服務(wù)業(yè)FDI對(duì)中國(guó)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響
——基于SVAR模型的實(shí)證分析

楊 荷

(重慶工商大學(xué)，重慶 400067)

服務(wù)業(yè)FDI對(duì)中國(guó)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響
——基于SVAR模型的實(shí)證分析

楊 荷

(重慶工商大學(xué)，重慶 400067)

采用1985—2014年的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用SVAR模型，實(shí)證分析影響中國(guó)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素。一方面，改革開放以來(lái)服務(wù)業(yè)外資參與度的增強(qiáng)提高了服務(wù)業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力，且這種影響在長(zhǎng)期內(nèi)趨于均衡；同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的過(guò)程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化提高了服務(wù)業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程速度較慢，對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響不大。另一方面，服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高增強(qiáng)了服務(wù)業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力。

服務(wù)業(yè)FDI； 服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力； 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷； 全要素生產(chǎn)率

一、引言

從建國(guó)初期至今，中國(guó)的服務(wù)業(yè)發(fā)展包含了兩個(gè)階段：第一階段從建國(guó)初期到改革開放之前，由于中國(guó)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)力上與發(fā)達(dá)國(guó)家差距巨大，我國(guó)實(shí)行了優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，這一戰(zhàn)略在建設(shè)社會(huì)主義的初期起到了一定作用。但是，這一戰(zhàn)略導(dǎo)致中國(guó)損失了引進(jìn)和使用外國(guó)資本、技術(shù)、人才的機(jī)會(huì)[1]。第二階段從1978年中國(guó)實(shí)行改革開放政策至今，為大力發(fā)展社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，中國(guó)開始直接使用外商投資[2]。外商的直接投資迅速進(jìn)入服務(wù)業(yè)，服務(wù)業(yè)實(shí)際使用FDI從1997—2013年增長(zhǎng)了5.5倍[3]。數(shù)據(jù)顯示，1998—2012 年，中國(guó)服務(wù)業(yè)貿(mào)易的國(guó)際市場(chǎng)占有率從1998年的1.76%增至2012年的4.37%。截至2012年，美國(guó)的服務(wù)業(yè)貿(mào)易國(guó)際市場(chǎng)占有率為14.4%[3]。由此可見，服務(wù)業(yè)FDI的流入對(duì)我國(guó)服務(wù)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力可能存在影響。

學(xué)術(shù)界關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際貿(mào)易影響的研究比較深入。國(guó)外學(xué)者對(duì)服務(wù)業(yè)FDI的理論研究是以傳統(tǒng)制造業(yè)FDI的理論為基礎(chǔ)，制造業(yè)FDI理論體系可沿用至服務(wù)業(yè)FDI[4]。傳統(tǒng)制造業(yè)FDI理論體系由來(lái)已久，以國(guó)際投資區(qū)位理論為主，包括了海默的壟斷優(yōu)勢(shì)理論、巴克萊的內(nèi)部化理論、弗農(nóng)的產(chǎn)品生命周期理論以及鄧寧的國(guó)際生產(chǎn)折衷理論[5]。此外，國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的理論體系也比較成熟。大衛(wèi)·李嘉圖的比較優(yōu)勢(shì)理論認(rèn)為，對(duì)國(guó)家而言，出口具有“比較優(yōu)勢(shì)”的產(chǎn)品，而進(jìn)口具有“比較劣勢(shì)”的產(chǎn)品是有利可圖的[6]。Poter提出了國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論，把對(duì)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的理解從企業(yè)上升到國(guó)家，一個(gè)國(guó)家進(jìn)行國(guó)際貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)在于主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)具有優(yōu)勢(shì)，在這一過(guò)程中，提高生產(chǎn)率以及企業(yè)的創(chuàng)新起到了關(guān)鍵作用[7]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際貿(mào)易的影響研究，主要以實(shí)證分析為主。苗琛建立服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)與服務(wù)業(yè)外資規(guī)模的二次曲線方程，通過(guò)協(xié)整性檢驗(yàn)以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，指出服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在倒U型關(guān)系，且不同的行業(yè)影響到了二者的關(guān)系[3]。陳純?cè)诜?wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響機(jī)理基礎(chǔ)上，對(duì)服務(wù)業(yè)FDI與傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易出口、新型服務(wù)貿(mào)易出口利用OLS估計(jì)建立多元線性回歸模型，并檢驗(yàn)出三者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，認(rèn)為服務(wù)業(yè)能夠促進(jìn)我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易出口商品結(jié)構(gòu)升級(jí)[4]。孫方偉建立服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)的誤差修正模型，結(jié)合服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易影響的傳導(dǎo)機(jī)制，認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI的流入改善了中國(guó)的資本質(zhì)量，有力地提高了服務(wù)部門的出口競(jìng)爭(zhēng)力[5]。王恕立等運(yùn)用協(xié)整理論與誤差修正模型，探討了服務(wù)業(yè)FDI流入對(duì)東道國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的影響機(jī)理，實(shí)證了服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口對(duì)中國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生正向影響[8]。李勤昌等采用規(guī)范分析和實(shí)證分析相結(jié)合的方式，分析出FDI通過(guò)直接和間接兩種途徑對(duì)中國(guó)服務(wù)出口起到積極的促進(jìn)作用[9]。

綜上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI的研究對(duì)于研究服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響都是有價(jià)值的。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)FDI有效地促進(jìn)了服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提高。以上研究的傳導(dǎo)機(jī)制都局限于服務(wù)業(yè)內(nèi)部企業(yè)的物質(zhì)資本或者人力資本，忽視了宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)其傳導(dǎo)機(jī)制的影響。本文將通過(guò)以下幾方面的改進(jìn)，對(duì)以往的研究作出有價(jià)值的補(bǔ)充：第一，通過(guò)服務(wù)業(yè)FDI推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，進(jìn)而影響服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力這一傳導(dǎo)機(jī)制，研究服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響，并對(duì)各因素的影響進(jìn)行比較；第二，運(yùn)用SVAR模型，對(duì)服務(wù)業(yè)FDI影響服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的路徑及其貢獻(xiàn)進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而提出服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生積極作用的政策建議。

二、變量的衡量和數(shù)據(jù)處理

(一)變量的衡量

1.服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的衡量

衡量國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的指標(biāo)很多，常用的包括顯示比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)(RCA)、國(guó)際市場(chǎng)占有率、市場(chǎng)滲透率(MPR)等[2-5]。本文參考李鋼等[10]對(duì)產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)證分析，采用包含服務(wù)業(yè)出口占商品總出口比重、相對(duì)出口優(yōu)勢(shì)指數(shù)、出口增長(zhǎng)率優(yōu)勢(shì)指數(shù)、相對(duì)出口優(yōu)勢(shì)指數(shù)變化率、國(guó)際市場(chǎng)占有率、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)、國(guó)際市場(chǎng)占有率提升速度、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)提升速度在內(nèi)的8項(xiàng)指標(biāo)，通過(guò)賦權(quán)得到服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)(IC)。

2.服務(wù)業(yè)FDI

本文考察服務(wù)業(yè)外商直接投資額對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響，不能根據(jù)外商直接投資額的實(shí)際值來(lái)判斷，外資參與度[2]才能有效衡量外資對(duì)產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度。因此，本文采用服務(wù)業(yè)外商投資額占服務(wù)業(yè)總投資額的比重作為服務(wù)業(yè)外資參與度(FDI)。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的衡量指標(biāo)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷通常包含了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化兩個(gè)方面。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)是衡量資源的投入結(jié)構(gòu)是否與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)耦合的指標(biāo)[11]。一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平通常采用結(jié)構(gòu)偏離度或泰爾指數(shù)進(jìn)行衡量[11-13]。結(jié)構(gòu)偏離度在考察經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理度時(shí)忽略了各產(chǎn)業(yè)的相對(duì)貢獻(xiàn)度，而泰爾指數(shù)可以有效衡量各產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)權(quán)重，且保留了結(jié)構(gòu)偏離度的理論基礎(chǔ)。本文采用泰爾指數(shù)(TL)[14]來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化指標(biāo)采用非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)值比重來(lái)衡量。

4.服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的衡量

在研究發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，工業(yè)化過(guò)程中，一國(guó)通常會(huì)優(yōu)先發(fā)展勞動(dòng)密集型行業(yè)[2]。服務(wù)業(yè)作為典型的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，且勞動(dòng)本身就是最終產(chǎn)品，很難實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。根據(jù)“索洛余值”關(guān)于生產(chǎn)率的研究，通過(guò)運(yùn)用不斷進(jìn)步的信息技術(shù)可以使服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率高速增長(zhǎng)[15]。因此，需要考慮服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響，將全要素生產(chǎn)率引入模型之中。

5.數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文涉及的服務(wù)業(yè)是通常所指的第三產(chǎn)業(yè)。模型涉及數(shù)據(jù)包括中國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口額、中國(guó)商品出口額、世界服務(wù)貿(mào)易出口總額、世界商品出口總額、中國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額、世界服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額、中國(guó)服務(wù)業(yè)外商實(shí)際直接投資額、中國(guó)服務(wù)業(yè)投資總額、三次產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、1985—2014年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。樣本區(qū)間為1985—2014年。數(shù)據(jù)用Eviews 8.0軟件處理。

(二)數(shù)據(jù)的處理

1.服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的計(jì)算和說(shuō)明

本文選用服務(wù)業(yè)出口占商品總出口比重、相對(duì)出口優(yōu)勢(shì)指數(shù)、出口增長(zhǎng)率優(yōu)勢(shì)指數(shù)、相對(duì)出口優(yōu)勢(shì)指數(shù)變化率、國(guó)際市場(chǎng)占有率、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)、國(guó)際市場(chǎng)占有率提升速度、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)提升速度等8項(xiàng)指標(biāo)，通過(guò)賦權(quán)，計(jì)算服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)。首先，根據(jù)表1所示指標(biāo)體系，計(jì)算得到各項(xiàng)指標(biāo)。其次，參考李鋼等按照均等分的方式對(duì)各指標(biāo)賦權(quán)，各指標(biāo)權(quán)重平均為1/8。最后，對(duì)各指標(biāo)賦權(quán)加總得到綜合指標(biāo)，以1984年服務(wù)業(yè)制成品為基期，通過(guò)公式：(當(dāng)年的綜合指標(biāo)-1984年的綜合指標(biāo))+100=當(dāng)年服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合發(fā)展指數(shù)，最終得到1985—2014年30年間服務(wù)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)，見表1。

表1 服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)

注：數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(1986—2015)》《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒(2015)》計(jì)算所得。

2.服務(wù)業(yè)FDI的計(jì)算說(shuō)明

服務(wù)業(yè)FDI采用外資參與度進(jìn)行衡量，即中國(guó)服務(wù)業(yè)實(shí)際外商投資額占中國(guó)服務(wù)業(yè)總投資額的比重，數(shù)據(jù)處理結(jié)果見表2。

表2 服務(wù)業(yè)外資參與度

注：數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(1986—2015)》計(jì)算所得。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、合理化指標(biāo)的計(jì)算說(shuō)明

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的平衡度，指具有投入產(chǎn)出關(guān)系各個(gè)部門需求和供給的平衡，采用泰爾指數(shù)(TL)進(jìn)行衡量。計(jì)算公式如下

(1)

其中，TL表示泰爾指數(shù)，Y表示總產(chǎn)出，L表示就業(yè)人數(shù)，i表示第i產(chǎn)業(yè)。TL越趨近于0，意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越處于均衡狀態(tài)，各產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同度越高；反之，則說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。通常采用非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化，隨著產(chǎn)業(yè)服務(wù)的強(qiáng)化，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重越加顯著，于是采用第三產(chǎn)業(yè)與整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)值之比(ST)作為高級(jí)化衡量指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指標(biāo)如果不斷上升，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不斷升級(jí)，產(chǎn)業(yè)的服務(wù)化特征愈加顯著。計(jì)算得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級(jí)化指標(biāo)(表略)。

4.服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的計(jì)算和說(shuō)明

全要素生產(chǎn)率(DEA)通常采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行計(jì)算。在計(jì)算時(shí)，顧慮名義第三產(chǎn)業(yè)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和投資額會(huì)受到價(jià)格因素的影響，借鑒程承坪等對(duì)數(shù)據(jù)的處理方法[16]。首先，取1978年價(jià)格指數(shù)為100，按照統(tǒng)計(jì)年鑒上1985—2014年的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，計(jì)算各年價(jià)格指數(shù)。然后用名義國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及名義投資額分別除以價(jià)格指數(shù)，得到實(shí)際值。

由于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為非線性的模型，需要在模型兩端取自然對(duì)數(shù)，轉(zhuǎn)換為線性模型lnYi=lnA+?lnLi+βlnKi+μ。將實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及實(shí)際投資額代入模型中，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到估計(jì)結(jié)果如下

LnYi= -2.5885+ 0.8742LnLi+ 0.3970LnKi

[-2.4529] [6.7809] [13.7916]

(2)

由式(2)計(jì)算出服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率A=Yi/Li?Kiβ(表略)。

三、計(jì)量實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

將各變量取自然對(duì)數(shù)以避免異方差性，采用ADF檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)各變量序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明，均在5%的顯著性水平下接受了非平穩(wěn)的原假設(shè)，而經(jīng)過(guò)一階差分后，均拒絕存在單位根的原假設(shè)，服從I(1)；只有在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，服從I(0)。

(二)模型建立與滯后階數(shù)的確定

建立SVAR模型需要考慮模型的平穩(wěn)性，對(duì)模型中的非平穩(wěn)變量取一階差分。本文主要估計(jì)服務(wù)業(yè)FDI及其所帶來(lái)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷，全要素生產(chǎn)率的改變對(duì)我國(guó)服務(wù)業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力的傳遞動(dòng)態(tài)，為準(zhǔn)確反映服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的沖擊，對(duì)各變量進(jìn)行控制。因此，模型的內(nèi)生變量確定為：根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ準(zhǔn)則對(duì)最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有結(jié)果都顯示確定SVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3階。

(三)變量間Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于各變量因果關(guān)系的排序會(huì)對(duì)脈沖響應(yīng)函數(shù)產(chǎn)生不同的影響，有必要對(duì)各變量的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。依據(jù)因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，變量間的因果關(guān)系如下

(四)SVAR模型的識(shí)別與估計(jì)

VAR模型無(wú)法給出變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，而SVAR模型能夠解釋隱藏在誤差項(xiàng)相關(guān)結(jié)構(gòu)之中的當(dāng)期相關(guān)關(guān)系，因此，本文采用SVAR模型來(lái)解釋變量之間的當(dāng)期關(guān)系[17]。根據(jù)以上分析可以建立包含5個(gè)變量、滯后3階的SVAR(3)模型

C0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+Γ3yt-3+μ1，t=1,2,…,T。

(3)

假設(shè)C0可逆，可導(dǎo)出簡(jiǎn)化式的方程為

(4)

同時(shí)，將式(4)表示為無(wú)窮階的向量移動(dòng)平均形式VMA(∞)：yt=A(L)εt，并且各種外生變量的結(jié)構(gòu)沖擊需要通過(guò)各元素的響應(yīng)才能觀測(cè)到。因此，要建立SVAR模型，首先必須通過(guò)普通最小二乘估計(jì)法建立VAR模型yt=Φ1yt-1+Φ2yt-2+Φ3yt-3+ε。然后，將原式寫為滯后算子式C(L)yt=μt。接著，轉(zhuǎn)化滯后算子式為結(jié)構(gòu)式(VMA(∞))：yt=B(L)μt。最后，通過(guò)原式與結(jié)構(gòu)式，得到A(L)εt=B(L)μt。其中，A(0)=I3，ε=B(0)μt。如果B(0)已知，就可以估計(jì)出模型的結(jié)構(gòu)系數(shù)及結(jié)構(gòu)信息。因此，施加約束給B(0)可以識(shí)別SVAR模型[17]。施加的約束是對(duì)變量之間的同期相關(guān)關(guān)系的約束，所以根據(jù)SVAR模型的識(shí)別條件，本文建立遞歸形式的短期約束，主要采用Sims提出的使矩陣的上三角為0的約束方法。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

根據(jù)以上的因果關(guān)系檢驗(yàn)及服務(wù)業(yè)FDI影響服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的傳導(dǎo)機(jī)制，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析服務(wù)業(yè)FDI及其引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷在30年間對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生的沖擊，利用對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的方差分解，得出影響服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力相對(duì)重要的因素。

1.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

圖1顯示了服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的脈沖響應(yīng)函數(shù)：(1)服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的沖擊從第1、2期開始是負(fù)向影響，但是到了第3期開始產(chǎn)生正向影響。隨后一直處于波動(dòng)階段，第5、9期呈現(xiàn)強(qiáng)烈的正向影響并在第5期達(dá)到峰值，其余時(shí)期都是負(fù)向影響。最后，到達(dá)第10期，影響趨于穩(wěn)定。大體而言，服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力波動(dòng)產(chǎn)生了較大影響，由于國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境在不斷變化，所以影響過(guò)程表現(xiàn)得較為復(fù)雜。(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的沖擊一開始是負(fù)向影響，到了第3期產(chǎn)生微弱的正向影響，而后是負(fù)向影響，直到第6、7期也是微弱的正向影響。說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響微弱，這可能與服務(wù)業(yè)發(fā)展歷程中三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同度不一致相關(guān)。建國(guó)初至改革開放前，優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)，忽視了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，導(dǎo)致在建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制之前中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍然受到計(jì)劃時(shí)期的影響，三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同度不一致，從而放緩了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程。(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的沖擊一開始就產(chǎn)生較強(qiáng)的正向影響，直到第3期產(chǎn)生負(fù)向影響，隨后第4至8期幾乎不產(chǎn)生影響，直到第9期產(chǎn)生正向影響。這說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響較為復(fù)雜。服務(wù)業(yè)FDI的投入使服務(wù)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度增加，從而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度增強(qiáng)，三次產(chǎn)業(yè)都傾向于服務(wù)化，服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力增強(qiáng)。(4)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的沖擊一開始是負(fù)向影響，直到第3期產(chǎn)生正向影響，隨后幾個(gè)時(shí)期里除了第6、8期的影響為正向，其余都為負(fù)向影響。

服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)服務(wù)業(yè)FDI沖擊的響應(yīng)

服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度沖擊的響應(yīng)

服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度沖擊的響應(yīng)

服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率沖擊的響應(yīng)

2.方差分解分析

從方差分解的結(jié)果來(lái)看，在所有因素中服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力自身的貢獻(xiàn)最大，在第一期占100%，一直到第10期都存在54.32%的貢獻(xiàn)。在各種對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生沖擊的因素中：(1)服務(wù)業(yè)外商直接投資額參與度占預(yù)測(cè)方差的比重逐步攀升，直到第5期攀升至20.57%，隨后一直趨于穩(wěn)定，且在第9期達(dá)到了峰值，占20.98%。服務(wù)業(yè)FDI在所有產(chǎn)生沖擊的因素中貢獻(xiàn)最大，這與國(guó)內(nèi)已有研究結(jié)果[2-5]認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生顯著影響基本一致。(2)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度的泰爾指數(shù)對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響不顯著，直到第10期到達(dá)穩(wěn)定的2.53%。這說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生一定影響，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度不高的問(wèn)題值得關(guān)注。(3)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響程度僅次于服務(wù)業(yè)FDI，從第3期到達(dá)峰值19.21%之后略有下滑，直到第5期為13.56%，隨后一直趨于穩(wěn)定，維持在13%左右。這說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化使得服務(wù)業(yè)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的貢獻(xiàn)度增強(qiáng)，對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的波動(dòng)產(chǎn)生了助推作用。(4)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響程度一直都處于攀升狀態(tài)，直到第10期達(dá)到峰值9.40%，說(shuō)明由技術(shù)進(jìn)步所帶來(lái)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高增強(qiáng)了服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。

四、結(jié)論及政策建議

本文采用1985—2014年的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用SVAR模型對(duì)影響中國(guó)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素對(duì)中國(guó)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響日益顯著。一方面，改革開放以來(lái)，服務(wù)業(yè)外資參與度的增強(qiáng)提高了服務(wù)業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力，且這種影響長(zhǎng)期保持在均衡的水平。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化提高了服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程速度較慢，對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響不大。另一方面，由技術(shù)進(jìn)步所帶來(lái)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高促使服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力增強(qiáng)。其中，服務(wù)業(yè)FDI的貿(mào)易傳導(dǎo)作用最強(qiáng)，從第2期就對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生影響，直到第10期其貢獻(xiàn)超過(guò)了20.83%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度在第2期對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響最大，直到第10期對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響也排在第二位，貢獻(xiàn)達(dá)到12.90%；服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響排在第三位，一直處于上升狀態(tài)，且第10期貢獻(xiàn)達(dá)到9.40%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響不大，第10期僅為2.53%。

針對(duì)上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為政府要提高服務(wù)業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力除了要處理好國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境與服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，以各種方式激勵(lì)服務(wù)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，以服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高來(lái)保證服務(wù)貿(mào)易的順利推進(jìn)外，更要積極研究服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響。第一，積極研究服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制與傳遞路徑。借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家建立完善服務(wù)業(yè)制度的經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)一步放開對(duì)服務(wù)業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入管制，充分利用服務(wù)市場(chǎng)信息進(jìn)行宏觀調(diào)控，以增加政策調(diào)控的預(yù)見性，從而明確服務(wù)業(yè)外資的進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響程度。第二，政府應(yīng)穩(wěn)步調(diào)整三次產(chǎn)業(yè)比例，實(shí)現(xiàn)三次產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，積極引導(dǎo)服務(wù)業(yè)外商直接投資在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過(guò)程中對(duì)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生正向影響。第三，政府完善服務(wù)業(yè)外商投資的市場(chǎng)，積極引導(dǎo)長(zhǎng)時(shí)期的服務(wù)業(yè)FDI投入，避免服務(wù)業(yè)外商直接投資的短期投機(jī)行為。第四，鼓勵(lì)服務(wù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新以及高技術(shù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提高服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，以此增強(qiáng)中國(guó)服務(wù)業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)上的比較優(yōu)勢(shì)。

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TheInfluenceofServiceIndustryFDIontheExportCompetitivenessofChina’sServiceIndustryAn Empirical Analysis Based on SVAR Model

YANG He

(Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

Using the 1985—2014 annual data, applying the SVAR model, the service FDI and its related factors that affect China’s export competitiveness are analyzed. Results show that on the one hand, since the reform and opening, the increase of foreign service participation enhances the export competitiveness of service industry, which in the long run keeps unabated. At the same time, in the process of industrial structure change, the enhancement of industrial structure improves the export competitiveness of service industry. The process of rationalization of industrial structure is slow, which does not influence the competitiveness of export services. On the other hand, the improvement of total factor productivity in service industry enhances the export competitiveness of service industry.

service industry FDI; service industry export competitiveness; industrial structure change; total factor productivity

2016-12-19；

2017-04-08

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶商貿(mào)流通協(xié)調(diào)發(fā)展研究”(15BJY110)；重慶工商大學(xué)研究生創(chuàng)新型科研項(xiàng)目“商貿(mào)流通業(yè)—人口—空間耦合協(xié)調(diào)發(fā)展研究——以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶為例”(yjscxx2017-066-02)

楊荷(1993—)，女，重慶合川人，重慶工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

F260

A

1674-0297(2017)05-0075-07

(責(zé)任編輯張 璠)