武斐婕

(1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際貿(mào)易學(xué)院，山西 太原 030006;2.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院，北京 102488)

一 引言

我國(guó)改革開(kāi)放三十多年來(lái)，充分發(fā)揮勞動(dòng)力、土地和制度等要素稟賦優(yōu)勢(shì)，積極融入國(guó)際分工格局，通過(guò)引進(jìn)外商直接投資，實(shí)現(xiàn)了對(duì)外貿(mào)易的快速發(fā)展。商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，1982年我國(guó)貨物貿(mào)易總額206.4 億美元，到2013年達(dá)41 600 億美元，其中:出口額為22 096 億美元，同比增長(zhǎng)7.9%;進(jìn)口額19 504億美元，同比增長(zhǎng)7.3%，順差額度為2 592億美元。同時(shí)期，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易也呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，1982年為44 億美元，到2013年達(dá)5 396億美元(按國(guó)際收支口徑計(jì)算，剔除政府服務(wù));當(dāng)前我國(guó)服務(wù)貿(mào)易總額上升到世界第三，其增幅超過(guò)世界平均水平，但占世界服務(wù)貿(mào)易總額的比重偏低，為6 個(gè)百分點(diǎn)。

然而貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易總量上的“爆發(fā)式增長(zhǎng)”并沒(méi)有帶來(lái)二者在貿(mào)易差額上的協(xié)同發(fā)展，伴隨著貨物貿(mào)易順差增速遞減的同時(shí)，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口增速遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)出口增速。1982年至1991年我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出現(xiàn)持續(xù)順差，雖然其額度并不大，但從1992年至今，只有1994年例外，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出現(xiàn)了21年的逆差，突出問(wèn)題是，逆差額呈持續(xù)擴(kuò)大的特征，近幾年尤其顯著，逆差額從2006年的89 億美元擴(kuò)大到2013年的1185 億美元，7年內(nèi)增長(zhǎng)13.3倍。2013年，我國(guó)服務(wù)進(jìn)口也達(dá)到了歷史高位，達(dá)3 291億美元，同比增長(zhǎng)17.5%，增速與2012年的18.2%基本持平;出口2 106 億美元，相對(duì)于2010年的32.4%，其增幅顯著降低為10.6%，弱于進(jìn)口增速近7%。這種情況和世界上很多國(guó)家尤其是發(fā)達(dá)國(guó)家的情況相違背，在這些國(guó)家，貨物貿(mào)易順差額的減少往往伴隨著服務(wù)貿(mào)易逆差額的縮小或順差額的擴(kuò)大。

上述分析的意義在于啟發(fā)我們思考:我國(guó)服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易總額之間是什么關(guān)系?二者差額之間是什么關(guān)系?如何在促進(jìn)我國(guó)貨物貿(mào)易穩(wěn)健發(fā)展的同時(shí)提高服務(wù)業(yè)的水平，降低服務(wù)貿(mào)易逆差的增速?本文試圖在這些問(wèn)題上做出回答。

二 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

學(xué)者們對(duì)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系的研究資料比較豐富，研究角度主要分三個(gè)方面:(1)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的總量互補(bǔ)關(guān)系。研究普遍認(rèn)為，服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易在總體上互相促進(jìn)，二者的良性循環(huán)發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。陳兆軍［1］(2001)把迪爾多夫的變體模型運(yùn)用于實(shí)證分析，支持了一個(gè)結(jié)論，貨物貿(mào)易與廣義的要素服務(wù)貿(mào)易之間的互補(bǔ)關(guān)系顯著，與產(chǎn)品服務(wù)貿(mào)易之間沒(méi)有互補(bǔ)關(guān)系。鄭輝、張捷(2008)［2］偏重于從國(guó)際貿(mào)易格局角度進(jìn)行探討，認(rèn)為一國(guó)的貿(mào)易平衡是服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易之間的總體平衡，而國(guó)際分工的深化正使貿(mào)易失衡主要體現(xiàn)為服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易之間的結(jié)構(gòu)性失衡。鐘曉君［3］(2009)利用我國(guó)1985 -2007年的數(shù)據(jù)對(duì)二者的總量關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，表明我國(guó)服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易在總量上是長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)關(guān)系。(2)一些研究側(cè)重于服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易差額的逆向相關(guān)關(guān)系，即替代關(guān)系。加拿大學(xué)者M(jìn)elvin［4］(1989)提出了該命題:服務(wù)貿(mào)易長(zhǎng)期順差的國(guó)家必然導(dǎo)致貨物貿(mào)易的逆差，即服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的“雙順差”或“雙逆差”是幾乎不可能的。Jones和Ruane(1990)［5］將競(jìng)爭(zhēng)模型應(yīng)用于分析二者關(guān)系，認(rèn)為一國(guó)增加服務(wù)貿(mào)易的出口會(huì)使貨物貿(mào)易的出口減少。Hoekman 和Braga(1997)［6］通過(guò)研究也論證了Jones 和Ruane 的觀點(diǎn)。但國(guó)內(nèi)學(xué)者謝康和李贊(2000)［7］分析指出，這種服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易差額的替代性在當(dāng)今的發(fā)達(dá)國(guó)家是符合現(xiàn)實(shí)情況的，而在發(fā)展中國(guó)家表現(xiàn)的并不顯著。(3)貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的協(xié)同發(fā)展。Marwijk［8］(1996)建立了一個(gè)一般均衡模型去分析服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的相互促進(jìn)關(guān)系，認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易出口的增長(zhǎng)可以快速拉動(dòng)貨物貿(mào)易的增長(zhǎng)。程大中和陳憲(2000)［9］認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展是源于貨物貿(mào)易大力增長(zhǎng)所引起的服務(wù)需求，即服務(wù)貿(mào)易是貨物貿(mào)易核心效用的派生效用。李靜萍［10］(2002)的研究也認(rèn)為貨物出口對(duì)服務(wù)出口具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)和推動(dòng)作用，貨物貿(mào)易的發(fā)展本身蘊(yùn)含著服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的機(jī)會(huì)。夏晴［11］(2004)、曲風(fēng)杰［12］(2006)則認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易相互支撐，前者為后者的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)創(chuàng)造條件，貨物貿(mào)易為服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)造引致需求，兩者相互促進(jìn)、協(xié)同發(fā)展。

分析文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，目前對(duì)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系的研究在理論基礎(chǔ)上基本一致，主要沿用古典貿(mào)易理論中的比較優(yōu)勢(shì)論來(lái)解釋服務(wù)貿(mào)易，且已有文獻(xiàn)多運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析和協(xié)整檢驗(yàn)方法論證服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易的總量關(guān)系，但考慮差額關(guān)系的文章不足。另外，相關(guān)研究表明，服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易高度相關(guān)，但這種相關(guān)關(guān)系，會(huì)由于一國(guó)所處不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段而使其動(dòng)態(tài)影響程度不同［13］。在一國(guó)工業(yè)化初期，服務(wù)業(yè)必然還處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的從屬地位，貿(mào)易不發(fā)達(dá)，服務(wù)業(yè)整體競(jìng)爭(zhēng)力水平低，服務(wù)貿(mào)易在總的貿(mào)易份額中比重很低;工業(yè)化中期，服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易的協(xié)同作用開(kāi)始顯現(xiàn)，尤其是貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易的引致需求加強(qiáng)，使得服務(wù)進(jìn)口大于出口，就會(huì)出現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易逆差而貨物貿(mào)易順差的情形，我國(guó)正處于工業(yè)化中期，貨物貿(mào)易的出口依存度高于服務(wù)貿(mào)易的出口依存度，而服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口依存度高于貨物貿(mào)易的進(jìn)口依存度，所以服務(wù)貿(mào)易逆差在逐步擴(kuò)大;直到進(jìn)入工業(yè)化高級(jí)階段，本國(guó)服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力增強(qiáng)，服務(wù)貿(mào)易才會(huì)充分發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，使服務(wù)貿(mào)易順差成為常態(tài)，貨物貿(mào)易則表現(xiàn)為逆差，發(fā)達(dá)國(guó)家正處于這個(gè)階段。

三 服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易總量關(guān)系實(shí)證分析

本文將我國(guó)服務(wù)貿(mào)易總額和貨物貿(mào)易總額的樣本區(qū)間，定在1982 -2013年之間(數(shù)據(jù)均以美元計(jì)價(jià)，來(lái)自中國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站)。在此對(duì)數(shù)據(jù)按1982年的價(jià)格為不變價(jià)作了相應(yīng)調(diào)整，從而消除物價(jià)因素的影響。為了消除時(shí)間序列中異方差現(xiàn)象的出現(xiàn)，并且要保持原序列的相互關(guān)系和性質(zhì)，對(duì)變量作對(duì)數(shù)化處理。將服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額分別記為lnserv 和lngoods，對(duì)其取一階差分為dlnserv 和dlngoods。

在檢驗(yàn)方法上，在對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的前提基礎(chǔ)上，利用Johansen 檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以判斷服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間的長(zhǎng)期關(guān)系，最后在向量自回歸模型(VAR 模型)中采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易波動(dòng)的相互影響程度。這兩種方法將所分析的經(jīng)濟(jì)變量在一個(gè)系統(tǒng)中研究，進(jìn)而反映系統(tǒng)的完全信息，并能夠估計(jì)出變量沖擊的時(shí)滯及影響程度。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析的首要步驟是對(duì)數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，從而防止“偽回歸”問(wèn)題。通常一個(gè)時(shí)間序列檢驗(yàn)式的DW 值通不過(guò)自相關(guān)檢驗(yàn)，即被檢驗(yàn)序列是一個(gè)高階自回歸過(guò)程，應(yīng)該在檢驗(yàn)式中加入被檢驗(yàn)序列的差分滯后項(xiàng)，所以作者在此采取ADF(Augment Dickey——Fuller)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在10%的顯著性水平下，lnserv 和lngoods均接受了原假設(shè)，為非平穩(wěn)變量。對(duì)它們?nèi)∫浑A差分的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，二者均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)變量，所有變量都是一階單整I(1)。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)VAR 模型最優(yōu)滯后期的確定

在滿(mǎn)足平穩(wěn)性條件后，一定要確定滯后期K，因?yàn)閷?duì)滯后期長(zhǎng)度的選擇對(duì)協(xié)整分析的結(jié)果影響很大。滯后期太小，會(huì)導(dǎo)致誤差項(xiàng)的自相關(guān)很?chē)?yán)重，并導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計(jì);而適當(dāng)加大K 值(增加滯后變量個(gè)數(shù))，就能夠消除誤差項(xiàng)中存在的自相關(guān);但K 值又不宜過(guò)大，以避免自由度減小，從而直接影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性。依據(jù)一般選擇滯后期k 值的方法，首先用LR(似然比)統(tǒng)計(jì)量、FPE(最終預(yù)測(cè)誤差)、AIC(赤池)信息準(zhǔn)則、SC(施瓦茨)準(zhǔn)則與HQ(漢南-奎因)準(zhǔn)則5 個(gè)常用指標(biāo)來(lái)進(jìn)行選擇。根據(jù)檢測(cè)結(jié)果，筆者選擇VAR(2)模型。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)和穩(wěn)定性檢驗(yàn)

盡管序列l(wèi)ngoods 和lnserv 是非平穩(wěn)序列，但通過(guò)運(yùn)用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)(其中包括跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn))發(fā)現(xiàn)，以檢驗(yàn)水平0.05為標(biāo)準(zhǔn)，因?yàn)檑E統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)有12.58 ＞12.32，0.50＜4.13;最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)有12.08 ＞11.22，0.50 ＜4.13，所以lngoods 和lnserv 序列存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

表2 變量的Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易協(xié)整方程為:

模型的對(duì)數(shù)似然值為51.63，赤池信息值為-2.87，施瓦茨值為-2.40，可決性殘差為9.74E -05，模型整體檢驗(yàn)結(jié)果良好。部分系數(shù)不顯著可能是由于在同一個(gè)方程中有同樣變量的多個(gè)滯后值產(chǎn)生了多重共線(xiàn)性造成的。

接下來(lái)有必要對(duì)估計(jì)出的模型給予穩(wěn)定性檢驗(yàn)，因?yàn)椴环€(wěn)定模型或帶來(lái)無(wú)效的結(jié)果(如脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差)。通常的檢驗(yàn)手段是利用AR根，如下給出單位根檢驗(yàn)的結(jié)果(見(jiàn)圖1)。圖1 的結(jié)果顯示，所有單位根的倒數(shù)都落于單位圓內(nèi)，即特征值都要小于1，因此所設(shè)定的模型是穩(wěn)定的，說(shuō)明我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間存在確定性的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。模型穩(wěn)定的條件滿(mǎn)足之后，我們利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對(duì)這二者之間的相互作用關(guān)系進(jìn)行分析。

表3 單位根檢驗(yàn)

圖1 單位根檢驗(yàn)

(四)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分析

1.方法說(shuō)明

脈沖響應(yīng)函數(shù)方法(IRF)用來(lái)分析一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，又或者說(shuō)對(duì)模型受到某種沖擊時(shí)系統(tǒng)受到的動(dòng)態(tài)影響。它描述某個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差沖擊的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)單位(標(biāo)準(zhǔn)差)大小后的沖擊，通過(guò)變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系對(duì)變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。在此需注意的是，脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是其他變量在t期及前面各期保持不變的前提下，追蹤系統(tǒng)對(duì)一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊效果，其前提假設(shè)是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)為白噪聲序列。還可以用方差分解描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)變化，考察其自身或系統(tǒng)內(nèi)其他變量沖擊的相對(duì)重要性及其作用時(shí)滯;另外還可以估計(jì)出所有變量效應(yīng)的相對(duì)大小，即變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比例。

2.脈沖響應(yīng)分析

通過(guò)利用前面所得出的VAR 模型，做出貨物貿(mào)易總額和服務(wù)貿(mào)易總額之間的相互沖擊動(dòng)態(tài)響應(yīng)路徑。圖2 是由差分序列得到的脈沖響應(yīng)圖，可以發(fā)現(xiàn)，在第7期之后脈沖效應(yīng)消失，充分證明了VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

圖2 脈沖響應(yīng)圖

圖2(上)表明，貨物貿(mào)易一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)對(duì)其自身是正效應(yīng)，但其增速逐漸趨緩。具體來(lái)看，這種正效應(yīng)在第1期很明顯，上升幅度達(dá)0.12;對(duì)之后兩期的影響則迅速下降，第2期和第3期分別上升0.03 和0.008。貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易的沖擊反應(yīng)整體上呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，第1期的反應(yīng)為0，到第2期略微有所顯現(xiàn)，為-0.006，第3期負(fù)效應(yīng)最大，達(dá)-0.03，到后期則逐漸趨向于零。其經(jīng)濟(jì)含義為:貨物貿(mào)易在初期對(duì)自身作用為較強(qiáng)的正效應(yīng)，到后期則趨緩;服務(wù)貿(mào)易對(duì)貨物貿(mào)易則呈現(xiàn)負(fù)的效應(yīng)，而且這種效應(yīng)并沒(méi)有表現(xiàn)在初期，是一種延期效應(yīng)，但是這種負(fù)效應(yīng)逐步減弱;說(shuō)明服務(wù)貿(mào)易初始的擴(kuò)大使得一部分資本和勞動(dòng)力從貨物貿(mào)易中轉(zhuǎn)移出去，貨物貿(mào)易總量隨之降低，之后，服務(wù)貿(mào)易的溢出效應(yīng)貨物貿(mào)易的效率使提高了，負(fù)面作用開(kāi)始減弱，正效應(yīng)逐步凸顯。所以長(zhǎng)期來(lái)看，我國(guó)貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，將帶來(lái)貨物貿(mào)易的長(zhǎng)足發(fā)展。另外，之所以我國(guó)要大力要發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，除了加速服務(wù)貿(mào)易本身的發(fā)展，服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)貨物貿(mào)易產(chǎn)生的長(zhǎng)期積極的溢出效應(yīng)很明顯，進(jìn)而可以提高我國(guó)整體的對(duì)外貿(mào)易水平。

從圖2(下)可以發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)對(duì)于其自身而言，從初期就顯現(xiàn)出很高的正效應(yīng)為0.09，在第2期則快速下降，表現(xiàn)出0.01 的負(fù)效應(yīng)。服務(wù)貿(mào)易對(duì)貨物貿(mào)易的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差響應(yīng)同樣在初期顯現(xiàn)為正效應(yīng)，且這種效應(yīng)在第1期就非常明顯，為0.08，第2期很快降低為0.002。這兩種效應(yīng)在第3期都實(shí)現(xiàn)了反彈，之后便趨于平穩(wěn)。從經(jīng)濟(jì)角度來(lái)看，服務(wù)貿(mào)易自身和貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易都有正面促進(jìn)效應(yīng)。在初期，服務(wù)貿(mào)易的正效應(yīng)占主導(dǎo)，并總體上超過(guò)貨物貿(mào)易自身的正效應(yīng)，是因?yàn)榉?wù)業(yè)投資回報(bào)率高且迅速，所以其在起步后會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)服務(wù)領(lǐng)域的更快投資。但到后期，貨物貿(mào)易自身的正效應(yīng)較明顯，是由于貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易有較強(qiáng)的引致需求和支撐作用。我國(guó)近年來(lái)服務(wù)貿(mào)易雖然以倍加的速度在發(fā)展，但是服務(wù)貿(mào)易自身的溢出效應(yīng)還比較弱，主要依賴(lài)貨物貿(mào)易的較強(qiáng)的引致需求。因此，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展還必須注意其同貨物貿(mào)易的協(xié)同發(fā)展和它本身的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)升級(jí)。

3.預(yù)測(cè)方差分解

方差分解用來(lái)計(jì)算不同時(shí)期內(nèi)在所分析內(nèi)生變量總方差中不同內(nèi)生變量結(jié)構(gòu)沖擊所占的比例，然后在影響相互交織的VAR 模型內(nèi)生系統(tǒng)中有效評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)所分析內(nèi)生變量的相對(duì)重要性。即方差分解度量的就是這些內(nèi)生變量的變化對(duì)于分擔(dān)外部沖擊對(duì)系統(tǒng)所造成壓力的貢獻(xiàn)。

表4 DIngoods 的預(yù)測(cè)方差分解

表5 Dlansery 的預(yù)測(cè)方差分解

表4 中數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)出口的上升主要是自身的貢獻(xiàn)，在10期內(nèi)其貢獻(xiàn)都達(dá)到90%以上;服務(wù)貿(mào)易對(duì)貨物貿(mào)易的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度相對(duì)較弱，在第1期貢獻(xiàn)為0，之后各期雖然逐步增大，但在第10期的預(yù)測(cè)方差分解值不過(guò)才6.42%。

表5 數(shù)據(jù)表明，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易在各期對(duì)其自身的影響較大，在10期內(nèi)貢獻(xiàn)都大于58%，同時(shí)貨物貿(mào)易對(duì)其影響也較強(qiáng)，在10期內(nèi)都超過(guò)了39%，且貢獻(xiàn)度隨時(shí)間推移逐步增強(qiáng)。而服務(wù)貿(mào)易對(duì)其自身的貢獻(xiàn)度卻表現(xiàn)出隨時(shí)間推移逐步衰減的趨勢(shì)，再一次說(shuō)明貨物貿(mào)易(或制造業(yè))的發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的提升具有舉足輕重的作用。

四 服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易差額關(guān)系分析

從圖3 可以看出，在改革開(kāi)放之后，由于我國(guó)實(shí)施了出口導(dǎo)向政策和積極的引資政策，我國(guó)貨物貿(mào)易順差增速很快，同時(shí)，服務(wù)貿(mào)易卻呈現(xiàn)出逆差逐年擴(kuò)大的趨勢(shì)，因此，二者之間并沒(méi)有呈現(xiàn)出如發(fā)達(dá)國(guó)家所呈現(xiàn)的明顯的差額替代關(guān)系。貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的差額關(guān)系具有趨勢(shì)性特征，但差額并沒(méi)有出現(xiàn)數(shù)量上的平衡，如在2008年之后，貨物貿(mào)易的順差額逐步減少，則服務(wù)貿(mào)易的逆差額也應(yīng)逐步減少，直到服務(wù)貿(mào)易出現(xiàn)順差，但這種情況并沒(méi)有發(fā)生，和前文所述的發(fā)達(dá)國(guó)家的情況是相反的。這就說(shuō)明近年來(lái)我國(guó)貨物貿(mào)易順差的減少，是因?yàn)閲?guó)際金融危機(jī)影響下的外部需求的減弱，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易在世界上的競(jìng)爭(zhēng)力依然很弱。

圖3 服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易差額關(guān)系圖

具體而言，2013年我國(guó)服務(wù)貿(mào)易逆差增至1185億美元，相對(duì)于2012年的897 億美元，同比增長(zhǎng)32.1%。除了其他商業(yè)服務(wù)、咨詢(xún)、計(jì)算機(jī)和信息服務(wù)、建筑服務(wù)則實(shí)現(xiàn)較大數(shù)額順差，順差額分別為196 億美元、170 億美元、95 億美元和68 億美元外，其他服務(wù)貿(mào)易項(xiàng)目普遍存在逆差，其中運(yùn)輸和旅游等傳統(tǒng)服務(wù)仍然為我國(guó)服務(wù)貿(mào)易逆差的主要來(lái)源。近年來(lái)運(yùn)輸服務(wù)一直是我國(guó)服務(wù)貿(mào)易逆差的第一大來(lái)源，但2013年降到第二，產(chǎn)生的逆差為567 億美元。由于我國(guó)運(yùn)輸服務(wù)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的低下，我國(guó)運(yùn)輸服務(wù)非但沒(méi)有走向國(guó)際，反而在國(guó)內(nèi)也占據(jù)較低的份額，難以滿(mǎn)足國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的需要，國(guó)內(nèi)貨物的進(jìn)出口主要物流渠道大量依靠進(jìn)口國(guó)外運(yùn)輸服務(wù)來(lái)完成，于是運(yùn)輸業(yè)形成了大量逆差。如目前我國(guó)進(jìn)出口貨物中，集裝箱和干散貨由國(guó)內(nèi)船運(yùn)公司承運(yùn)的比例很低，而主要由國(guó)外航運(yùn)公司承運(yùn)。我國(guó)航運(yùn)企業(yè)長(zhǎng)期以來(lái)對(duì)進(jìn)口鐵礦石、原油、糧食、煤炭等重要戰(zhàn)略物資的承運(yùn)控制能力也很弱，給我國(guó)能源和資源保障帶來(lái)較大隱患。

近年來(lái)，旅游服務(wù)是我國(guó)服務(wù)貿(mào)易逆差的第二大來(lái)源，其貿(mào)易逆差在2009年首次出現(xiàn)，為33 億美元，2012年則一躍成為我國(guó)第一大服務(wù)貿(mào)易逆差來(lái)源，2013年產(chǎn)生高達(dá)769 億美元的逆差。旅游服務(wù)貿(mào)易逆差的主要原因是我國(guó)入境旅游與出境旅游的增長(zhǎng)比例失調(diào)。近幾年由于歐美和亞洲國(guó)家出境游疲軟，日本游客大幅下降，人民幣匯率導(dǎo)致在華旅游成本上漲，導(dǎo)致我國(guó)入境旅游在國(guó)際市場(chǎng)中的份額下滑。2013年來(lái)我國(guó)旅游人數(shù)為12 908 萬(wàn)人次，比2012年下降2.5%，其中，入境過(guò)夜游客人數(shù)5 569萬(wàn)人次，同比下降3.5%。與亞太、中東整體增長(zhǎng)兩位數(shù)的差距很大，并且長(zhǎng)期落后于歐洲、美洲、非洲等地。與入境旅游相比，出境旅游呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，2013年達(dá)9 819 萬(wàn)人次，同比增長(zhǎng)18%，使境外觀光、購(gòu)物等旅游支出大幅增加，這些因素造成了我國(guó)服務(wù)貿(mào)易近年來(lái)持續(xù)擴(kuò)大的巨額逆差。

五 結(jié)論

通過(guò)對(duì)我國(guó)1982 -2013年的貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易總量和差額分析，顯然二者之間存在“總量互補(bǔ)”但差額無(wú)替代的關(guān)系。那么，如何讓服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易協(xié)同發(fā)展的同時(shí)，既保證了貨物貿(mào)易適度順差的同時(shí)，又讓服務(wù)貿(mào)易的逆差減少，文章得出如下結(jié)論和政策建議。

1.通過(guò)協(xié)整方程分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易總額存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。通過(guò)方差分解發(fā)現(xiàn)，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易對(duì)貨物貿(mào)易的貢獻(xiàn)最大時(shí)才只有6.42%，但由于有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，這個(gè)數(shù)字是趨于逐漸增大的;貨物貿(mào)易總量的增長(zhǎng)主要依賴(lài)自身的貢獻(xiàn)，其貢獻(xiàn)度達(dá)90%以上。這充分說(shuō)明我國(guó)貿(mào)易還停留在低級(jí)水平，還不是依靠?jī)?yōu)質(zhì)服務(wù)來(lái)推動(dòng)貨物進(jìn)出口增長(zhǎng)，相反，由于貨物貿(mào)易規(guī)模的迅速增長(zhǎng)，對(duì)服務(wù)進(jìn)口帶來(lái)更大的引致需求下的增長(zhǎng)效應(yīng)，導(dǎo)致服務(wù)進(jìn)口需求比外部需求有更快的增長(zhǎng)速度，在我國(guó)出現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易的連年逆差就不可避免了。

2.通過(guò)對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易差額分析，可以說(shuō)明二者之間不存在差額替代關(guān)系，這種服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易之間賬戶(hù)的失衡是由新中國(guó)建立后的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、國(guó)家政策導(dǎo)向和工業(yè)發(fā)展速度決定的，也是由我國(guó)參與全球化后在國(guó)際分工中的地位決定的。目前，我國(guó)還沒(méi)有實(shí)現(xiàn)高度發(fā)達(dá)的工業(yè)化體系，經(jīng)濟(jì)體制還不健全，科學(xué)技術(shù)還不發(fā)達(dá)，因此，我國(guó)在短期內(nèi)還難以扭轉(zhuǎn)服務(wù)貿(mào)易逆差的現(xiàn)狀。應(yīng)按照科學(xué)發(fā)展觀的要求，充分利用我國(guó)在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的后發(fā)優(yōu)勢(shì)，提升服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展水平，實(shí)現(xiàn)兩者的協(xié)同發(fā)展。當(dāng)前重點(diǎn)是加強(qiáng)服務(wù)業(yè)發(fā)展意識(shí)，要把生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為突破口。有效剝離生產(chǎn)過(guò)程中的服務(wù)環(huán)節(jié)，通過(guò)進(jìn)口促出口，利用外國(guó)先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，大力發(fā)展金融保險(xiǎn)、交通運(yùn)輸、現(xiàn)代物流、網(wǎng)絡(luò)通信、人力資源服務(wù)業(yè)、法律服務(wù)業(yè)、工業(yè)設(shè)計(jì)咨詢(xún)和品牌營(yíng)銷(xiāo)等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力。

3.相對(duì)貨物貿(mào)易而言，我國(guó)服務(wù)業(yè)總體競(jìng)爭(zhēng)力還較弱。我國(guó)服務(wù)貿(mào)易現(xiàn)在還處于世界低端，出口較多的是建筑、軟件開(kāi)發(fā)外包、咨詢(xún)、金融支付服務(wù)、旅游等服務(wù)，同時(shí)大量進(jìn)口高端服務(wù)，比如信息服務(wù)、專(zhuān)業(yè)服務(wù)、金融服務(wù)等。我國(guó)服務(wù)業(yè)的發(fā)展嚴(yán)重滯后于制造業(yè)的發(fā)展是造成這種情況的深層原因。服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的主要?jiǎng)恿κ桥c制造業(yè)結(jié)合在一起的生產(chǎn)性服務(wù)，而針對(duì)該服務(wù)，我們目前的競(jìng)爭(zhēng)力還是比較差的，以至于國(guó)內(nèi)服務(wù)業(yè)發(fā)展水平不能給貨物貿(mào)易發(fā)展提供強(qiáng)有力的支持和保障。伴隨貨物貿(mào)易的快速發(fā)展，國(guó)內(nèi)迫切需要形成優(yōu)質(zhì)的金融、通訊、運(yùn)輸、保險(xiǎn)、專(zhuān)有權(quán)使用費(fèi)和特許費(fèi)等服務(wù)行業(yè)體系。我國(guó)作為貨物貿(mào)易大國(guó)，具備發(fā)展與貨物貿(mào)易相關(guān)的服務(wù)貿(mào)易的先決條件。未來(lái)要著力提升我國(guó)服務(wù)業(yè)在這些領(lǐng)域的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，充分利用貨物貿(mào)易發(fā)展帶來(lái)的市場(chǎng)機(jī)遇。

4.我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型必須建立在更高水平和深層次的對(duì)外開(kāi)放上，對(duì)服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)一步開(kāi)放是我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的前提之一。黨的十八大提出，為了提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效益，需要更多地依靠發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)等戰(zhàn)略型新興產(chǎn)業(yè)，大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易。貫徹落實(shí)十八大精神的重要內(nèi)容就是，努力打造有利于服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的政策環(huán)境，積極擴(kuò)大服務(wù)業(yè)對(duì)外開(kāi)放，推動(dòng)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易高效均衡、協(xié)調(diào)發(fā)展。關(guān)鍵就是要打破壟斷，將“非禁即入”的政策切實(shí)貫徹，取消對(duì)非本地要素或者非國(guó)有資本的不平等做法。讓外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)等多種市場(chǎng)主體享受公平競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境，獲得平等競(jìng)爭(zhēng)的機(jī)會(huì)，利用好國(guó)內(nèi)國(guó)外優(yōu)質(zhì)服務(wù)業(yè)要素資源，提高我國(guó)服務(wù)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

5.國(guó)內(nèi)企業(yè)要把服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展趨勢(shì)與貨物貿(mào)易緊密融合。目前在國(guó)際市場(chǎng)上，制造商正在依靠服務(wù)努力提高產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，使產(chǎn)品的利潤(rùn)處于全球價(jià)值鏈的高端。世界一流的跨國(guó)公司都在轉(zhuǎn)變，把過(guò)去的單純制造轉(zhuǎn)變?yōu)榉?wù)和制造并重，甚至某些產(chǎn)品的服務(wù)收入增值快于制造收入增值。因此我國(guó)的企業(yè)也要將知識(shí)、技術(shù)密集型的現(xiàn)代服務(wù)追加到貨物中去，甚至把生產(chǎn)追加型變?yōu)榉?wù)核心型。

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