摘?要:基于我國2000-2019年的時間序列數(shù)據(jù),構建VAR模型對我國對外開放度與計算機和信息服務出口貿(mào)易的動態(tài)關系進行實證分析,同時運用格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應函數(shù)對其進行分析。研究表明:長期內(nèi),外資依存度提高能夠促進我國計算機和信息服務貿(mào)易出口,而外貿(mào)依存度提高則會抑制我國計算機和信息服務貿(mào)易出口;外貿(mào)依存度和外資依存度均是我國計算機和信息服務出口貿(mào)易額變動的格蘭杰原因;我國外資依存度和外貿(mào)依存度的變動主要來自自身慣性,受計算機和信息服務出口的影響較小。
關鍵詞:VAR模型?計算機和信息服務出口貿(mào)易?對外開放度
2019年我國計算機和信息服務貿(mào)易進出口增速為18.9%,延續(xù)快速增長態(tài)勢。近年來,我國計算機信息服務貿(mào)易規(guī)模迅速擴大,進出口年均增速遠高于同期我國服務進出口的年均增速。對外開放度對一個行業(yè)的貿(mào)易競爭力有著重要的影響,而外商直接投資和進出口貿(mào)易總額又是構成對外開放度的重要因素。計算機和信息服務作為知識密集型服務業(yè),是我國融入全球價值鏈的重要途徑,也是實現(xiàn)創(chuàng)新驅動、推動創(chuàng)新型國家建設的重要支撐。因此,研究對外開放度對我國計算機和信息服務貿(mào)易的影響,有助于推進我國服務貿(mào)易出口向資本知識密集型產(chǎn)業(yè)轉變。
一、文獻綜述
縱觀現(xiàn)有的文獻研究,可分為兩部分,一是對于國家整體的服務貿(mào)易競爭力及影響因素進行測度,例如彭虹[1]運用鉆石模型對中印兩國服務貿(mào)易數(shù)據(jù)進行指數(shù)分析,并對國際競爭力的影響因素進行實證測度,得出我國在傳統(tǒng)行業(yè)貿(mào)易競爭力更強,而在計算機信息服務貿(mào)易競爭力則低于印度;J.S.Arbache等[2]以巴西出口企業(yè)為例對發(fā)展中國家的貿(mào)易競爭力進行研究,得出要教育、技術和要素優(yōu)勢對發(fā)展中國家的貿(mào)易競爭力有著正向的影響;漆美峰[3]基于世界主要國家的面板數(shù)據(jù)進行實證分析,得出與其他歐美國家相比,我國在計算機和信息服務方面具有一定的比較優(yōu)勢且優(yōu)勢在逐漸增強,同時得到外商直接投資和服務市場開放度對我國服務貿(mào)易競爭力有著正向的影響;陳憲[4]運用斜率變截距固定效應模型對我國的服務貿(mào)易競爭力及其影響因素進行分析;莊惠明等[5]運用顯示性和分析性指標對我國的服務業(yè)發(fā)展和貿(mào)易競爭力進行分析,并利用計量回歸模型研究我國服務貿(mào)易力的影響因素。二是分行業(yè)進行研究,如周經(jīng)、歐陽洋和周經(jīng)娟等[6-8]對我國旅游服務貿(mào)易競爭力進行實證分析;田川、王宣濤和張郁達等[9-11]對我國金融服務貿(mào)易競爭力進行實證分析;郭曉然[12]利用主成分分析法對中美印三國計算機和信息服務貿(mào)易競爭力的影響因素進行實證分析,發(fā)現(xiàn)外資利用率和關聯(lián)企業(yè)有助于提升我國計算機和信息服務貿(mào)易的國際競爭力;張珺[13]利用層次分析法對我國通信服務貿(mào)易的對外開放度進行測量,并利用VAR模型研究其對NRCA的影響,得出我國通信服務國際競爭力的提升對其開放度存在一定程度的依賴性?;谝陨涎芯砍晒?,本文通過構建VAR模型對我國計算機和信息服務貿(mào)易與對外開放度之間的動態(tài)關系進行分析。
二、指標選取與數(shù)據(jù)來源
(一)指標選取
為了定量分析我國計算機和信息服務貿(mào)易與對外開放度之間的相關性,本文以2000-2019年為考察時序期間,選取計算機和信息服務貿(mào)易出口額(EX)作為被解釋變量,對于對外開放度的指標選取,本文采取外資依存度(FDI)和外貿(mào)依存度(TEI)進行衡量。具體計算公式如下:
外資依存度=實際利用外資額GDP×100%
外貿(mào)依存度=進出口貿(mào)易總額GDP×100%
(二)數(shù)據(jù)來源
計算機和信息服務貿(mào)易出口額和進出口貿(mào)易總額來源于2000-2019年的《中國統(tǒng)計年鑒》,實際利用外資額和GDP的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局,以上數(shù)據(jù)均按照國家外匯局當年的平均匯率轉化為美元。同時為了減少異方差對數(shù)據(jù)的影響,對各變量均取對數(shù)形式,分別用LNEX、LNFDI和LNTEI來表示。
三、VAR模型構建與實證分析
(一)ADF單位根檢驗
為了使得結論更有說服力,避免出現(xiàn)偽回歸,所以在分析之前運用EViews10.0對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。結果如表1所示。
由上表可知,本文的三個指標LNEX、LNFDI和LNTEI在5%的顯著性水平下都是不平穩(wěn)的。而這三個指標的一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗結果在1%的顯著性水平下均拒絕原假設,因此可認為這三個指標都為一階平穩(wěn)序列,可對其進行Johansen協(xié)整檢驗。
(二)Johansen協(xié)整檢驗
本文利用Johansen檢驗法進行協(xié)整檢驗,而在檢驗之前需要先確定變量的滯后階數(shù)。最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗結果如表2所示。由表2可知,當滯后階數(shù)為2時,F(xiàn)PE(有限預測誤差)、AIC(赤池信息準則)和HQ準則的信息標準一致(以“*”標記),因此本文VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。
確定優(yōu)滯后階數(shù)后,對個內(nèi)生變量進行Johansen協(xié)整檢驗,以此判別三個指標之間是否存在協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗結果如表3所示。
由表3可知,在5%的顯著性水平下,LNEX、LNFDI和LNTEI存在著一個協(xié)整關系,經(jīng)標準化之后LNEX、LNFDI和LNTEI的協(xié)整方程為:
LNEX=5.773LNFDI-17.596LNTEI
根據(jù)協(xié)整方程可知,外資依存度與計算機和信息服務貿(mào)易出口額呈正相關,且外資依存度每增加1%,計算機和信息服務貿(mào)易出口額約增加5.78%,國際貿(mào)易和國際投資是緊密聯(lián)系在一起的,外商直接投資能夠提供我國國內(nèi)計算機的信息服務產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需要的技術、資金等要素,因此吸引外資會對我國出口貿(mào)易有積極影響,有助于提高計算機和信息產(chǎn)業(yè)的國際競爭力。而外貿(mào)依存度與計算機和信息服務貿(mào)易出口額呈負相關,外貿(mào)依存度每增加1%,計算機和信息服務貿(mào)易出口額約減少17.6%。
(三)VAR模型的平穩(wěn)性檢驗
為了保證VAR模型的穩(wěn)定性,需對VAR模型的單位根進行檢驗,檢驗結果如圖1所示。由圖1可知,VAR模型的特征多項式的根均落在單位圓內(nèi),說明該模型是穩(wěn)定的。
(四)Granger因果關系檢驗
為了進一步確定LNEX、LNFDI和LNTEI三個變量之間的動態(tài)影響關系,利用EViews10.0對本文的三個變量進行格蘭杰因果檢驗,檢驗結果如表4所示。由表4的結果可以得到,在5%的顯著性水平下,外資依存度和外貿(mào)依存度均是引起計算機和信息服務出口額變動的格蘭杰原因;在10%的顯著性水平下,計算機和信息服務貿(mào)易是外商直接投資的格蘭杰原因。
(五)脈沖響應分析
在VAR模型的基礎上,對本文的各變量進行脈沖函數(shù)分析,可以分析當內(nèi)生變量受到?jīng)_擊時對系統(tǒng)產(chǎn)生的動態(tài)影響,本文的分析結果如圖2所示(滯后期為40年)。從圖中可以看出:(1)當給LNFDI一個沖擊時,LNEX會呈現(xiàn)減少的負向波動但在第2期影響最大并到達最低點,隨后便方向逆轉并呈逐漸增長趨勢;(2)當給LNTEI一個沖擊時,LNEX在前10期呈現(xiàn)波動上升的趨勢且在第3期達到峰值,在10期之后便逐漸趨于穩(wěn)定。
四、結論
本文基于我國2000-2019年的時間序列數(shù)據(jù),運用VAR模型對我國對外開放度與計算機和信息服務出口貿(mào)易的動態(tài)關系進行實證分析。得出以下結論:(1)長期內(nèi),外資依存度提高能夠促進我國計算機和信息服務貿(mào)易出口,而外貿(mào)開放度提高則會抑制我國計算機和信息服務貿(mào)易出口;(2)外貿(mào)依存度和外資依存度均是我國計算機和信息服務出口貿(mào)易額變動的格蘭杰原因,同時外貿(mào)依存度和我國計算機和信息服務出口貿(mào)易額互為強格蘭杰原因;我國外資開放度的變動主要來自自身慣性,受計算機和信息服務出口的影響較小;(3)脈沖響應函數(shù)表明外商直接投資和進出口貿(mào)易額確實對我國的計算機和信息服務貿(mào)易出口,但具有一定滯后效應。根據(jù)上述研究結論,我國政府應完善經(jīng)濟基礎環(huán)境并調整外資開放度以吸引優(yōu)質外資,以促進我國計算機和信息服務貿(mào)易出口,進而加快我國知識密集型服務產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。
參考文獻:
[1]彭虹.服務貿(mào)易國際競爭力及影響因素的理論和實證——基于中國和印度的比較分析[J].福建農(nóng)林大學學報(哲學社會科學版),2019,22(06):48-55.
[2]Jorge Saba Arbache,Andy Dickerson,F(xiàn)rancis Green.Trade Liberalisation and Wages in Developing Countries[J].Blackwell Publishers,2004,114(493).
[3]漆美峰.中國服務貿(mào)易國際競爭力及其影響因素研究[D].廣東外語外貿(mào)大學,2013.
[4]殷鳳,陳憲.國際服務貿(mào)易影響因素與我國服務貿(mào)易國際競爭力研究[J].國際貿(mào)易問題,2009(02):61-69.
[5]莊惠明,黃建忠,陳潔.基于“鉆石模型”的中國服務貿(mào)易競爭力實證分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2009(03):83-89.
[6]周經(jīng),呂計躍.中國旅游服務貿(mào)易競爭力影響因素的實證分析[J].國際貿(mào)易問題,2008(04):71-75.
[7]歐陽洋.中日韓旅游服務貿(mào)易國際競爭力比較分析[J].經(jīng)濟研究導刊,2011(07):185-186+277.
[8]周經(jīng)娟,萬紅光.中國旅游服務貿(mào)易競爭力的影響因素分析[J].重慶工商大學學報(社會科[9]田川.新時代我國金融服務貿(mào)易現(xiàn)狀及國際競爭力的提升路徑[J].對外經(jīng)貿(mào)實務,2020(01):84-87.
[10]王宣濤,林靜怡.我國金融服務貿(mào)易國際競爭力統(tǒng)計方法研究[J].江蘇商論,2019(09):90-92+95.
[11]張郁達.中國金融服務貿(mào)易國際競爭力分析[J].科技經(jīng)濟導刊,2019,27(21):179-180.
[12]郭曉然.中美、中印計算機和信息服務貿(mào)易競爭力比較及影響因素實證分析[D].青島大學,2017.
[13]張珺,余苗.通信服務對外開放度的測量及其對凈出口顯示性比較優(yōu)勢的影響[J].科技管理研究,2015,35(17):197-201.
(劉曉娜,北京郵電大學經(jīng)濟管理學院)