè)丝诒壤^10%，或者65歲及以上老年人口占總?cè)丝诒壤^7%，則該國進入老齡化社會。我國在1999年時60歲以上人口達1.3億人，占總?cè)丝?0%，65歲以上人口約0.89億人，占總?cè)丝?%，預(yù)計至2050年前后老年人口將達到4.8億。老齡化成為各行各業(yè)發(fā)展繞不開的話題，也日益成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。目前鮮有學(xué)者關(guān)注人口老齡化與服務(wù)貿(mào)易國際競爭力之間的關(guān)系。人口老齡化是否會對我國的服務(wù)貿(mào)易國際競爭力產(chǎn)生影響？影響的程度如何？對這些問題的研究有助于為人口老齡化背景下提升我國服務(wù)貿(mào)易競爭力提供參考，也是本文力圖回答的問題。

一、文獻綜述

(一)人口老齡化對國際貿(mào)易影響的研究

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于人口老齡化對國際貿(mào)易影響的研究主要集中在貨物貿(mào)易領(lǐng)域?，F(xiàn)有研究側(cè)重于分析人口老齡化對一國動態(tài)比較優(yōu)勢以及貨物出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。例如Jelassi等[1]研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化會使一國勞動力成本逐漸上升，資金成本相對下降，從而使得資本密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)成本相對降低，結(jié)果就是老齡化嚴重的國家會傾向于生產(chǎn)資本密集型產(chǎn)品。Yakita[2]則認為人口老齡化會對貨物貿(mào)易產(chǎn)生兩種不同的效應(yīng)：一是人口老齡化會導(dǎo)致一國勞動力優(yōu)勢下降，最終將減少生產(chǎn)勞動密集型產(chǎn)品；二是人口老齡化會導(dǎo)致一國儲蓄率下降，進而減少資本供給，因而傾向于增加勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)。而人口老齡化對該國對外貿(mào)易的最終影響取決于這兩種效應(yīng)的對抵結(jié)果。陳松等[3]的研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化會導(dǎo)致我國人口紅利消失，從而對我國的出口貿(mào)易造成嚴重沖擊，但同時也會刺激我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。有關(guān)人口老齡化對服務(wù)貿(mào)易的影響的研究成果目前比較少，僅有部分學(xué)者探討了人口老齡化背景下療養(yǎng)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展問題，如聶聆[4]對香港老齡化背景下廣州發(fā)展對港療養(yǎng)服務(wù)貿(mào)易的研究及王國中等[5]對全球老齡化背景下我國發(fā)展療養(yǎng)服務(wù)貿(mào)易的策略研究，此類研究在方法上多采用定性分析，缺乏對該問題的定量分析及實證考察。

(二)服務(wù)貿(mào)易國際競爭力影響因素的研究

伴隨著全球服務(wù)貿(mào)易的迅猛發(fā)展，國外學(xué)者在上世紀末就開始關(guān)注服務(wù)貿(mào)易發(fā)展相關(guān)問題的研究，James等[6]通過考察多種生產(chǎn)要素對服務(wù)貿(mào)易各部門的貢獻度來確定服務(wù)貿(mào)易各部門的要素密集情況，目的在于研究要素稟賦對一國服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢的確立是否有顯著影響；Srivastav[7]的研究發(fā)現(xiàn)，印度保持服務(wù)業(yè)國際競爭力的兩個重要因素是較低的人力成本和較豐裕的勞動力數(shù)量。國內(nèi)學(xué)術(shù)界對該問題也做了大量研究，大多認為貨物出口額、服務(wù)業(yè)開放度水平、外商直接投資和人力資本等是影響一國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的重要因素，如陳虹[8]、殷鳳等[9]和易行健等[10]。通過對現(xiàn)有文獻的檢索，目前尚未發(fā)現(xiàn)人口老齡化對服務(wù)貿(mào)易影響的實證分析，這正是本文力圖實現(xiàn)的研究目標(biāo)。

綜上所述，深入分析老齡化對經(jīng)濟特別是對國際貿(mào)易所產(chǎn)生的影響的研究還較少。少量可查的關(guān)于人口老齡化對國際貿(mào)易影響的實證研究主要針對貨物貿(mào)易，幾乎不涉及服務(wù)貿(mào)易。本文將視角轉(zhuǎn)向人口老齡化對服務(wù)貿(mào)易發(fā)展問題的研究，在前人有關(guān)服務(wù)貿(mào)易國際競爭力研究的基礎(chǔ)上，引入“人口老齡化”這一指標(biāo)進行實證分析，試圖從中得出人口老齡化對服務(wù)貿(mào)易的確切影響及其程度，并據(jù)此提出老齡化背景下的因應(yīng)之策。

二、實證檢驗

在實證過程中使用已有文獻普遍認定的對服務(wù)貿(mào)易出口有影響的幾個因素作為模型的控制變量，重點研究人口老齡化程度(解釋變量)對服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的影響。

(一)變量的選取及模型的設(shè)定

采用我國1997-2015年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局歷年公布的《中國統(tǒng)計年鑒》和世界銀行數(shù)據(jù)庫。研究基于擴展的Jelassi-Yakita貿(mào)易競爭優(yōu)勢理論模型，在變量選取時依據(jù)貿(mào)易競爭優(yōu)勢影響因素的理論模型，并通過對變量的初步擬合，確定以下各變量進入本文所構(gòu)建的理論模型。

1.我國老齡化水平(age)：按照國際通行標(biāo)準(zhǔn)，以65歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬课覈丝诮Y(jié)構(gòu)的老齡化水平。這個變量是本文最重要的解釋變量，預(yù)期其與服務(wù)貿(mào)易國際競爭力負相關(guān)。

2.服務(wù)貿(mào)易開放度水平(opn)：一國服務(wù)貿(mào)易的開放水平體現(xiàn)了該國服務(wù)業(yè)參與國際市場競爭的程度，采用服務(wù)貿(mào)易進出口額除以國內(nèi)生產(chǎn)總值的值來反映。服務(wù)貿(mào)易國際競爭力比較弱的國家通常會設(shè)置各種服務(wù)貿(mào)易壁壘來保護本國的市場。但是過多的保護并不一定有助于提高本國服務(wù)業(yè)的出口競爭力，也容易引起其他國家的貿(mào)易報復(fù)，最終可能會導(dǎo)致服務(wù)貿(mào)易競爭力水平降低。預(yù)期其與服務(wù)貿(mào)易國際競爭力正相關(guān)。

3.人力資本(hmr)：人力資本是一國經(jīng)濟發(fā)展所需的最核心資源。人力資本的積累和增加有利于提高我國服務(wù)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，有利于促進服務(wù)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，有利于保證服務(wù)業(yè)的服務(wù)質(zhì)量水平。人力資本的核心是提高從業(yè)人員素質(zhì)，其中最有效的途徑就是教育。選取高等院校本?？飘厴I(yè)生人數(shù)作為衡量我國人力資本情況的代理變量，預(yù)期其與服務(wù)貿(mào)易國際競爭力正相關(guān)。

4.貨物貿(mào)易發(fā)展水平(exg)：部分學(xué)者認為貨物貿(mào)易發(fā)展會提高服務(wù)貿(mào)易競爭力水平。但本文認為，這些學(xué)者作出此種結(jié)論主要考察的是依附于貨物貿(mào)易而存在的國際追加服務(wù)貿(mào)易，其創(chuàng)造的價值在統(tǒng)計時常常被計入貨物貿(mào)易額中。而與國際貨物貿(mào)易無直接關(guān)系的國際核心服務(wù)貿(mào)易卻是國際服務(wù)貿(mào)易市場的核心內(nèi)容，也是國際服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計的主要內(nèi)容。在一國資源有限的條件下，貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易之間存在著此消彼長的關(guān)系，預(yù)期貨物貿(mào)易發(fā)展水平與服務(wù)貿(mào)易競爭力負相關(guān)。

5.服務(wù)貿(mào)易競爭力(tcs)：中國服務(wù)貿(mào)易競爭力情況為被解釋變量，采用服務(wù)貿(mào)易競爭優(yōu)勢指數(shù)，即TC指數(shù)來衡量，它表示一國服務(wù)貿(mào)易進出口的差額(出口-進口)占服務(wù)貿(mào)易進出口總額(出口+進口)的比重。

在這些變量中，服務(wù)貿(mào)易競爭力(tcs)為被解釋變量，我國老齡化水平(age)是本文重點考察的解釋變量，其他為控制變量。在模型的數(shù)據(jù)處理方面，以絕對數(shù)值表示的人力資本(hmr)和貨物貿(mào)易發(fā)展水平(exg)取對數(shù)計入模型，分別命名為lnhmr和lnexg，以此來解決量綱不同所產(chǎn)生的問題，并減少異方差性。用相對值表示的我國老齡化水平(age)、服務(wù)貿(mào)易開放度水平(opn)和服務(wù)貿(mào)易競爭力(tcs)則直接計入模型。

實證檢驗將采用如下計量模型作為基礎(chǔ)，并根據(jù)檢驗結(jié)果逐步修正：

tcst=c+α×aget+β′×Xt+μt

(1)

式1中tcs指的是以TC指數(shù)所代表的中國服務(wù)貿(mào)易競爭力，age代表我國老齡化水平。Xt是一個K×1的向量，包含了上一部分所討論到的除我國老齡化水平以外的其他各項解釋變量，其中包括：服務(wù)貿(mào)易開放度水平(opn)、人力資本(lnhmr)和貨物貿(mào)易發(fā)展水平(lnexg)。

在此后的實證分析過程中，將按照以下檢驗程序進行模型的實證檢驗：第一步是時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，將對模型中各個變量進行單位根檢驗；此后將依據(jù)檢驗結(jié)果調(diào)整計量模型，如果模型中各個變量均平穩(wěn)，則不需對該模型進行特別處理，可直接進行回歸檢驗，如果經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)變量存在不平穩(wěn)現(xiàn)象，則需根據(jù)研究需要檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系；下一步將根據(jù)協(xié)整檢驗得出的結(jié)論做進一步的分析，當(dāng)變量之間存在同階單整，協(xié)整關(guān)系成立時，再對該模型進行誤差修正，并對修正后的計量模型進行檢驗和分析。

(二)協(xié)整檢驗

在對老齡化與服務(wù)貿(mào)易出口之間影響關(guān)系進行時間序列分析時，有一項基礎(chǔ)性的工作要先于其他檢驗進行，這就是時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，也稱單位根檢驗。其主要原因在于現(xiàn)實當(dāng)中的經(jīng)濟數(shù)據(jù)往往是存在單位根的非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)，直接將這些非平穩(wěn)序列數(shù)據(jù)進行回歸極為可能會出現(xiàn)偽回歸或者虛假回歸(spurious regression)。時間序列平穩(wěn)性檢驗的方法有多種，本文選用較為常用的ADF單位根檢驗法。檢驗結(jié)果如表1所示，各變量的原序列都是不平穩(wěn)的，盲目地對這些非平穩(wěn)的變量進行簡單回歸容易造成虛假回歸或偽回歸，對該模型的實證分析必須要檢驗各個變量之間是否真正地存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

從表1中的檢驗結(jié)果可知，雖然模型中各變量的水平值是非平穩(wěn)的，但各個變量在一階差分后均為平穩(wěn)序列，所有變量都符合一階單整I(1)，滿足協(xié)整檢驗的前提條件，可以對該模型進行協(xié)整檢驗。本文采用Johansen協(xié)整檢驗方法對模型中各個變量進行檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：判別標(biāo)準(zhǔn)為MacKinnon-Haug-Michelis (1999) ，5%臨界值。

通過表2可知，分析Johansen協(xié)整檢驗法所得到的跡檢驗(Trace test)統(tǒng)計值，在5%的置信水平下是顯著的，模型中各變量之間存在著長期的協(xié)整關(guān)系。此外，通過最大特征值檢驗(Maximum Eigenvalue test)也同樣證明存在協(xié)整關(guān)系。

為謹慎起見，考慮到結(jié)果的穩(wěn)健性，將在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)之上再通過基于回歸殘差的恩格爾—格蘭杰(Engle-Granger，1987)兩步法，以驗證本文所建立的模型不是偽回歸，并據(jù)此建立誤差修正模型。

(三)恩格爾—格蘭杰兩步法檢驗

通過恩格爾—格蘭杰兩步法檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖趥位貧w的基本思想是：當(dāng)計量模型的回歸為偽回歸時，回歸方程的殘差就很可能不會是白噪音，經(jīng)檢驗存在單位根，為不平穩(wěn)序列；當(dāng)計量模型的回歸不是偽回歸時，被解釋變量的變動可以由解釋變量完整地解釋和說明，因此得出模型的回歸殘差應(yīng)服從隨機分布，代表方程中未能解釋的部分，作為隨機擾動項應(yīng)該是平穩(wěn)的序列，不應(yīng)存在單位根。

在本實證模型中，由于需要考察多變量之間的協(xié)整關(guān)系，采用基于殘差檢驗的增廣的恩格爾—格蘭杰檢驗，即AEG(augmented Engle-Granger test)檢驗。檢驗?zāi)Ｐ椭幸唤M變量(被解釋變量和解釋變量)之間是否存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系就等價于檢驗回歸方程所得的殘差序列是否平穩(wěn)。

將老齡化程度age、人力資本lnhmr、服務(wù)業(yè)開放度opn以及貨物貿(mào)易發(fā)展水平lnexg等變量的數(shù)據(jù)代入分析服務(wù)貿(mào)易競爭力的計量模型進行OLS回歸，并保留該基礎(chǔ)模型回歸式的殘差，通過ADF單位根檢驗對殘差進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列，則本次回歸不是虛假回歸或偽回歸，可以在協(xié)整之后通過ECM誤差修正模型進行完善；如果殘差經(jīng)檢驗為非平穩(wěn)序列，則該回歸為虛假回歸或偽回歸，變量的選擇和模型的構(gòu)建可能存在問題，需要進行調(diào)整和修改才能用于實證檢驗。

檢驗結(jié)果如表3所示，不難發(fā)現(xiàn)ADF=-3.0211，不但小于5%檢驗水平的臨界值(-1.9614)，還小于1%檢驗水平的臨界值(-2.6998)，回歸之后所得的殘差是平穩(wěn)的，即殘差為I(0)。這意味這本文所選取的變量和建立的計量模型并不是偽回歸。這一結(jié)果進一步鞏固了協(xié)整檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 殘差的單位根檢驗結(jié)果

雖然經(jīng)過殘差的單位根檢驗可知本文的實證模型并不存在偽回歸，但由于變量的原序列不平穩(wěn)，因此要在一階單整I(1)的基礎(chǔ)上對模型進行調(diào)整，并據(jù)此構(gòu)造ECM誤差修正模型。

(四)誤差修正模型

誤差修正模型(ECM)是一種具有特定形式的經(jīng)濟模型，自回歸分布滯后(auto-regressive distributed lag, ADL)模型為其最一般的基礎(chǔ)模型。在建模時用實際數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡去逼近經(jīng)濟理論模型中的長期均衡關(guān)系。

誤差修正模型的基本形式為:

yt=c+α×yt-1+β×Xt+μt

(2)

將兩端同時減去yt-1，并進行移動變形之后，可得如下方程：

(3)

誤差修正模型可以概括為如下一般形式：

Δyt=c+β×Xt-λ×ECMt-1+μt

(4)

為了便于在下文對實證結(jié)果進行分析和解釋，結(jié)合前述的恩格爾—格蘭杰兩步法，分兩步建立ECM誤差修正模型，并對其進行檢驗，分別建立表示變量間長期均衡和短期波動的計量模型。

首先，建立表示變量間長期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)模型，通過對水平變量進行OLS估計，得出我國服務(wù)貿(mào)易競爭力與老齡化水平以及其他各控制變量之間的長期均衡模型，模型經(jīng)OLS估計結(jié)果如下：

tcst= 8.132439-0.069106aget+2.872512opnt+0.436591lnhmrt-0.377005lnexgt+ut

(5)

t檢驗值分別為 4.4837、-2.9291、1.8088、2.8419、-3.8761調(diào)整后的R2=0.9590，DW=1.31401，F(xiàn)=106.1900。

在式5基礎(chǔ)模型中我國老齡化與服務(wù)貿(mào)易競爭力之間呈負相關(guān)的關(guān)系，解釋變量老齡化水平(age)在10%的置信水平下顯著，其他三個控制變量服務(wù)貿(mào)易開放度水平(opn)、人力資本(lnhmr)和貨物貿(mào)易發(fā)展水平(lnexg)均在10%的置信水平下顯著。由前述協(xié)整檢驗已知該基礎(chǔ)模型的殘差序列是平穩(wěn)序列，令ECMt-1=ut-1，將殘差序列作為ECM誤差修正項，建立誤差修正模型如下：

Δtcst=c+β1Δaget+β2Δopnt+β3Δlnhmrt+β4Δlnexgt-λ×ECMt-1+εt

(6)

經(jīng)估計后得到：

Δtcst= 0.1412-0.1715Δaget+4.3965Δopnt+0.0522Δlnhmrt-0.2038Δlnexgt-0.8344ECMt-1+εt

(7)

經(jīng)檢驗，誤差修正項ECMt-1的系數(shù)為-0.8344，t=-3.611886，在1%的顯著性水平下通過了t檢驗(P=0.0036),說明誤差修正機制發(fā)揮作用；模型中各變量的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下通過了t檢驗；調(diào)整后的R2=0.7945，模型的擬合優(yōu)度較高；F=14.14849，模型所構(gòu)建的方程通過了F檢驗；DW=2.0136，通過了DW檢驗。其中變量的符號與長期均衡關(guān)系的符號一致，誤差修正項ECM的系數(shù)為負，起到了反向修正的作用。

(五)結(jié)果分析

模型中除老齡化水平以外的其他控制變量的實證結(jié)果表明，人力資本、服務(wù)業(yè)開放度以及貨物貿(mào)易發(fā)展水平等變量對于我國服務(wù)貿(mào)易競爭力的變動有較大的影響，且與前文的預(yù)期相符。而作為本文最重要的解釋變量，我國老齡化與服務(wù)貿(mào)易競爭力之間呈負相關(guān)的關(guān)系，長期均衡方程中老齡化的系數(shù)為-0.069，表明老齡化已經(jīng)對我國服務(wù)貿(mào)易競爭力帶來一定的負面影響，但是影響程度還不是特別嚴重，這主要是得益于我國正著力于不斷改善服務(wù)貿(mào)易增長模式，在一定程度上克服了老齡化對服務(wù)貿(mào)易競爭力的負面影響。在表示短期波動的誤差修正模型中，其差分項反映了短期波動的影響，一部分是短期老齡化水平波動的影響，另外一部分是老齡化對服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響偏離其長期均衡的影響。誤差修正模型ECM的系數(shù)大小代表對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從其系數(shù)估計值來看，誤差修正項的系數(shù)為-0.83，當(dāng)短期波動偏離老齡化對服務(wù)貿(mào)易競爭力影響的長期均衡時，將以(-0.83)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到該長期影響的均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論

通過構(gòu)建ECM模型進行實證研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化和服務(wù)貿(mào)易出口呈負相關(guān)關(guān)系，即隨著人口老齡化的日益增長，我國服務(wù)貿(mào)易出口將會減少。造成這個結(jié)果的主要原因是我國服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)不合理，出口以傳統(tǒng)的勞動密集型服務(wù)貿(mào)易為主。隨著我國勞動人口的減少，這種類型的服務(wù)貿(mào)易出口必然會失去競爭優(yōu)勢。未來應(yīng)對人口老齡化對服務(wù)貿(mào)易出口所帶來的負面影響，必須大力發(fā)展資本密集型和知識技術(shù)密集型服務(wù)貿(mào)易，實現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易出口增長方式的轉(zhuǎn)變，同時創(chuàng)新交通、旅游和建筑等傳統(tǒng)勞動密集型服務(wù)貿(mào)易的盈利模式。老齡化背景下不能再單純依靠勞動力優(yōu)勢，要將服務(wù)質(zhì)量水平提高、服務(wù)手段技術(shù)創(chuàng)新、服務(wù)品牌建設(shè)推廣、服務(wù)內(nèi)容創(chuàng)新和項目資本運作等作為新的利潤來源。在信息技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)的推動下，促進傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級為以高附加值、智能化為主要特征的現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易。

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