基于鉆石理論的我國服務(wù)貿(mào)易出口競爭力研究

李桂香，趙 亮，張瑩田

（江西外語外貿(mào)學(xué)院，江西南昌330099）

基于鉆石理論的我國服務(wù)貿(mào)易出口競爭力研究

李桂香，趙 亮，張瑩田

（江西外語外貿(mào)學(xué)院，江西南昌330099）

采用戰(zhàn)略管理學(xué)中的“鉆石理論”和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整、VAR模型相結(jié)合的方法，對我國服務(wù)貿(mào)易出口競爭力的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明：實(shí)際使用外資額、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)、總?cè)丝跀?shù)量、居民家庭人均純收入、貨物貿(mào)易出口總額和服務(wù)貿(mào)易的開放度在影響服務(wù)貿(mào)易出口競爭力的長期穩(wěn)定性、沖擊響應(yīng)以及波動解釋方面不盡相同；除服務(wù)貿(mào)易的開放度外，其余五個因素都與服務(wù)貿(mào)易出口競爭力存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)對服務(wù)貿(mào)易出口競爭力的正向沖擊和貢獻(xiàn)率最大，居民家庭人均純收入和實(shí)際使用外資額的影響次之，總?cè)丝跀?shù)量的影響最小。

服務(wù)貿(mào)易；競爭力；鉆石理論；協(xié)整；向量自回歸模型

我國服務(wù)貿(mào)易出口競爭力是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)課題，相關(guān)研究成果并不鮮見，大多采用以下三種研究方法：一是將一段時間內(nèi)國內(nèi)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口數(shù)據(jù)與同時期的另一個或幾個國家（地區(qū)），或與某個經(jīng)濟(jì)集團(tuán)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，根據(jù)對比的結(jié)果得出結(jié)論；二是采用市場占有率、優(yōu)勢變差指數(shù)、貿(mào)易競爭優(yōu)勢指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)以及顯示性競爭優(yōu)勢指數(shù)等顯示性指標(biāo)，或者貿(mào)易開放度、外資依存度和勞動生產(chǎn)率等分析性指標(biāo)進(jìn)行分析[1]；三是將前兩種方法結(jié)合起來，這種方法在目前的研究中最為普遍。

在借鑒前人研究方法的基礎(chǔ)上，本文將戰(zhàn)略管理學(xué)中的“鉆石理論”與計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整、VAR模型（向量自回歸模型）相結(jié)合，用以分析我國服務(wù)貿(mào)易出口競爭力的影響因素。具體來看，主要是將“鉆石理論”中的生產(chǎn)要素、需求狀況、相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)，以及企業(yè)策略四大要素融合到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型中，用實(shí)際使用外資額、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)、總?cè)丝跀?shù)量、居民家庭人均可支配收入、貨物貿(mào)易出口總額、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)生產(chǎn)總值和服務(wù)貿(mào)易的開放度八個指標(biāo)來代表“鉆石模型”的四大要素并作為經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中的解釋變量，試圖通過實(shí)證方法進(jìn)行研究，以得出相應(yīng)的研究結(jié)論，進(jìn)而提出增強(qiáng)我國服務(wù)貿(mào)易競爭力的政策建議。

一、服務(wù)貿(mào)易研究現(xiàn)狀

（一）國外研究現(xiàn)狀

最先研究服務(wù)貿(mào)易發(fā)展?fàn)顩r的是國外的一些學(xué)者。他們在20世紀(jì)70年代前后就開始了服務(wù)貿(mào)易理論探索?！胺?wù)貿(mào)易”的概念在1972年由經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織首次正式提出，之后就引起了國外學(xué)術(shù)界的不斷關(guān)注。當(dāng)時國外學(xué)者主要探討的是比較優(yōu)勢理論在服務(wù)貿(mào)易中的運(yùn)用問題，并進(jìn)行了相關(guān)學(xué)術(shù)辯論。以Dick&Dicke為代表的學(xué)者們通過研究沒有發(fā)現(xiàn)基于比較優(yōu)勢理論而存在的服務(wù)貿(mào)易，不支持將比較優(yōu)勢理論運(yùn)用于服務(wù)貿(mào)易研究，因?yàn)樗麄冋J(rèn)為服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易是有較大區(qū)別的，適用貨物貿(mào)易的比較優(yōu)勢并不適用于服務(wù)貿(mào)易[2]。而以Hindley&Smith為代表的學(xué)者們則持截然相反的觀點(diǎn)。他們認(rèn)為，雖然貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易之間存在較大差異，但比較優(yōu)勢的縝密邏輯性同樣適用于分析服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)知識。目前，后者的觀點(diǎn)逐漸占據(jù)上風(fēng)，流行于對服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的學(xué)術(shù)研究中[3]。國外學(xué)者還將研究注意力集中在對不同國家或地區(qū)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的研究上。Hoekman&Karsenry的研究成果較為突出，他運(yùn)用基于顯示性比較優(yōu)勢的方法，研究了收入水平不同的經(jīng)濟(jì)體之間服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展情況[4]，為后來的研究樹立了典范。

還有很多國外學(xué)者將注意力放在采用實(shí)證分析研究服務(wù)貿(mào)易的競爭力方面。Yang基于Kano模型研究了服務(wù)業(yè)的競爭力狀況，認(rèn)為增強(qiáng)服務(wù)業(yè)競爭力的有效途徑是提升服務(wù)質(zhì)量[5]；Srivastav以印度的服務(wù)貿(mào)易作為研究對象，利用1980—1996年的數(shù)據(jù)對其服務(wù)貿(mào)易的競爭力狀況進(jìn)行了研究[6]；Hsieh以東盟為例分析了法律服務(wù)貿(mào)易自由化問題，并對在多邊貿(mào)易體系下提高東盟法律服務(wù)的競爭力提出了建議[7]。

（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀

國內(nèi)學(xué)者們對服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的關(guān)注主要是從20世紀(jì)80年代的烏拉圭回合談判開始的。在此之前雖然有少數(shù)國內(nèi)學(xué)者對服務(wù)貿(mào)易有過論述，但未能引起國內(nèi)學(xué)術(shù)界的集體關(guān)注和研究興趣，因此這個階段研究關(guān)注的焦點(diǎn)多是服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展與談判問題。姜英研究了關(guān)貿(mào)總協(xié)定和服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展情況[8]；汪堯田討論了關(guān)貿(mào)總協(xié)定制訂服務(wù)貿(mào)易規(guī)則的情況[9]；謝魯濤分析了“烏拉圭回合”中的有關(guān)服務(wù)貿(mào)易談判的情況[10]。20世紀(jì)90年代中期，國內(nèi)學(xué)術(shù)界展開了對服務(wù)貿(mào)易相關(guān)理論的梳理和探討。王勤淮對西方服務(wù)貿(mào)易的一些理論進(jìn)行了評述；謝康和烏劍軍[11]對服務(wù)貿(mào)易中的比較優(yōu)勢理論進(jìn)行了探討[12]。

國內(nèi)學(xué)者大多采用實(shí)證法研究貿(mào)易競爭力問題?？党袞|研究了我國服務(wù)貿(mào)易出口總額在全球的排名情況和我國服務(wù)貿(mào)易的行業(yè)構(gòu)成情況，認(rèn)為要增強(qiáng)我國服務(wù)貿(mào)易的競爭力，需要在加強(qiáng)服務(wù)貿(mào)易戰(zhàn)略研究、擴(kuò)大對外貿(mào)易交流等方面多下功夫[13]；王小平對我國服務(wù)貿(mào)易的特征與競爭力進(jìn)行了探討，認(rèn)為現(xiàn)階段國內(nèi)服務(wù)貿(mào)易的競爭力水平低于國外發(fā)達(dá)國家[14]；丁平通過構(gòu)建模型實(shí)證研究了影響我國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的多種因素，并計(jì)算出了服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)、服務(wù)市場開放度等影響因素對中國服務(wù)貿(mào)易競爭力作用的影響程度[15]；黃健青和張嬌蘭認(rèn)為我國四個直轄市服務(wù)貿(mào)易競爭力的大小與FDI、GDP及服務(wù)貿(mào)易出口開放度等七大因素具有長期和短期的一般均衡關(guān)系[16]；莊惠明和包婷以服務(wù)貿(mào)易開放度為主要指標(biāo)研究我國服務(wù)貿(mào)易的競爭力情況，得出服務(wù)貿(mào)易開放度能夠有效提高我國服務(wù)貿(mào)易競爭力的結(jié)論[17]；喻春嬌和李家榮通過構(gòu)建一系列指標(biāo)體系比較了金磚國家的服務(wù)貿(mào)易競爭力[18]。

綜合國內(nèi)外學(xué)者們的研究可以看出，國內(nèi)對服務(wù)貿(mào)易的研究比國外起步晚，理論研究少有創(chuàng)新，更多的是實(shí)證研究。總體來說，國內(nèi)在服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的研究方面還有很大的提升空間。

二、研究方法概述

（一）鉆石理論

“鉆石理論”是戰(zhàn)略管理學(xué)中分析國際競爭優(yōu)勢的一種重要工具，可以用來分析一個國家或地區(qū)的某種產(chǎn)業(yè)或者行業(yè)在世界上存在較強(qiáng)競爭力的原因。這種理論認(rèn)為決定競爭力的因素主要有生產(chǎn)要素、需求狀況、相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)，以及企業(yè)策略四大因素。此外，在四大要素之外還存在兩大變數(shù)：機(jī)遇和政府因素，其中機(jī)遇是無法控制的，而政府的影響是不可漠視的。這四大要素和兩大變數(shù)之間相互產(chǎn)生作用，形成了一個鉆石體系圖（詳見圖1）。

圖1 鉆石模型體系圖

（二）EG協(xié)整檢驗(yàn)

EG協(xié)整檢驗(yàn)是由學(xué)者Engle和Granger提出的方法，主要用來檢驗(yàn)兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。此方法的原理簡述如下：存在同階單整的兩個時間序列變量mt、nt，先用OLS法進(jìn)行回歸，即

（三）VAR模型

VAR模型，即向量自回歸模型，是用來對多變量時間序列系統(tǒng)進(jìn)行預(yù)測和描述隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響的[19]。VAR模型的常見形式為

其中，yt是m維內(nèi)生變量向量；xt是n維外生變量向量；δ1……δp和 η1……ηk是待估計(jì)的參數(shù)矩陣，外生和內(nèi)生變量各有k階和p階滯后期；εt是隨機(jī)擾動項(xiàng)。

三、實(shí)證研究

（一）變量的選取

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文實(shí)證研究采用以下被解釋變量和解釋變量。

1.被解釋變量

我國服務(wù)貿(mào)易出口總額（SX）。

2.解釋變量

生產(chǎn)要素：用實(shí)際使用外資額（FDI）、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)（TIP）表示。

需求狀況：用總?cè)丝跀?shù)量（PQ）、居民家庭人均可支配收入（INC）表示。

相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)：用貨物貿(mào)易出口總額（MX）、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（PI）和工業(yè)生產(chǎn)總值（IND）表示。

企業(yè)策略：用服務(wù)貿(mào)易的開放度（OD）表示，OD的計(jì)算方法為我國服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)出口總額除以相應(yīng)年度的國內(nèi)生產(chǎn)總值[20-21]。

（二）數(shù)據(jù)內(nèi)容

1.數(shù)據(jù)來源

SX來源于WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和中國商務(wù)部網(wǎng)站，F(xiàn)DI、MX和TIP來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，PQ來源于世界銀行網(wǎng)站，INC根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入（單位：元人民幣）以及人民幣匯率（年平均價，直接標(biāo)價法下?lián)Q算成美元）換算而得，PI、IND分別根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的第一產(chǎn)業(yè)總值、工業(yè)總值（單位：億元人民幣）和人民幣匯率（年平均價，直接標(biāo)價法下?lián)Q算成美元）換算而得，OD根據(jù)WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和中國商務(wù)部網(wǎng)站提供的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額除以世界銀行提供的中國GDP數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

2.數(shù)據(jù)處理

為降低數(shù)據(jù)的異方差等問題，首先對所有變量取自然對數(shù)，取自然對數(shù)后的變量SX、FDI、TIP、PQ、INC、MX、PI、IND 和 OD 分 別 用 lnSX、lnFDI、lnTIP、lnPQ、lnINC、lnMX、lnPI、lnIND 和 lnOD 表示。EViewews7.0是本文計(jì)量研究所使用的分析工具。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（三）計(jì)量操作

1.EG協(xié)整檢驗(yàn)

EG協(xié)整檢驗(yàn)要求被檢驗(yàn)的兩個時間序列變量mt、nt，只有在 mt、nt是同階單整 I（d）的情況下，mt、nt之間才有存在協(xié)整的可能，因此在進(jìn)行EG協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)[22]11-12。本文采用的單位根檢驗(yàn)方法為ADF法，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

根據(jù)表1中ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，原序列l(wèi)nSX、LnFDI、lnTIP、lnPQ、lnINC、lnMX、lnPI、lnIND 和lnOD均是非平穩(wěn)序列，一階差分序列DlnSX、DlnFDI、DlnTIP、DlnPQ、DlnINC、DlnMX 和 DlnOD 是平穩(wěn)序列，符合一階單整I（1）的要求，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，而一階差分序列DlnPI和DlnIND仍是非平穩(wěn)序列，不能與其他序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，故舍去。

采用EG協(xié)整檢驗(yàn)的方法將序列l(wèi)nFDI、lnTIP、lnPQ、lnINC、lnMX、lnOD 分別和 lnSX 進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)過程及結(jié)果如下。

（1）lnSX和lnFDI的EG協(xié)整檢驗(yàn)。OLS回歸結(jié)果如下：

lnSX=-7.132520+2.101071×lnFDI

（-9.229698）（17.40672）

調(diào)整后

R2=0.949685，F(xiàn)值 =302.9940，DW=0.671427

殘差e1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。在10%的顯著性水平下，e1通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此可以判斷l(xiāng)nSX和lnFDI之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明lnSX和lnFDI之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（2）lnSX和LnTIP的EG協(xié)整檢驗(yàn)。OLS回歸結(jié)果如下：

lnSX=-46.88539+5.325665×lnTIP

（-20.78205）（23.57598）

調(diào)整后

R2=0.971970，F(xiàn) 值 =555.8268，DW=0.958737

殘差e2的平穩(wěn)性檢驗(yàn)見表2。在10%的顯著性水平下，e2通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此可以判斷l(xiāng)nSX和lnTIP之間也存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（3）lnSX和lnPQ的EG協(xié)整檢驗(yàn)。OLS回歸結(jié)果如下：

lnSX=-270.4657+23.52371×lnPQ

（-14.16012）（14.48989）

調(diào)整后

R2=0.928875，F(xiàn) 值 =209.9568，DW=0.369021

殘差e3的平穩(wěn)性檢驗(yàn)見表2。在1%的顯著性水平下，e3通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此可以判斷l(xiāng)nSX和lnPQ之間也存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（4）lnSX和lnINC的EG協(xié)整檢驗(yàn)。OLS回歸結(jié)果如下：

lnSX=-3.746382+1.368578×lnINC

（-8.228766）（22.12511）

調(diào)整后

R2=0.968287，F(xiàn)值=489.5207，DW=0.612881

殘差e4的平穩(wěn)性檢驗(yàn)見表2。在1%的顯著性水平下，e4通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此可以判斷l(xiāng)nSX和lnINC之間也存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（5）lnSX和lnMX的EG協(xié)整檢驗(yàn)。OLS回歸結(jié)果如下：

lnSX=-1.115112+0.874501×lnMX

（-7.931414）（53.01094）

調(diào)整后

R2=0.994337，F(xiàn) 值 =2810.160，DW=0.952554

殘差e5的平穩(wěn)性檢驗(yàn)見表2。在1%的顯著性水平下，e5通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此可以判斷l(xiāng)nSX和lnMX之間也存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（6）lnSX和lnOD的EG協(xié)整檢驗(yàn)。OLS回歸結(jié)果如下：

lnSX=-1.055619+4.118361×lnOD

（-0.438308）（3.059733）

調(diào)整后

R2=0.343239，F(xiàn) 值 =9.361968，DW=0.256347

殘差e6的平穩(wěn)性檢驗(yàn)見表2。即使在10%的顯著性水平下，e6也不能通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此可以判斷l(xiāng)nSX和lnOD之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.VAR模型檢驗(yàn)

利用被解釋變量序列l(wèi)nSX和解釋變量序列l(wèi)nFDI、lnTIP、lnPQ、lnINC、lnMX、lnOD 建 立 VAR 模型，首要問題是判斷VAR模型的滯后階數(shù)，判斷的標(biāo)準(zhǔn)有LR、FPE、AIC、SC和HQ五大準(zhǔn)則。

（1）滯后階數(shù)判斷。判斷結(jié)果見表3。根據(jù)表3，五大準(zhǔn)則中的AIC、SC和HQ準(zhǔn)則均判斷滯后階數(shù)為2階（“*”標(biāo)出），按照多數(shù)原則，因此本文所用的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。

表2 殘差 e1、e2、e3、e4、e5和 e6的 ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表3 滯后階數(shù)的判斷

（2）單位圓檢驗(yàn)。VAR模型要求時間序列必須平穩(wěn)，故要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。采用的方法為單位圓檢驗(yàn)方法。檢驗(yàn)結(jié)果見圖2。

圖2 VAR模型單位圓穩(wěn)定性檢驗(yàn)（特征方程的根的倒數(shù)值）

由圖2可知，沒有特征根落在單位圓之外，VAR模型滿足穩(wěn)定性條件，與表1的檢驗(yàn)結(jié)果一致，這表明可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的分析。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)（impulse response function，簡稱IRF）是用來衡量每個內(nèi)生變量的沖擊或者變動對其自身和其他各個內(nèi)生變量帶來的影響情況的，反映的是系統(tǒng)的動態(tài)情況。

圖3 lnSX對lnFDI的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)

圖4 lnSX對lnTIP的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)

圖5 lnSX對lnPQ的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)

圖6 lnSX對ln INC的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)

圖7 lnSX對lnMX的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)

圖8 lnSX對lnOD的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)

圖3、圖4、圖6、圖7和圖8的共同特點(diǎn)是從整體上表現(xiàn)出對lnSX的正向沖擊，且都呈現(xiàn)總體下降的趨勢，這表明 lnSX 對 lnFDI、lnTIP、lnINC、lnMX 和lnOD的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)都是正響應(yīng)，但這種正響應(yīng)從總體上看是不斷減弱的，說明服務(wù)貿(mào)易的出口與實(shí)際使用外資額、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)、居民家庭人均可支配收入、貨物貿(mào)易出口總額和服務(wù)貿(mào)易的開放度之間呈正相關(guān)，這五大影響因素的增加能夠帶來服務(wù)貿(mào)易出口的增加，但隨著滯后時期數(shù)的增加，這種正向作用呈現(xiàn)不斷減弱的趨勢。

此外，由圖5可知，lnPQ對lnSX表現(xiàn)出來的首先是負(fù)向沖擊，表明lnSX對lnPQ的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化的響應(yīng)是負(fù)響應(yīng)，且在第三期時達(dá)到最大。而在接近第5期時變?yōu)閷nSX的正向沖擊，正向沖擊在到達(dá)第7期前一直緩慢增強(qiáng)，在第7期后呈現(xiàn)出較平穩(wěn)的正向沖擊，但無論是負(fù)向沖擊還是正向沖擊，沖擊力度都很弱。這說明總?cè)丝跀?shù)量的增加首先會對服務(wù)貿(mào)易出口總額產(chǎn)生消極作用，只有經(jīng)過一段時間后，人口數(shù)量的上升才會帶來服務(wù)貿(mào)易出口總額的微弱提高。但無論是何種作用，其對服務(wù)貿(mào)易出口總額的影響力度都不大。

（4）方差分解?；赩AR模型的方差分解可以判斷出隨機(jī)信息中相對重要的信息，即能夠通過研究每個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變動的貢獻(xiàn)程度來判斷不同的結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

表4 lnSX方差分解結(jié)果

根據(jù)表4，在影響我國服務(wù)貿(mào)易競爭力的諸多因素中，lnSX自身就有51.61%－100%的波動解釋能力。除此之外，lnTIP對lnSX具有24.64%－34.96%的波動解釋能力，相較其他影響因素而言，貢獻(xiàn)度最高，表明第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)越多就越能增加服務(wù)貿(mào)易的出口，提高服務(wù)貿(mào)易的競爭力；lnINC、lnFDI對lnSX分別有4.16%－6.57%、1.19%－6.21%的波動解釋能力，貢獻(xiàn)率大小居中，遠(yuǎn)低于lnTIP的貢獻(xiàn)率，但高于 lnMX、lnOD和 lnPQ的貢獻(xiàn)率；lnMX、lnOD和lnPQ對lnSX的波動解釋能力最低，其中l(wèi)nPQ的波動解釋能力在三者中又最小，表明我國總?cè)丝跀?shù)量對服務(wù)貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)率很小，甚至可以忽略不計(jì)。這可能與我國長期保持擁有全世界最多的總?cè)丝跀?shù)量有關(guān)。

四、研究結(jié)論及政策建議

運(yùn)用戰(zhàn)略管理學(xué)中的“鉆石理論”和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整檢驗(yàn)、VAR模型相結(jié)合的研究方法，實(shí)證研究了我國服務(wù)貿(mào)易的出口狀況。研究結(jié)果表明，我國服務(wù)貿(mào)易出口的競爭力的確與“鉆石理論”的四大因素之間存在一定的關(guān)系。這四大要素分別為生產(chǎn)要素（文中用實(shí)際使用外資額、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)來表示）、需求狀況（文中用總?cè)丝跀?shù)量、居民家庭人均純收入來表示）、相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)（文中用貨物貿(mào)易出口總額來表示）、企業(yè)策略（文中用服務(wù)貿(mào)易的開放度來表示）。

首先根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)總值因?yàn)橥ú贿^穩(wěn)定性檢驗(yàn)，因此無法進(jìn)行接下來的協(xié)整和VAR模型檢驗(yàn)，故在文中未做較多探討。通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，實(shí)際使用外資額、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)、總?cè)丝跀?shù)量、居民家庭人均純收入、貨物貿(mào)易出口總額與服務(wù)貿(mào)易的出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，這說明以上五個影響因素的發(fā)展是促進(jìn)我國服務(wù)貿(mào)易出口長期增長的重要因素。

通過基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，實(shí)際使用外資額、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)、居民家庭人均純收入、貨物貿(mào)易出口總額和服務(wù)貿(mào)易開放度長期對我國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生正向沖擊，服務(wù)貿(mào)易出口對它們的變動的響應(yīng)都是正響應(yīng)。這表明此五大影響因素短期內(nèi)的增加可以較快地提高服務(wù)貿(mào)易的出口，增強(qiáng)服務(wù)貿(mào)易的競爭力，但它們在長時間內(nèi)的變動對服務(wù)貿(mào)易競爭力的影響是逐漸減弱的。總?cè)丝跀?shù)量在短期對我國服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展帶來的是負(fù)向沖擊，前者是正向沖擊，但沖擊力度都較弱小。通過方差分解可以發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易自身的發(fā)展對促進(jìn)自身的出口競爭力貢獻(xiàn)最大，是一個良性的循環(huán)。除此之外，其余六大影響因素中，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)對服務(wù)貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)率最大，表明第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)越多就越能推動服務(wù)貿(mào)易出口的增加并提高服務(wù)貿(mào)易的競爭力。而總?cè)丝跀?shù)量對服務(wù)貿(mào)易出口的貢獻(xiàn)率最小，這與脈沖響應(yīng)函數(shù)中對總?cè)丝跀?shù)量的判斷結(jié)果相符，兩者都反映總?cè)丝跀?shù)量對促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的出口、增強(qiáng)其競爭力作用不大。

綜上，要想不斷增加我國服務(wù)貿(mào)易的出口，提高服務(wù)貿(mào)易的競爭力，相關(guān)決策部門首先要不斷創(chuàng)造良好的服務(wù)業(yè)工作環(huán)境以吸引勞動力從事服務(wù)業(yè)，滿足服務(wù)業(yè)對勞動力的需求，不斷提高服務(wù)業(yè)從業(yè)人員的服務(wù)水平和技能。同時又要在不斷引進(jìn)外資、提高居民可支配收入、增加貨物貿(mào)易出口上下功夫，增強(qiáng)生產(chǎn)要素、服務(wù)需求、相關(guān)和支持產(chǎn)業(yè)對服務(wù)貿(mào)易競爭力的促進(jìn)作用。此外，在提高服務(wù)貿(mào)易的開放度方面也要穩(wěn)步推進(jìn)，擴(kuò)大對外貿(mào)易交流，切實(shí)加強(qiáng)與服務(wù)貿(mào)易發(fā)達(dá)國家的交流和合作，學(xué)習(xí)其先進(jìn)的服務(wù)理念和經(jīng)驗(yàn)。

[1]裴長洪，王鐳.試論國際競爭力的理論概念與分析方法[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2002(4)：41-45.

[2]Dick R，Dicke H.Patterns of Trade in Knowledge，International Economic Development and Resources Transfer[M].Tubingen：J C B.Mohr，1979.

[3]Hindley B，Smith A.Comparative Advantage and Trade in Services[J].The Wor ldEconomy，1984（12）：369-390.

[4]Hoekman B，Karsenry G.Economic Development and International Transaction in Services[J].Develop-ment Pol icy Review，1992（3）：211-236.

[5]Yang C-C.Establ ishment and applications of the integrated model of service quality measurement[J].Managing Service Qual ity，2003（4）：310-324.

[6]Srivastav N.Industrial development in the Nor theastern states of India：The case of service industries[J].The Icfai Journal of Indust rial Economics，2006（4）：60-69.

[7]Hsieh P L.Liberalizing Trade in Legal Services under Asia-Pacif ic FTAs：The ASEAN Case[J].Journal of International Economic Law，2015（1）：153-185.

[8]姜英.服務(wù)貿(mào)易與關(guān)稅及貿(mào)易總協(xié)定的發(fā)展[J].世界經(jīng)濟(jì)，1989（1）：22-27.

[9]汪堯田.論關(guān)貿(mào)總協(xié)定關(guān)于服務(wù)貿(mào)易規(guī)則的制訂[J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，1990（6）：40-42.

[10]謝魯濤.國際服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展趨勢[J].世界經(jīng)濟(jì)，1992(11)：39-43.

[11]王勤淮.西方服務(wù)貿(mào)易基本理論述評[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，1996(11)：68-69.

[12]謝康，烏劍軍.國際服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢理論的發(fā)展[J].國際貿(mào)易問題，1997（3）：31-37.

[13]康承東.我國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力分析[J].國際貿(mào)易問題，2001（11）：46-51.

[14]王小平.中國服務(wù)貿(mào)易的特征與競爭力分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2004（8）：85-88.

[15]丁平.中國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的影響因素分析與對策研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2007（9）：49-55.

[16]黃健青，張嬌蘭.京津滬渝服務(wù)貿(mào)易競爭力及其影響因素的實(shí)證研究[J].國際貿(mào)易問題，2012（5）：74-82.

[17]莊惠明，包婷.基于服務(wù)貿(mào)易開放度的中國服務(wù)貿(mào)易競爭力研究[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2014（1）：51-54.

[18]喻春嬌，李家榮.金磚國家服務(wù)貿(mào)易競爭力比較及其啟示[J].湖北大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會科學(xué)版），2015（5）：114-120.

[19]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EViews應(yīng)用[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2008.

[20]莊惠明，黃建忠，陳浩.基于“鉆石模型”的中國服務(wù)貿(mào)易競爭力實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009（3）：83-89.

[21]陳虹，章國榮.中國服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的實(shí)證研究[J].管理世界，2010（10）：13-23.

[22]劉巍，陳昭.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件EViews6.0建模方法與操作技巧[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2011.

On the Export Com petitiveness of Service Trade of China Based on Diamond Model

LI Guixiang，ZHAO Liang，ZHANG Yingtian
（Jiangxi College of Foreign Studies，Nanchang 330099，China）

The thesis studies empirically the effect factors of export competitiveness of service trade of China，by using the method of diamond model in strategic management theory and EG cointegration test，VAR in econometrics，based on the data of the foreign capital actually utilized，employed persons in the tertiary industry，the total population，the pure income of urban and rural residents，the total volume of the goods trade，and service trade openness.The results show that the six factors play different roles in export competitiveness of service trade in the aspects of the long-term stability，the impulse response and explanation of fluctuations.Except service trade openness，there is the long-term stable equilibrium relationship between each five factors and export competitiveness of service trade；the largest positive impact and contribution to export competitiveness of service trade is employed persons in the tertiary industry；the secondary ones are the pure income of urban and rural residents，the foreign capital actually utilized；the impact of the total population isminimal.

service trade；competitiveness；diamond theory；cointegration test；vectorauto-regressionmodel

F752.68；F224

A

1009-7740（2017）03-0101-08

2017-07-21

李桂香（1971－），男，山東日照人，教授，碩士生導(dǎo)師，主要從事國民經(jīng)濟(jì)增長研究。