矯 萍

(1.黑龍江東方學(xué)院，黑龍江哈爾濱150086;2.哈爾濱工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，黑龍江哈爾濱150080)

在全球經(jīng)濟(jì)一體化的進(jìn)程中，一方面，服務(wù)貿(mào)易作為新興產(chǎn)業(yè)，以遠(yuǎn)遠(yuǎn)超越貨物貿(mào)易的年增速度迅速發(fā)展，成為衡量一國國際競爭力的一項(xiàng)重要標(biāo)準(zhǔn);另一方面，外商直接投資的規(guī)模不斷擴(kuò)大，且投資重點(diǎn)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)。在這種大背景下，中國服務(wù)貿(mào)易和服務(wù)業(yè)也得到了快速發(fā)展，因而，對服務(wù)業(yè)FDI流入和服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的互動(dòng)關(guān)系作出深入分析，將對中國制定服務(wù)業(yè)開放政策，特別是引進(jìn)FDI的政策調(diào)整，以促進(jìn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展和服務(wù)貿(mào)易國際競爭力的提高具有十分重要的意義。

一、文獻(xiàn)回顧

在國際資本全球流動(dòng)的經(jīng)濟(jì)形勢下，理論隨之開始了關(guān)于對外直接投資與國際貿(mào)易間關(guān)系的研究。最初這些研究多半還集中在貨物貿(mào)易和制造業(yè)領(lǐng)域的FDI上，到了20世紀(jì)80年代，國際服務(wù)貿(mào)易方興未艾，對外直接投資也呈現(xiàn)向服務(wù)業(yè)集聚的新趨勢，這些變化引起了國外學(xué)者的極大關(guān)注，關(guān)于服務(wù)貿(mào)易和服務(wù)業(yè)FDI的研究孕育而生。

Markusen．J．R．，Rutherford．T．F．＆ David Tarr(1999)在對服務(wù)業(yè)外商直接投資和國內(nèi)市場專業(yè)化的研究中指出:由于服務(wù)的不可貿(mào)易性或者貿(mào)易的高成本，外商直接投資是國際間進(jìn)行服務(wù)交換的最好方式。W．Hejazi．A．E．Safarian(2001)首次利用引力模型和美國的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示:服務(wù)業(yè)的對外直接投資對美國的服務(wù)出口和進(jìn)口有著極為顯著的正面作用。歐盟在2002年的一篇研究報(bào)告中同樣指出:服務(wù)業(yè)的外向直接投資不僅對服務(wù)出口有明顯的促進(jìn)作用，還與服務(wù)進(jìn)口正相關(guān)。

戴楓(2005)通過對利用FDI和服務(wù)業(yè)發(fā)展的協(xié)整檢驗(yàn)和因果檢驗(yàn)，得出FDI是促進(jìn)中國服務(wù)業(yè)發(fā)展因素之一的結(jié)論。周海蓉(2008)認(rèn)為，與有形商品貿(mào)易不同，服務(wù)貿(mào)易高度依賴于服務(wù)業(yè)對外直接投資，這是由服務(wù)產(chǎn)品的特性決定的。通過1983—2005年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，對二者的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)吸引外商直接投資和服務(wù)貿(mào)易之間存在穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。徐松等(2009)考察了中國服務(wù)業(yè)FDI流量與服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系，結(jié)果表明FDI是服務(wù)出口貿(mào)易變化的原因，并據(jù)此提出了進(jìn)一步優(yōu)化利用外資以提升中國服務(wù)貿(mào)易競爭力的戰(zhàn)略構(gòu)想。

縱觀國內(nèi)外學(xué)者對服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易的研究，大多集中于單方面研究服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易的影響，缺乏對服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易雙向互動(dòng)關(guān)系的研究。本文不僅實(shí)證分析了服務(wù)業(yè)FDI流入促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的效應(yīng)，同時(shí)，也剖析了服務(wù)貿(mào)易發(fā)展對服務(wù)業(yè)吸引FDI的反向促進(jìn)效應(yīng)，以期能夠?qū)χ袊贫ê屯晟品?wù)業(yè)吸收FDI的政策以促進(jìn)服務(wù)業(yè)及服務(wù)貿(mào)易的快速發(fā)展，提供事實(shí)依據(jù)。

二、服務(wù)業(yè)FDI和服務(wù)貿(mào)易互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析

(一)指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

選取如下變量對服務(wù)貿(mào)易(TRS)進(jìn)行實(shí)證分析:用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映國內(nèi)經(jīng)濟(jì)規(guī)模;用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(IC)反映收入水平;用服務(wù)業(yè)吸收FDI和服務(wù)業(yè)增加值(VAS)反映國內(nèi)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平;再包括兩個(gè)貨物貿(mào)易指標(biāo)，商品出口(EXG)和商品進(jìn)口(IMG)，各項(xiàng)指標(biāo)均運(yùn)用了1990—2009年的數(shù)據(jù)。

(二)模型的構(gòu)建及變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

1.模型的構(gòu)建。為了消除數(shù)據(jù)中的異方差，采用自然對數(shù)來建立VAR模型。其數(shù)學(xué)表示形式為在原簡稱前加Ln，如LnTRS=log(TRS)，其他指標(biāo)也以此類推，不再說明。

2.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，帶有隨機(jī)趨勢的非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量之間經(jīng)常發(fā)生偽回歸現(xiàn)象而造成所得結(jié)論失效的不佳結(jié)果。因此在進(jìn)行分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文利用ADF方法來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，通過Eviews計(jì)量軟件，其部分結(jié)果如表2所示。檢驗(yàn)結(jié)果表明，取對數(shù)的服務(wù)貿(mào)易(包括總值，出口值和進(jìn)口值)、貨物貿(mào)易出口和進(jìn)口額、服務(wù)業(yè)FDI、服務(wù)業(yè)增加值、國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入都沒有通過單位根檢驗(yàn)，這九個(gè)序列是非平穩(wěn)的，一階差分后，顯然這些變量都是一階單整序列I(1)，可以繼續(xù)檢驗(yàn)它們之間的協(xié)整關(guān)系。

表1 服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易的各項(xiàng)指標(biāo)值(1990—2009年)

表2 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整理論，如果兩個(gè)序列滿足協(xié)整關(guān)系，則這兩個(gè)序列之間就存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，從而可以有效避免偽回歸問題。本文利用Eviews軟件對LnFDI和LnEXS、LnFDI和LnIMS的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3和表4。兩個(gè)模型的協(xié)整檢驗(yàn)都在5%的臨界值水平下拒絕原假設(shè)，接受最多只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。由此可知結(jié)論:服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3 服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易出口的協(xié)整檢驗(yàn)

表4 服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易出口的協(xié)整檢驗(yàn)

有了一階協(xié)整關(guān)系成立，就可以預(yù)算具體的協(xié)整方程。在協(xié)整檢驗(yàn)同時(shí)，Eviews給出了協(xié)整方程估計(jì)系數(shù)，由此得到的協(xié)整方程形式為:

以上兩個(gè)方程式為服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口的長期均衡模型。在1990—2009年，中國服務(wù)業(yè)FDI流入對中國服務(wù)貿(mào)易影響都是正方向的。當(dāng)服務(wù)業(yè)FDI流入量增加1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，服務(wù)貿(mào)易出口額約增長0.914808個(gè)百分點(diǎn)，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額約增長1.474808個(gè)百分點(diǎn)。因此，從長期來看，中國服務(wù)業(yè)FDI流入對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的影響要大于對服務(wù)貿(mào)易出口的影響。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

以上計(jì)量分析的結(jié)果只說明了一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量對另一經(jīng)濟(jì)變量的依存性問題，但我們還并不確切兩個(gè)變量之間的因果關(guān)系是怎樣的，因此，利用格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)1990—2009年中國服務(wù)業(yè)吸收FDI與服務(wù)貿(mào)易之間的因果關(guān)系方向，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在95%的顯著性水平下，拒絕“服務(wù)貿(mào)易出口不是服務(wù)業(yè)FDI的格蘭杰原因”和“服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易出口的格蘭杰原因”，同時(shí)拒絕“服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口不是服務(wù)業(yè)FDI的格蘭杰原因”和“服務(wù)業(yè)FDI不是服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的格蘭杰原因”，即中國服務(wù)貿(mào)易出口是服務(wù)業(yè)FDI的原因，反過來服務(wù)業(yè)FDI也是服務(wù)貿(mào)易出口的原因，存在雙向的因果關(guān)系。同理，服務(wù)業(yè)FDI流入與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口也存在雙向因果關(guān)系。

三、結(jié)論

本文實(shí)證分析表明，服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)指標(biāo)(即 GDP、IC、VAS、EXG、IMG)之間存在長期均衡關(guān)系;服務(wù)業(yè)FDI的相關(guān)指標(biāo)是服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口相關(guān)指標(biāo)的原因，服務(wù)業(yè)的進(jìn)口和出口指標(biāo)也是服務(wù)業(yè)FDI流入的相關(guān)指標(biāo)的原因，二者存在著雙向的因果關(guān)系。簡言之，我國服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且相互促進(jìn)。這說明，服務(wù)業(yè)FDI的流入改善了中國的資本質(zhì)量，帶來了先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，有力地提高了中國服務(wù)部門的供給能力和出口競爭力。但是，從長期看，服務(wù)業(yè)FDI流入對我國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的影響要大于對服務(wù)貿(mào)易出口的影響，這是由于我國對服務(wù)業(yè)的發(fā)展重視不夠，造成現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展長期滯后于整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，外資大量進(jìn)入服務(wù)業(yè)所引起的對現(xiàn)代服務(wù)的巨大需求只能通過進(jìn)口來彌補(bǔ)。

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