我國服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

李贊

[摘 要] 基于VAR模型，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)法對我國1982-2013年期間服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口與我國經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系及其長期動態(tài)影響特征進(jìn)行實證研究。從實證研究結(jié)果中可以得出：服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長有較強的正向效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對經(jīng)濟增長表現(xiàn)為較弱的負(fù)效應(yīng)，凈效應(yīng)為正。同時，經(jīng)濟增長也會對服務(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來看，我國服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在相互作用關(guān)系，但這種作用機制還有待完善。

[關(guān)鍵詞] 服務(wù)貿(mào)易；經(jīng)濟增長；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] F724 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2016）07- 0146- 04

1 引言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟一直呈現(xiàn)出高速增長狀態(tài)，相伴而生的是服務(wù)貿(mào)易的不斷發(fā)展。我國服務(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，年均增長率高達(dá)16.53%。同期，GDP由2 021.4億美元增長至106 077.2億美元，年均增長率為13.17%。我國進(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，年均增長率為15.21%?？梢钥闯觯覈?wù)貿(mào)易進(jìn)出口增長速度要比GDP和進(jìn)出口總額的增長速度高。服務(wù)貿(mào)易是對外貿(mào)易的重要組成部分，服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間又有怎樣的聯(lián)系？探索這一問題對調(diào)整中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)有重要意義，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟的不斷增長。期間，國內(nèi)外很多專家學(xué)者也對服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關(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)，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究主要可以分為以下幾個方面。

2.1 關(guān)于服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用

Francois 和Schuknecht（1999）通過實證分析得出結(jié)論：服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟的增長具有較強的促進(jìn)作用。Alan V. Deardorff（2001）的研究表明，服務(wù)貿(mào)易通過拉動服務(wù)貿(mào)易、貨物貿(mào)易和國際貿(mào)易的增長，從而間接地推動了經(jīng)濟的發(fā)展。George Verikios（2001）運用一般均衡（CGE）模型的實證分析結(jié)果表明，電訊和金融服務(wù)貿(mào)易自由化可以拉動全球經(jīng)濟增長2%。Greg McGuire（2002）指出發(fā)展中國家應(yīng)該利用其豐富的勞動力要素積極參與全球服務(wù)貿(mào)易，從而促進(jìn)全球經(jīng)濟的繁榮發(fā)展。Sherman Robinson（2002）指出發(fā)展中國家從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口服務(wù)產(chǎn)品的同時可以獲取先進(jìn)技術(shù)，提高勞動生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟增長。熊啟泉和張琰光（2008）以Taylor生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)建立雙對數(shù)模型，通過實證檢驗可得我國服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻(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）從知識產(chǎn)權(quán)保護這一視角出發(fā)，先從理論上研究了服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用機制，之后在90個國家1998-2007年的面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行實證分析，驗證服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用。

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

尚濤、郭根龍和馮宗憲（2007）選取我國1982-2004年服務(wù)貿(mào)易和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)對兩者之間的長期動態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對經(jīng)濟增長有重要的促進(jìn)作用，而經(jīng)濟增長對服務(wù)貿(mào)易的影響存在滯后效應(yīng)。趙書華和張維（2012）根據(jù)中國1986-2010年服務(wù)貿(mào)易出口和GDP數(shù)據(jù)驗證了經(jīng)濟增長和現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系，經(jīng)濟增長與現(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來衡量的經(jīng)濟增長與服務(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)濟增長的關(guān)系

李平和梁俊啟（2007）使用單整、協(xié)整和誤差修正模型（VCEM）對我國1982-2005年三個部門服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口、出口和GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果表明，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口將抑制經(jīng)濟增長，而出口會促進(jìn)經(jīng)濟增長。萬建軍和李揚如（2014）選取1985-2013年我國服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)，進(jìn)行協(xié)整和格蘭杰因果檢驗，實證結(jié)果表明服務(wù)貿(mào)易出口會拉動進(jìn)口的增長，出口對經(jīng)濟增長具有更強的促進(jìn)作用，經(jīng)濟增長與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者們的研究主要在于分析服務(wù)貿(mào)易是否對經(jīng)濟增長有促進(jìn)作用、服務(wù)貿(mào)易出口或進(jìn)口對經(jīng)濟增長的影響，部分學(xué)者就經(jīng)濟增長對服務(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)濟增長之間的長期動態(tài)影響關(guān)系并沒有得到體現(xiàn)。本文的主要研究目的是運用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function）分析法來研究1982-2013年期間服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)沖擊響應(yīng)，從而得出服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長的長期動態(tài)關(guān)系。

3 數(shù)據(jù)來源與實證分析

在以往研究服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(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)口額和出口額來度量，經(jīng)濟增長則用GDP來表示，時序長度為1982-2013年。服務(wù)貿(mào)易出口、進(jìn)口和經(jīng)濟增長分別用export、import、gdp來表示。其中，GDP數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局；服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于服務(wù)貿(mào)易指南網(wǎng)。為了得到平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)且不改變數(shù)據(jù)特征，本文對各變量進(jìn)行對數(shù)化處理后得lnexport、lnimport、lngdp。

3.1 單位根檢驗

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，是非平穩(wěn)的時間序列。為了得到平穩(wěn)的時間序列，取一階差分進(jìn)行檢驗，從而可以推測服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口和GDP可能是一階單整過程。因此，需要對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，如表1所示。

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

3.2 Johansen協(xié)整檢驗

運用Johansen協(xié)整檢驗法進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2所示。

從跡統(tǒng)計量檢驗結(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協(xié)整關(guān)系，即lngdp、lnexport和lnimport之間存在一個長期穩(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)口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。同時，服務(wù)貿(mào)易出口和進(jìn)口對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)易出口對經(jīng)濟增長有較強的推動作用，而服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口將抑制經(jīng)濟的增長。但是服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的強力拉動作用能抵消進(jìn)口對經(jīng)濟增長的抑制效應(yīng)，即服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的凈效應(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，本文運用VAR模型對dlngdp、dlnexport、dlnimport 之間的系統(tǒng)關(guān)系運用脈沖響應(yīng)函數(shù)法進(jìn)行進(jìn)一步的分析，并嘗試通過這一分析過程確定各變量之間的長期動態(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是待估計的系數(shù)矩陣。t是擾動向量。由表1可知，其中，lngdp、lnexport、lnimport是非平穩(wěn)的時間序列，而dlngdp、dlnexport、dlnimport是平穩(wěn)序列的時間序列，為了確保模型的穩(wěn)定性，我們選擇在平穩(wěn)的時間序列（dlngdp、dlnexport、dlnimport）的基礎(chǔ)上建立VAR自回歸模型。在實際操作中，通常根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則來選取模型的滯后階數(shù)。經(jīng)過多次驗證，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

對模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，可知模型是穩(wěn)定的。同時，檢驗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)一步的實證分析。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

本文運用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)法對各變量之間的長期關(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)濟增長之間的沖擊響應(yīng)路徑。脈沖響應(yīng)可以反映出一個內(nèi)生變量的變動時如何通過模型影響其他變量，最終又反饋到自身的過程。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)生變量對干擾項的響應(yīng)程度。

由圖1可以看出，GDP增長率對其自身標(biāo)準(zhǔn)差擾動存在一定的波動性，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增長率對服務(wù)貿(mào)易出口增長率標(biāo)準(zhǔn)差的擾動也存在一定的波動性，但總體呈現(xiàn)正向效應(yīng)。計算可得累積效應(yīng)為0.051 226，表明服務(wù)貿(mào)易出口增長率從長期來看對經(jīng)濟增長具有正向效應(yīng)。GDP增長率對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率標(biāo)準(zhǔn)差擾動的響應(yīng)存在較大的波動性，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)口增長率從長期來看對經(jīng)濟增長存在較弱的負(fù)向效應(yīng)?？傮w來看，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口增長率對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出逐漸降低的趨勢。

由圖2可以看出，服務(wù)貿(mào)易出口增長率對其自身標(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)易出口增長率對GDP增長率的沖擊響應(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)濟增長對服務(wù)貿(mào)易出口增長率的增加具有較弱的抑制性。服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率對出口增長率的沖擊響應(yīng)在初始階段表現(xiàn)為零，在第2、8期波動到橫軸以下，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)濟含義是服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率在總體上會對出口增長率產(chǎn)生促進(jìn)作用。

由圖3可知，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率對其自身標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊響應(yīng)具有一定的波動性，第1期表現(xiàn)為很高的正向效應(yīng)，之后稍有波動，但總體表現(xiàn)為較高的正向效應(yīng)。經(jīng)濟增長率對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率標(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期開始下降并一直表現(xiàn)為負(fù)。其經(jīng)濟含義是經(jīng)濟增長率對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率的沖擊有一個滯后期，在初始階段會促進(jìn)進(jìn)口增長率的增加，在后期其抑制效應(yīng)會逐漸顯現(xiàn)出來。服務(wù)貿(mào)易出口增長率對進(jìn)口增長率的沖擊也具有一定的波動性，基本呈現(xiàn)正負(fù)效應(yīng)交替出現(xiàn)的態(tài)勢，其累計效應(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，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)法實證分析了對我國1982-2013年期間的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口與經(jīng)濟增長之間的長期動態(tài)關(guān)系。研究結(jié)果表明，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口的增長率會對經(jīng)濟增長率產(chǎn)生影響，同時，經(jīng)濟增長率對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口增長率具有反向沖擊作用。就服務(wù)貿(mào)易增長率對經(jīng)濟增長率的沖擊效果而言，從總體來看，服務(wù)貿(mào)易出口增長率對經(jīng)濟增長率有較明顯的促進(jìn)效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增長率對經(jīng)濟增長率的影響表現(xiàn)為較弱的抑制效應(yīng)，服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用可以抵消進(jìn)口帶來的抑制效應(yīng)，凈效應(yīng)為正。另一方面，經(jīng)濟增長率對服務(wù)貿(mào)易增長率的沖擊結(jié)果表明，經(jīng)濟增長對服務(wù)貿(mào)易的影響有一定的滯后期，這種影響需要一定的時間之后才會表現(xiàn)出來。

4.2 政策建議

由上述結(jié)論可知，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口對經(jīng)濟增長的抑制作用會被出口對經(jīng)濟增長的拉動所用所抵消。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步加強政策的貫徹實施，鼓勵企業(yè)更多地增加服務(wù)貿(mào)易出口，力爭開辟一條新型服務(wù)貿(mào)易的創(chuàng)新之路。另一方面，政府應(yīng)該大力發(fā)揚傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易的優(yōu)勢，把信息技術(shù)服務(wù)作為發(fā)展重點，致力于現(xiàn)代化服務(wù)貿(mào)易走向高端路線。再者，我國要更加積極主動地融入全球服務(wù)貿(mào)易的大環(huán)境中去，注重加強與各國的溝通協(xié)作，努力消除各種貿(mào)易壁壘，帶動我國服務(wù)貿(mào)易的高速增長，促進(jìn)中國經(jīng)濟的繁榮發(fā)展。

主要參考文獻(xiàn)

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