許 南，黃 穎

（湖南師范大學 商學院，長沙 410081）

1 中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀

(1)中美服務(wù)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀。

產(chǎn)業(yè)是源，貿(mào)易是流。美國穩(wěn)居世界服務(wù)進出口的第一位，其服務(wù)進口占世界服務(wù)貿(mào)易進口的14.2%，出口則占10.6%。中國也在2009年躍升到世界第四大服務(wù)進口國。中美兩大主要經(jīng)濟體的發(fā)展直接制約了國際服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。

如表1所示，2001～2011年，中國服務(wù)進口占貿(mào)易進口總額的比重趨于下降，由13.81%下降至11.95%；而美國的相應(yīng)比重則基本保持穩(wěn)定，且呈現(xiàn)上升趨勢，特別是在2009年達到了17.867%，中美相應(yīng)比重相差不大。同期中國服務(wù)出口占貿(mào)易出口總額的比重趨于下降，由11.00%下降至8.77%，這與中國出口導向型政策、服務(wù)業(yè)基礎(chǔ)弱的現(xiàn)實以及國外的服務(wù)貿(mào)易保護壁壘有關(guān)；而美國的相應(yīng)比重則保持在一個相對很高的水平，美國的相應(yīng)比重顯著高于中國約20%。

中國對美國服務(wù)貿(mào)易可分為兩個階段，2001～2005年是逆差，2005～2011年則為順差，且又優(yōu)勢逐年增大。近十年間，中國向美國服務(wù)出口平均占中國總服務(wù)出口的12.62%，而美國對中國出口服務(wù)占美國總服務(wù)出口的比重呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，且平均只有2.08%；中國從美國進口服務(wù)占中國總服務(wù)進口的比重在2001～2007年間基本保持在10%左右，2008年開始驟降到5%左右，而美國從中國進口服務(wù)占美國總服務(wù)進口的比重平均為3.21%，但卻在大幅度地逐年增加，2011年的比重6.25%相較于2001年的1.68%增長了約4倍。這說明，在服務(wù)貿(mào)易方面，中國對美國的依賴性要大于美國對中國的依賴性，但隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，美國對于中國服務(wù)的依賴性正在快速增加。

(2)中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展水平。

表1 中美服務(wù)貿(mào)易情況

本文首先用G-L指數(shù)（Grubel、Lyold 1975）靜態(tài)衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的總體水平，這是到目前為止應(yīng)用最為廣泛的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易度量方法。即：

其中，Xit、Mit分別表示t時期i服務(wù)部門的出口和進口額。GL指數(shù)是取值范圍為[0、1]，指數(shù)越接近1，說明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度越高，當GLit=1時，為完全的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，當GLit＞0.5時，以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主，當GLit＜0.5時，則以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主。

Hamilton和Kneist（1991）曾經(jīng)指出,“簡單地用G-L指數(shù)的變化來衡量貿(mào)易的調(diào)整可能隱含著嚴重的錯誤,因為如果進行貿(mào)易的國家進出口均等比例的增長,則產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易額會隨之增長,但其比例卻不變”。因此，本文采用邊際產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)（Brulhart 1994）衡量中美服務(wù)部門產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易模式的動態(tài)變化趨勢。其公式為：

該指數(shù)取值范圍為[0、1]，0表示服務(wù)部門i的貿(mào)易全為產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易，1表示全為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。由于指數(shù)由服務(wù)部門出口和進口的一階差分計算而得，與貿(mào)易水平或期末時期的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平無關(guān)。因此，MIIT指數(shù)是關(guān)于服務(wù)貿(mào)易變化中的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的重要性，也可以理解為t時期產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易在服務(wù)部門i中所占的比重。

從整體來看，由表2的靜態(tài)分析結(jié)果顯示，在2001～2011年間，GL指數(shù)年平均值達到了0.7931，MIIT指數(shù)也高達0.6779，說明中美服務(wù)業(yè)以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主要的貿(mào)易形勢，且產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易處于較高水平，此期間服務(wù)貿(mào)易的變動中，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的重要性趨于上升。

從服務(wù)業(yè)各部門來看，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平相差甚大，其中，“旅游服務(wù)”、“客運”的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平最高（0.8268和0.7799），其次是“其他運輸服務(wù)”和“電信服務(wù)”，而“金融服務(wù)”（0.1461）、“教育服務(wù)”（0.0999）、“專利權(quán)利和特許費”（0.0874）以及“建筑工程咨詢”（0.0564）等部門中美間的貿(mào)易模式基本表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易（都低于0.25）?！奥糜畏?wù)”、“其他運輸服務(wù)”、“管理、咨詢和公用關(guān)系服務(wù)”的MIIT指數(shù)結(jié)果也和GL指數(shù)結(jié)果相同，均表現(xiàn)為較強的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易趨勢，但也必須注意的是，電信服務(wù)等行業(yè)在靜態(tài)分析中表現(xiàn)表現(xiàn)出較高的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，但動態(tài)分析的MIIT指數(shù)卻為0，這在一定程度上說明了指標的局限性。但總體而言，中美服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易特征明顯。

2 中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素的實證分析

本文結(jié)合前人的研究成果，選取產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)（GL指數(shù)）作為被解釋變量，探討的是影響兩國間產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的因素。

2.1 影響因素

(1)需求相似程度。

需求相似程度被認為是兩國收入差異程度。S.B.Linder（1961）在《論貿(mào)易與轉(zhuǎn)變》一書中提出“需求相似論”，認為人均收入水平的相似性是產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的主要影響因素，他們認為相同的收入水平容易導致相同或相似的需求和消費偏好，從而為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展奠定物質(zhì)和市場條件；Balassa.B和Bauwens.L（1987）的研究也表明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平與兩國間的人均GDP差異有較強關(guān)系，但他們認為不能使用人均收入差異的絕對值，因為這樣會使差異程度隨著所取數(shù)值的單位不同而發(fā)生變化，可能帶來規(guī)模偏差的問題，所以提出了“Balassa-Bauwens相對差異指數(shù)”來消除數(shù)據(jù)單位不同的影響[4]：

本文用中美兩國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，再進行Balassa-Bauwens相對差異指數(shù)處理來衡量需求相似程度的差異，預(yù)計效應(yīng)為負，數(shù)據(jù)來源于2013年World Economic Outlook Database（世界經(jīng)濟展望數(shù)據(jù)庫）。

(2)要素稟賦。

Falvey.R.E（1981）提出的“新H-O模型”和Falvey.、Kierzkowski（1987）的理論研究成果都表明要素稟賦對于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的重要影響，Helpman和Krugman（1985）也進一步指出如果兩國之間的要素稟賦差異與產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平呈負相關(guān)。對于服務(wù)業(yè)而言，最主要的要素稟賦是人力資本，因此本文用中美兩國服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重經(jīng)過Balassa-Bauwens相對差異指數(shù)處理后的數(shù)據(jù)表示要素稟賦的差異，預(yù)計效應(yīng)為負，美國數(shù)據(jù)來源于Bureau of Economic Analysis（美國經(jīng)濟分析局），中國數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

(3)市場規(guī)模。

Paul Krugman（1981）從規(guī)模經(jīng)濟和產(chǎn)品差異的因素出發(fā)，認為規(guī)模經(jīng)濟為產(chǎn)品差異化提供了更廣的范圍，以便滿足更多的需求從而提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平。Gray和Davies等人在對發(fā)達國家之間的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易進行實證研究時，發(fā)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟和產(chǎn)品差異是產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)生在要素稟賦相似的國家之間的主要原因。本文選擇中美服務(wù)業(yè)占GDP比例用“Balassa-Bauwens相對差異指數(shù)”來消除規(guī)模偏差之后的數(shù)據(jù)來表示規(guī)模經(jīng)濟對于中國金融服務(wù)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響，預(yù)計影響效應(yīng)為負，數(shù)據(jù)來源于2013年World Economic Outlook Database（世界經(jīng)濟展望數(shù)據(jù)庫）。

表2 2001～2011年中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平：G-L指數(shù)

(4)對外直接投資。

Helpman（1984）提出FDI對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響，其后逐步引起對于FDI影響力的關(guān)注，且在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域FDI已經(jīng)成為產(chǎn)業(yè)內(nèi)研究的重要因素。Markusen（1994）、Markusen和Venables（1998、2000）在 Helpman和 Krugman的理論研究基礎(chǔ)上進一步論證了FDI有助于提升一國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平；其研究中表明FDI有助于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平的提高，隨后又將FDI引入貿(mào)易模型，從理論上證明了FDI對于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的重要作用；Moshirian（2005）對于美國銀行業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的研究結(jié)果支持Markusen,J.R.，Venables,A.J（1998、2000）的觀點，認為FDI對產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展存在促進作用。本文用基于歷史成本核算的美國在中國FDI頭寸衡量對外直接投資的影響，預(yù)計效應(yīng)為正，數(shù)據(jù)來源于Bureau of Economic Analysis（美國經(jīng)濟分析局）。

(5)對外經(jīng)濟開放程度。

Balassa（1986）年指出對外經(jīng)濟開放程度與一國產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平呈正相關(guān)；Leamer（1994）、Harrigan（1996）也在其研究中強調(diào)市場開放的重要性，他們認為隨著服務(wù)貿(mào)易多邊談判的不斷推進，對于國際服務(wù)貿(mào)易和國內(nèi)服務(wù)業(yè)的管制會逐漸放松，伴隨著一國貿(mào)易壁壘的降低，其產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平將上升。Harrigan(1994)認為市場開放度會影響貿(mào)易量，從而提升國家間的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易機會，且在1996年的研究中再次強調(diào)市場開放在促進貿(mào)易、規(guī)模經(jīng)濟和產(chǎn)品差異性上的重要性。本文采用遺產(chǎn)基金會發(fā)布的經(jīng)濟自由度指數(shù)來衡量經(jīng)濟開放程度的影響，用Balassa-Bauwens相對差異指數(shù)消除規(guī)模差異，預(yù)計效應(yīng)為負。

(6)貨物貿(mào)易密集度。

貨物貿(mào)易密集度。貨物貿(mào)易的開展需要相關(guān)服務(wù)貿(mào)易的支持，其中包括運輸、保險和銀行及相關(guān)服務(wù)等。選用中美貨物貿(mào)易密集度指數(shù)，即中國與美國雙邊貨物貿(mào)易進出口總額占中國整體貨物貿(mào)易進出口總額的比例來衡量貨物貿(mào)易密集度對中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響效應(yīng)，預(yù)計影響效應(yīng)為正，數(shù)據(jù)來源為聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和WTO數(shù)據(jù)庫。

2.2 影響因素的實證分析

(1)模型的設(shè)定。

選取1997～2012年中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易G-L指數(shù)為被解釋變量，用GLt表示，為了消除原數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，借鑒諾利（1990）的研究，本文將各影響因素對應(yīng)的解釋變量取對數(shù)，模型設(shè)定為：

GL=C+β1LnINCOMEt+β2LnFTEDt+β3LnSIZEt+β4LnCFDIt+β5LnOPENt+β6LnGDENSt+εt

其中：INCOMEt表示需求相似程度的差異；FTEDt表示要素稟賦的差異；SIZEt表示市場規(guī)模；CFDIt表示對外直接投資；OPENt表示對外經(jīng)濟開放程度；GDENSt表示貨物貿(mào)易密集度的影響。

(2)平穩(wěn)性檢驗。

大部分的宏觀經(jīng)濟序列都是非平穩(wěn)的，直接進行回歸分析容易造成偽回歸現(xiàn)象。所以,首先要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。宏觀經(jīng)濟序列不平穩(wěn)主要是指序列的均值或方差隨時間t的變化而發(fā)生改變。本文采用ADF單位根檢驗來檢驗時間序列是否平穩(wěn)。筆者采用Eviews6.0對上述時間序列進行ADF單位根檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 ADF檢驗結(jié)果

從表3可以看出，GL、LnFTED、LnCFDI和LnGDENS四個變量ADF檢驗的t值在5%的顯著性水平下沒有通過檢驗,表明這四個變量的時間序列都存在單位根,是非平穩(wěn)的。因此對這四個變量的一階差分進行ADF檢驗,發(fā)現(xiàn)一階差分后在5%的水平下都平穩(wěn)。

(3)協(xié)整關(guān)系分析。

數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是進行回歸分析的前提,因此對于非平穩(wěn)的時間序列不能運用回歸方法分析它們之間的影響。但對于非平穩(wěn)的時間序列，若經(jīng)過相同次數(shù)的差分處理后都變成平穩(wěn)序列,則這些非平穩(wěn)時間序列可能存在協(xié)整關(guān)系，也即在長期內(nèi)存在穩(wěn)定均衡的關(guān)系。關(guān)于協(xié)整分析的研究理論界已經(jīng)發(fā)展成了兩種主要的方法：一種是Engle和Granger（1987）提出的兩步檢驗法，多用于兩變量檢驗；另外一種是 Johansen（1988）和 Juselius（1990）提出的基于VAR的多變量協(xié)整系統(tǒng)檢驗，主要用于多變量檢驗。據(jù)此，本文用1988年Johansen提出的方法檢驗變量GL、LnFTED、LnCFDI和LnGDENS之間的協(xié)整關(guān)系，在5%的水平下結(jié)果如表4所示。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表4結(jié)果表明，包含常數(shù)項和時間趨勢項的協(xié)整秩跡檢驗結(jié)果表明，沒有一個線性無關(guān)的協(xié)整向量，即說明各變量之間存在相關(guān)性。通過VAR表示法確定滯后階數(shù)，BIC、AIC等大多數(shù)準則都表明應(yīng)該選用滯后二階。以此通過

表5 協(xié)整方程結(jié)果

協(xié)整方程代表的是長期均衡關(guān)系，表5結(jié)果所示，各變量均通過檢驗。并且通過對上述VCEM系統(tǒng)的穩(wěn)定性進行檢驗的結(jié)果如圖2所示：

圖1 VCEM系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

據(jù)圖2所示，除了模型本身所假設(shè)的單位根之外，伴隨矩陣的所有特征值都落在單位圓之內(nèi)，這表明該向量誤差修正模型穩(wěn)定。因此協(xié)整方程如下：

GL=0.8932722-2.516667LnFTEDt+0.4022643LnCFDIt+2.861769LnGDENSt

3 結(jié)論

大量研究已經(jīng)表明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易已經(jīng)成為當前主要的國際貿(mào)易形式，本文對其做具體探究，主要結(jié)論如下：

中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的總體水平高達0.7867，用邊際產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)衡量的結(jié)果表明中美服務(wù)部門處于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易共存的狀態(tài)，但MIIT指數(shù)（邊際產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)）為0.6771，表明其傾向于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易型類型。其中“旅游”、“客運服務(wù)”的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平最高，但“金融服務(wù)”、“教育服務(wù)”、“商務(wù)服務(wù)、“專利權(quán)利和特許費”以及“建筑工程咨詢服務(wù)“的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平最低。

實證分析結(jié)果表明，中美服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平與要素稟賦，美國對中國的直接投資以及貨物貿(mào)易密集度存在長期關(guān)系。具體而言：首先，貨物貿(mào)易密集度與中美服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易呈正相關(guān)，與預(yù)計效應(yīng)相同，兩者存在長期均衡關(guān)系。也即貨物貿(mào)易的發(fā)展是促進中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的主要途徑。生產(chǎn)性服務(wù)，包括運輸、通訊、金融等服務(wù)類型，是貨物貿(mào)易促進服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展的主要渠道。從中美服務(wù)貿(mào)易的現(xiàn)狀來看，美國進口中國運輸?shù)壬a(chǎn)性服務(wù)占總服務(wù)貿(mào)易額的比例一直保持在50%-80%的比重，僅運輸服務(wù)一項的出口所占比重就達30%，這表明中美服務(wù)業(yè)主要是以生產(chǎn)性服務(wù)為主，而伴隨著國際分工和貨物貿(mào)易的進一步發(fā)展,對生產(chǎn)性服務(wù)的要求也會更加差異化和專業(yè)化,這使得中美服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平必將不斷提高。其次，中美要素稟賦的差異與其服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)的發(fā)展的呈長期負相關(guān)，與預(yù)計相同，服務(wù)的本質(zhì)屬性有關(guān)，服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)和消費是同時同地發(fā)生的，也就是從本質(zhì)上而言服務(wù)業(yè)對于人力資源的依賴較大，且從長期來看，在干中學過程中中國人力資源質(zhì)量的積累，中美人力資源數(shù)量和質(zhì)量差距的縮小都更加有利于中美產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，更有利于中國服務(wù)貿(mào)易優(yōu)勢的構(gòu)建。最后美國對中國的外商直接投資的加大加深也有利于中美服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展，但從長期來看影響力度不大。這表明外商直接投資是一個動態(tài)的經(jīng)濟過程，從長期來看，外商直接投資特別是以商業(yè)存在的形式開展的外商直接投資會產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)，通過溢出技術(shù)、知識、管理、商業(yè)模式和營銷理念，能夠達到提升技術(shù)能力和生產(chǎn)力水平的目的，從而加快國民經(jīng)濟發(fā)展步伐，有利于產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的發(fā)展。但是受制于中美經(jīng)濟發(fā)展水平、社會制度環(huán)境以及法律因素、文化差異等方面的綜合影響，導致美國對于中國的外商直接投資的溢出效應(yīng)的發(fā)揮收到影響，從而導致外商直接投資的影響力度較小。

[1]程大中.中美服務(wù)部門的額產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易及其影響因素分析[J].管理世界,2008,（9）.

[2]周茂榮、呂婕.中美產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的影響因素研究——以資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品貿(mào)易為例[J].國際貿(mào)易問題,2010,(2).

[3]Azhar,A,K.Elliott,R.On the Measurement of Trade Induced Adjustment[J].Review of World Economics,2003,(3).

[4]Donghui Li.Fariborz Moshirian.Ah-Boon Sim.The Determinants of Intre-industry Trade in Insurance Services[J].The Journal of Risk and Insurance,2003,(70).

[5]Fariborz Moshirian.Donghui Li.Ah-Boom Sim.Intre-industry Trade in Financial Services[J].Journal of International Money and Finance,2005,(24).