楊志遠朱偉

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠233030)

我國服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系
——基于VAR實證分析

楊志遠朱偉

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠233030)

將服務(wù)貿(mào)易按照要素密集度劃分為勞動、資本和技術(shù)知識型三種，基于擴展的索洛經(jīng)濟增長模型，將經(jīng)濟增長歸因于物質(zhì)資本、人力資本、制度變革和技術(shù)進步等投入要素，利用分類服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟投入要素建立向量自回歸模型(VAR)，通過脈沖響應(yīng)和方差分解獲得服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長動態(tài)路徑，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：資本性服務(wù)貿(mào)易是影響我國經(jīng)濟增長的主要因素，但技術(shù)性服務(wù)貿(mào)易和勞動密集型服務(wù)貿(mào)易影響程度微弱且存在滯后性。這表明我國在以服務(wù)貿(mào)易拉動經(jīng)濟增長時，應(yīng)加強勞動、技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易的投入，同時要保證資本型服務(wù)貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展。

服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)；VAR模型；經(jīng)濟增長

一、引言

在目前全球經(jīng)濟發(fā)展勢頭低迷時期，發(fā)展服務(wù)貿(mào)易已成為各國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式、尋找新經(jīng)濟增長點的突破口。2015年聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議公布數(shù)據(jù)顯示，全球2/3 的GDP來自服務(wù)業(yè)。中國商務(wù)部2016年發(fā)布數(shù)據(jù)顯示，中國2015年服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重達50.5%，首次超過50%門檻；相比全球平均水平60%以上，發(fā)達國家美國(78.1%，2013)和英國(78.4%，2014)，及發(fā)展中國家俄羅斯(60%，2014)和印度(52.1%，2014)，中國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展仍處于較低水平。服務(wù)貿(mào)易是發(fā)達國家經(jīng)濟增長重要源泉，對目前正處于確定經(jīng)濟發(fā)展方向的中國提供新方向。最大程度發(fā)揮服務(wù)貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的作用，關(guān)鍵在于弄清服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的影響機制，使服務(wù)貿(mào)易按照正確的發(fā)展路徑促進經(jīng)濟增長。相比服務(wù)貿(mào)易發(fā)展相對完善國家所采取的政策措施，中國不能依靠“拿來主義”，而應(yīng)根據(jù)本國目前服務(wù)貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀來分析如何促進經(jīng)濟發(fā)展，得出促進中國經(jīng)濟增長的服務(wù)貿(mào)易政策措施。筆者擬從服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)角度對影響機制進行深入探討，找出服務(wù)貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的重要路徑，以期為制定服務(wù)貿(mào)易方針政策提出個人建議。

二、文獻綜述

對前期學(xué)者對服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究進行梳理，基本可以從研究對象和研究計量方法兩條主線進行分類。在研究對象上，可以劃分為總體服務(wù)貿(mào)易、不同行業(yè)服務(wù)貿(mào)易合并、不同發(fā)展程度國家服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)比較三個方向；在研究方法上，可以劃分為經(jīng)典OLS回歸、面板數(shù)據(jù)回歸、向量自回歸。

1、研究方向

首先，前期研究方向中占比最多的總體服務(wù)貿(mào)易分類主要是利用服務(wù)貿(mào)易的總進口和總出口額來代表我國的服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)及發(fā)展狀況，將總進口和總出口聯(lián)合或分別與國內(nèi)生產(chǎn)總值建立計量關(guān)系考察服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，但在此研究方向上，學(xué)者研究結(jié)果出現(xiàn)分歧。尚濤、郭根龍和馮宗憲(2007)[1]考察我國1982-2004年期間服務(wù)貿(mào)易進出口與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的長期動態(tài)影響特征，發(fā)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易進出口是影響我國經(jīng)濟增長的重要原因，其中服務(wù)貿(mào)易進口對經(jīng)濟增長的促進作用要小于服務(wù)貿(mào)易出口的促進作用。王海蘭和牛曉耕(2011)[2]研究發(fā)現(xiàn)，我國服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長有正向促進作用，短期內(nèi)服務(wù)貿(mào)易進口抑制經(jīng)濟增長。但是，姚戰(zhàn)琪(2009)[3]在研究總體服務(wù)貿(mào)易進出口與國內(nèi)生產(chǎn)總值時發(fā)現(xiàn)，進口和出口均與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關(guān)，但是服務(wù)進口與總產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)大于服務(wù)貿(mào)易出口的相關(guān)系數(shù)。王恕立和胡宗彪(2009)[4]利用1985-2006年的服務(wù)貿(mào)易總進出口與第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增加值進行了協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)進口對經(jīng)濟增長作用更大，這與之前的研究結(jié)果存在較大差別。對于產(chǎn)生上述結(jié)論分歧的原因，筆者認為很可能是僅從服務(wù)貿(mào)易總體出發(fā)研究經(jīng)濟增長不能全面表現(xiàn)出服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長影響的路徑和程度大小，可能將服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長的外部效應(yīng)忽略或者削弱而產(chǎn)生不同的研究結(jié)果。所以，筆者在分析服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系時不沿襲該研究方向。

其次，按照不同行業(yè)合并劃分服務(wù)貿(mào)易。為方便各國對服務(wù)貿(mào)易進行統(tǒng)計和比較，國際上對服務(wù)貿(mào)易的分類給出具體標準。目前國際公認標準有以下兩類：一是《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》將服務(wù)貿(mào)易劃分為通訊服務(wù)、商業(yè)服務(wù)、建筑和相關(guān)的工程服務(wù)等12大類，共計142個項目；二是國際貨幣基金組織IMF的《國際收支手冊(第5版)》將服務(wù)貿(mào)易國際收支經(jīng)常項目分為旅游、通訊、金融等12大類，目前《中國服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計》采用上述第二種分類方法。國內(nèi)學(xué)者對服務(wù)貿(mào)易按不同行業(yè)使用要素密集度差異進行合并分類，可以歸為以下三種：一是生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易和消費性服務(wù)貿(mào)易；二是運輸、旅游和其他商業(yè)服務(wù)貿(mào)易；三是勞動密集型服務(wù)貿(mào)易(lt)、資本密集型服務(wù)貿(mào)易(ct)和技術(shù)知識密集型服務(wù)貿(mào)易(tt)。從第一種劃分來看，將服務(wù)貿(mào)易分為生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易和消費性服務(wù)貿(mào)易，其中生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易包含建筑、通訊、保險、專利權(quán)使用費和特許費、金融和計算機和信息服務(wù)6大類，且國內(nèi)對相對消費性服務(wù)貿(mào)易較為落后的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易研究較多。余道先和劉海云(2010)[5]利用1997-2008年的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)構(gòu)建了服務(wù)貿(mào)易競爭力指數(shù)(TC)和Michaely競爭優(yōu)勢指數(shù)(MI)，分析得出除了建筑服務(wù)具有一貫較強的競爭力和計算機近幾年具有一定的國際競爭力，生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的其他部門完全不具有競爭優(yōu)勢。從運輸、旅游和其他商業(yè)服務(wù)劃分來看，該類劃分標準是來自世界貿(mào)易組織每年發(fā)布的服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計年鑒中，將服務(wù)貿(mào)易劃分為運輸、旅游和其他商業(yè)服務(wù)并公布相對應(yīng)數(shù)據(jù)。國內(nèi)學(xué)者將運輸和旅游進一步劃分為傳統(tǒng)型服務(wù)貿(mào)易，其他歸為新興服務(wù)貿(mào)易。尹忠明和姚星(2009)[6]將運輸、旅游的進口和出口分別與服務(wù)貿(mào)易進出口總量構(gòu)建傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易指標和國內(nèi)生產(chǎn)總值進行分析，得出傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用且具有較強的持續(xù)性，而進口則對經(jīng)濟增長具有負面效應(yīng)，同時經(jīng)濟增長對傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易凈出口具有短期正效應(yīng)和長期負效應(yīng)。從勞動密集型、資本密集型和技術(shù)知識密集型進行劃分，主要是考慮到可能不同要素密集度的服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長影響路徑的不同。唐保慶和張瑩(2009)[7]考察了1985-2006年的細分服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)與經(jīng)濟增長要素并分別建立回歸關(guān)系，得出要素密集度的不同對促進經(jīng)濟增長的影響路徑存在顯著差異。考慮到計量處理要求，第一種和第二種分類，各變量在方程中存在顯著內(nèi)生性，不能滿足所使用計量模型的前提假設(shè)，即容易產(chǎn)生聯(lián)立性偏差，不能科學(xué)反映服務(wù)貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。因此，為保證文章計量方法的科學(xué)有效性，筆者選取第三種服務(wù)貿(mào)易分類進行研究。

最后，從國家經(jīng)濟發(fā)展程度差異性為背景來分析服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。這種分法主要是考慮到，目前很多研究均未考慮本國實際要素稟賦和發(fā)展階段的不同可能會導(dǎo)致服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的影響路徑的不同，從而進行有針對性修正和改善當前的發(fā)展狀況。曹標和廖利兵(2014)[8]選取2000-2010年低等、中等和高等收入國家的服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)建立面板模型發(fā)現(xiàn)，因低等、中等收入國家的消費型服務(wù)貿(mào)易集中度和份額較大導(dǎo)致國家經(jīng)濟未能較好發(fā)展，收入水平較高的國家生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平較高能夠促進經(jīng)濟的較快發(fā)展。楊廣和韋琦(2010)[9]將中國與OECD(經(jīng)濟合作與發(fā)展組織)國家的貿(mào)易結(jié)構(gòu)進行了比較，發(fā)現(xiàn)運輸行業(yè)在服務(wù)貿(mào)易總額占比和貿(mào)易順逆差在行業(yè)分布在中國與OECD國家之間呈現(xiàn)顯著差異，進一步發(fā)現(xiàn)OECD國家在服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)上呈現(xiàn)出“高級化”發(fā)展，而中國出現(xiàn)一定的“逆高級化”和“結(jié)構(gòu)失衡”現(xiàn)象。從這一分類研究發(fā)現(xiàn)，中國必須制定出符合國情的服務(wù)貿(mào)易政策，促使服務(wù)貿(mào)易在正確的軌道上促進經(jīng)濟增長。

2、研究方法

一方面，目前對服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的研究方法主要集中于將一般經(jīng)濟增長變量或者影響經(jīng)濟增長的變量作為計量模型中的被解釋變量，同時將服務(wù)貿(mào)易行業(yè)數(shù)據(jù)作為解釋變量構(gòu)建方程進行OLS回歸或者靜態(tài)面板數(shù)據(jù)進行分析，但這些方法沒有考慮到二者可能存在動態(tài)的影響機制。另一方面，在考慮到動態(tài)影響機制基礎(chǔ)上使用VAR模型(向量自回歸模型)進行分析時，僅僅局限于將服務(wù)貿(mào)易行業(yè)且只是少數(shù)行業(yè)數(shù)據(jù)與反映經(jīng)濟增長的變量如GDP進行模型構(gòu)建，這只能總體上說明服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長存在何種關(guān)系，并不能更為細致地剖析出服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)以何種路徑來影響經(jīng)濟增長，從而進一步提出相對有效的政策建議和指導(dǎo)。

綜合上述文獻分析，筆者在之前學(xué)者的研究基礎(chǔ)上提出一個新的研究思路：借鑒將服務(wù)貿(mào)易分為勞動密集型、資本密集型和技術(shù)知識密集型的分類方法，根據(jù)擴展的索洛經(jīng)濟增長模型將經(jīng)濟增長分解為不同影響變量，同時考慮存在動態(tài)雙向影響機制建立VAR模型進行相對細致地分析服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系，找出真正影響經(jīng)濟增長的動力和路徑是什么，以期能夠為制定和改善服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)政策提出一些建設(shè)性意見。

三、實證模型設(shè)定

1、模型構(gòu)建

在由Durand改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)和Tinbergen在生產(chǎn)函數(shù)加入時間趨勢項以測定技術(shù)進步的基礎(chǔ)上，美國經(jīng)濟學(xué)家羅伯特·索洛于1957年8月發(fā)表了題為《技術(shù)變化與總生產(chǎn)函數(shù)》的文章，其中將經(jīng)濟增長分解為技術(shù)進步和要素投入增長，且設(shè)定經(jīng)濟增長函數(shù)方程為：

Y=A(t)f(K,L)=A(t)KαLβ

以差分替代微分，當Δt→1時有：

則y=λ+αk+βl

其中產(chǎn)出、資金、勞動的年增長率分別由y、k、l表示，技術(shù)進步、資金和勞動對產(chǎn)出增長速度的貢獻由λ/y、αk/y、βl/y分別表示?？梢钥闯?，對經(jīng)濟增長的定量分析可以分解為對各投入要素的分析，這對研究某一生產(chǎn)服務(wù)活動對經(jīng)濟增長的影響提供了很好的理論模型和數(shù)量方法。

索羅模型的成立是建立在三個限制性假定的基礎(chǔ)上：一是技術(shù)進步是希克斯中性的；二是規(guī)模報酬不變；三是完全競爭市場結(jié)構(gòu)。在實際情況來看，這些假設(shè)過于嚴格以至于在現(xiàn)實中對該模型的可操作性和準確性產(chǎn)生質(zhì)疑，故必須對該模型進行改良和完善。筆者引用熊俊(2005)[10]對索羅模型的拓展分析，將上述三個假設(shè)進行放松，得到以下的總生產(chǎn)函數(shù)：

Y=F(K,L,R,H,t)

其中為總產(chǎn)出為Y，物質(zhì)資本存量為K，簡單的勞動力投入為L，這技術(shù)知識存量為R，人力資本存量為H，t為時間。同時，考慮到勞動力投入與人力資本具有較大的相關(guān)性和重復(fù)以及筆者研究的重點不同，故在變量選取上加入制度因素S與技術(shù)因素T，保留人力資本H而舍去勞動力R投入，將上述總生產(chǎn)函數(shù)變化為：

Y=F(K,H,S,T,t)

對上式兩邊同時對t求全微分得：

在方程兩邊同時除以Y得：

等同于

其中物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性為eK，人力資本的產(chǎn)出彈性為eH、制度的產(chǎn)出彈性為es和技術(shù)知識的產(chǎn)出彈性為eT?？梢赃M一步推導(dǎo)出：

(I)

2、模型設(shè)立

筆者采用在宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域廣泛使用的向量自回歸模型。考慮到經(jīng)典的計量經(jīng)濟學(xué)模型是以理論為導(dǎo)向而構(gòu)建，特別是凱恩斯宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，但是經(jīng)濟理論不能為現(xiàn)實的經(jīng)濟活動變量之間的關(guān)系提供完整的解釋。為此，1980年Sims提出向量自回歸模型(Vector Autoregressive Model)。這種不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)的向量自回歸模型采用聯(lián)立方程形式，在每一個方程中，各個內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后項進行回歸，得出內(nèi)生變量之間的動態(tài)關(guān)系[11]。利用該模型就可以使用實際數(shù)據(jù)來而非經(jīng)濟理論來確定經(jīng)濟系統(tǒng)中變量的動態(tài)變化，為研究宏觀經(jīng)濟提供了重要且科學(xué)的計量工具。

向量自回歸模型的一般表達形式表現(xiàn)為：

Yt=μ+A1Yt-1+…+APYt-p+εt,t=1,2,…T

μ=(μ1,…,μk)′，εt=(ε1t,ε2t,…,εkt)'

在模型方程建立過程中要明確兩個量：一是所含變量個數(shù)k，即需要把哪些變量包括在VAR模型中；另一個是自回歸的最大滯后階數(shù)p，使模型能夠有效反映出各個變量間相互作用并使得模型隨機誤差項為白噪聲。

3、數(shù)據(jù)說明

(1)資本存量(pc)

對于物質(zhì)資本存量的測算，國內(nèi)學(xué)者主要是利用永續(xù)盤存法來估計一國的物質(zhì)資本存量?；竟綖椋寒斊趯嶋H資本存量=上期實際資本存量(1-資本折舊率)+本期新增實際基本存量，表示如下：

Kt=Kt-1(1-δ)+It

國內(nèi)學(xué)者對物質(zhì)資本測算的結(jié)果存在很大差異，主要是因為以上變量的選取和估算存在很大差異。一是對本期新增資本存量的確定存在分歧，筆者采用張軍(2004)[12]、雷輝(2009)[13]和葉宗裕(2010)[14]等人的研究以資本形成總額替代當年新增資本存量序列的做法。二是對于資本折舊率的測算存在較大差異。范巧(2010)[15]根據(jù)以往學(xué)者對資本折舊率的測算結(jié)果進行可行性評價，得出資本折舊率一般在9%-13.5%是符合目前中國目前的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀的?？紤]到經(jīng)濟指標受到價格波動的影響，筆者采用GDP平減指數(shù)來近似代表投資品價格指數(shù)，消除價格影響?；谫Y本存量的確定是永續(xù)盤存法的關(guān)鍵，即基年期的確定。國內(nèi)研究主要涉及1952、1978、1980、1986和1990年，且對于同一年的資本存量之間估計差異較大。其中，以1952年的當年價格計算的基本存量最大為2027.22億元，最小為342億元(單豪杰，2008)[16]，二者之間的差異很大。綜合上述，筆者采用引用較多的折舊率9.73%(雷輝，2009)[13]和1978年資本存量13481.78億元(張軍，2004)[12]，同時以1978年為基期(1978=100)來估算各年的資本產(chǎn)出比。

(2)人力資本(hc)

對人力資本的測算，國內(nèi)學(xué)者主要集中于教育經(jīng)費法、教育年限法和人口核算法。在前文已經(jīng)提到我國教育普及度越來越高，參與勞動的勞動力受教育程度逐步提高的背景下，使用受教育年限法來代替勞動力人口數(shù)目，即結(jié)合了教育和勞動力的兩個指標，更加符合我國人力資本現(xiàn)狀。筆者采用孫敬水(2007)[17]的人力資本測算方法，即將勞動按照不同的受教育程度進行分類，然后按照受教育程度差別來進行賦予權(quán)重而加權(quán)求和。考慮到從業(yè)人員是直接參與生產(chǎn)的勞動力，人力資本存量的測算是基于我國每年的從業(yè)人員的受教育程度結(jié)構(gòu)。

Hi為受教育層次i的就業(yè)人數(shù)，w1表示文盲半文盲，w2表示初等教育水平設(shè)為6年，w3表示中等教育水平(初中、高中、職業(yè)技校和中專)設(shè)為6年，w4表示為高等教育及以上教育水平設(shè)為4年(大學(xué)?？啤⒈究?、碩士和博士研究生)。

(3)制度因素(sr)

引入制度變革因素是考慮到我國從1978年開始改革開放到目前國家處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型階段，經(jīng)濟制度的不斷完善對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生巨大影響，制度的變革因素必須加入到模型中來。同時可以從實證檢驗得到一國服務(wù)貿(mào)易對國家制度改變的響應(yīng)程度，從而對前期的制度改革措施進行評估和改善。筆者借鑒劉文革和高偉(2008)[18]利用工業(yè)總產(chǎn)值中非國有經(jīng)濟的比重來替代制度因素。

(4)技術(shù)進步(ti)

對技術(shù)進步的測量，以往文獻中通常是在索洛模型的基礎(chǔ)上通過剔除資本和勞動對經(jīng)濟增長的貢獻上，得到其他因素對經(jīng)濟增長貢獻的總和，即利用全要素生產(chǎn)率代替技術(shù)進步。這種方法不能排除技術(shù)以外的變量對經(jīng)濟增長的貢獻而產(chǎn)生較大誤差，對研究結(jié)論具有一定誤導(dǎo)。筆者借鑒沈坤榮和李劍(2003)[19]利用國家財政中科學(xué)研究費用所占的比重來反映技術(shù)進步。這是考慮到我國民間科研投資力度和范圍仍處于發(fā)展初期，投資經(jīng)費主要是由政府撥款且不能全面代表我國技術(shù)發(fā)展全貌。

(5)服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)

筆者使用的服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)均為聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議(UNCTAD)對中國服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計的1982-2014年數(shù)據(jù)。將服務(wù)貿(mào)易劃分為勞動密集型(lt)、資本密集型(ct)和技術(shù)密集型(tt)，采用這種分類方法是考慮到能較為全面的分解服務(wù)貿(mào)易且減少內(nèi)生性，同時又能為下文實證減少解釋變量從而增加模型自由度。

表1是對數(shù)據(jù)的概括說明：

表1數(shù)據(jù)說明

四、實證檢驗結(jié)果

1、單位根檢驗

為避免出現(xiàn)“偽回歸”和之后的協(xié)整檢驗，需要對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進行檢驗。采用ADF方法對原序列對數(shù)化后的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗(結(jié)果如表2所示)，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，即ADF統(tǒng)計值在5%的顯著性水平下均大于臨界值，無法拒絕原假設(shè)。再對對數(shù)化數(shù)據(jù)進行差分，發(fā)現(xiàn)變量二階差分后在5%的顯著性水平下達到平穩(wěn)，表明lnlt、lnct、lntt、lnpc、lnhc、lnsr和lnti都是二階單整I(2)，滿足模型建立要求。

表2ADF單位根檢驗結(jié)果

注：C為截距項，T為趨勢項，K為在AIC準則下變量的最優(yōu)滯后期。

2、VAR模型的初步建立

根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，對內(nèi)生變量全部進行滯后兩期，初步構(gòu)建非限制性向量自回歸模型，表達如下：

Yt=Φ0+Φ1Yt-1+Φ2Yt-2+εt

3、VAR滯后階數(shù)的確定

由于滯后期的選擇將影響誤差項的自相關(guān)性，造成參數(shù)的非一致性估計，筆者采用廣泛使用的AIC、SC、LR、FPE和HQ等標準進行確定最優(yōu)滯后期，結(jié)果如表3所示。從表中可知最優(yōu)階數(shù)為3，因此應(yīng)建立VAR(3)模型。

表3VAR模型滯后期的確定

4、VAR模型的估計

根據(jù)上述檢驗標準建立VAR(3)模型，考察勞動、資本和技術(shù)知識密集型服務(wù)貿(mào)易通過對物質(zhì)資本、人力資本、制度變革和技術(shù)變革來影響經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系。利用eviews 9.0對VAR模型進行參數(shù)估計和檢驗，同時考慮到篇幅限制，不將回歸結(jié)果詳細表述?；貧w結(jié)果顯示調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.9639，基本能夠說明模型中數(shù)據(jù)背后的經(jīng)濟意義?，F(xiàn)利用AR根值和AR根圖對VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結(jié)果如圖1所示，可以發(fā)現(xiàn)所有的VAR特征根的根模倒數(shù)小于1(位于單位圓內(nèi))，表明該VAR模型是平穩(wěn)的，即表示VAR模型結(jié)果有效，可以進行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

圖1AR根圖

5、脈沖響應(yīng)分析

VAR模型中脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是一個內(nèi)生變量的一個沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響?；谝陨蟅AR模型，可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)得到勞動、資本和技術(shù)密集型服務(wù)貿(mào)易與物質(zhì)資本、人力資本、制度變革和技術(shù)變革之間的相互沖擊動態(tài)影響路徑，具體如圖2所示：

圖2各預(yù)測期的脈沖響應(yīng)

由圖2可以看出，物質(zhì)資本對各類服務(wù)貿(mào)易的沖擊反映描述如下：物質(zhì)資本對自身的一個標準差擾動在初期具有明顯的正向效應(yīng)，但在第2期達到峰值后開始逐漸下降，至第6期為零，之后一直為負向效應(yīng)。其中被資本型服務(wù)貿(mào)易施加一個單位的標準差的正向沖擊后，物質(zhì)資本一直呈現(xiàn)正向效應(yīng)，在第8期達到峰值，之后開始略微衰減。物質(zhì)資本對勞動型服務(wù)貿(mào)易和技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易的沖擊響應(yīng)量都一直較小，但技術(shù)服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生正向沖擊而勞動型服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生負向沖擊，最終都趨于穩(wěn)定。

人力資本對自身沖擊的響應(yīng)量走勢具有較大波動。在第2期達到峰值，之后呈下降趨勢，且在第五期開始出現(xiàn)橫盤現(xiàn)象，直至第8期轉(zhuǎn)為上升趨勢，總體呈現(xiàn)正向效應(yīng)。其中對勞動、資本和技術(shù)服務(wù)貿(mào)易沖擊響應(yīng)在第1期開始呈現(xiàn)下降態(tài)勢轉(zhuǎn)為負向且長期處于負向響應(yīng)，至第8期，對三種服務(wù)貿(mào)易響應(yīng)均轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)，說明對這三種服務(wù)貿(mào)易對人力資本的影響具有滯后效應(yīng)。

制度變革對自身和技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易的沖擊響應(yīng)一直在0上下波動振蕩，且幅度較小。對勞動型服務(wù)貿(mào)易的響應(yīng)在第1期開始至第4期為負向，之后開始一直保持正向響應(yīng)且上升速度加快。對資本型服務(wù)貿(mào)易在第2期達到峰值，之后開始快速衰退為負向響應(yīng)且長期保持，伴有小幅振蕩。

技術(shù)進步對自身的沖擊響應(yīng)一直在0上下波動，且振幅較小。技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易和勞動型服務(wù)貿(mào)易對技術(shù)進步的沖擊也一直在0上下波動，面對技術(shù)服務(wù)貿(mào)易沖擊基本保持為正向響應(yīng)，而面對勞動型服務(wù)貿(mào)易則一直保持負向響應(yīng)，且振幅大于技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易對其響應(yīng)量。對資本型服務(wù)貿(mào)易的響應(yīng)在第七期達到峰值，之后轉(zhuǎn)為下降趨勢，且響應(yīng)程度較大，受資本型服務(wù)貿(mào)易影響較大。

6、方差分解

圖3各預(yù)測期的的方差分解

VAR模型的方差分解是對每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度的深入分析，獲得不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。從圖3可以得出，在不考慮本自身的貢獻率，各種服務(wù)貿(mào)易對物質(zhì)資本變化的貢獻率按大小排序依次為資本型技術(shù)貿(mào)易、技術(shù)性貿(mào)易壁壘和勞動型服務(wù)貿(mào)易，其中資本型服務(wù)貿(mào)易占據(jù)較大份額；對人力資本的貢獻排序依次為資本性服務(wù)貿(mào)易、勞動型服務(wù)貿(mào)易和技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易；對制度變革的貢獻率依次排序為資本型服務(wù)貿(mào)易、勞動型服務(wù)貿(mào)易和技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易；對技術(shù)進步的貢獻率依次排序為資本性服務(wù)貿(mào)易、勞動型服務(wù)貿(mào)易和技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易?？梢詮纳鲜龇讲罘纸獾贸觯Y本性服務(wù)貿(mào)易對各經(jīng)濟生產(chǎn)要素和指標的貢獻最為顯著，其次為勞動型服務(wù)貿(mào)易與技術(shù)性服務(wù)貿(mào)易。

五、結(jié)論

在建立的VAR模型基礎(chǔ)上，運用脈沖響應(yīng)和方差分解的方法對我國分類服務(wù)貿(mào)易與物質(zhì)資本、人力資本、經(jīng)濟制度和技術(shù)進步動態(tài)關(guān)系進行分析后發(fā)現(xiàn)：

1、我國物質(zhì)資本受資本型服務(wù)貿(mào)易影響較大，但是受技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易影響較小

這可能是我國實際國情的體現(xiàn)，我國在建筑和運輸服務(wù)貿(mào)易每年投入很大，在新增實際資本存量中占據(jù)很大比重，對國家的經(jīng)濟發(fā)展的促進作用效果明顯[20]。但是在經(jīng)濟新常態(tài)下的去產(chǎn)能、去庫存的背景下，在資本密集型服務(wù)貿(mào)易的投入開始下降，這也與文中脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果相符，資本型服務(wù)性易對物質(zhì)資本的貢獻開始慢慢減弱，這就要求我們對經(jīng)濟的發(fā)展路徑要深入分析，深入推動和踐行供給側(cè)改革。

2、勞動、資本和技術(shù)性服務(wù)貿(mào)易對人力資本的影響不明顯且具有較長滯后效應(yīng)

分析表明，我國的服務(wù)貿(mào)易對國內(nèi)人力資本的促進效用不明顯或者效果在現(xiàn)階段還無法體現(xiàn)出來[21]。這種分析結(jié)果的出現(xiàn)，一方面是與人力資本本身特性相關(guān)，人力資本的形成與發(fā)揮作用所需時間和精力投入需求大；另一方面是我國服務(wù)貿(mào)易開展對人力資本的溢出效應(yīng)不大，即服務(wù)貿(mào)易的質(zhì)量上仍需提高，不能僅僅關(guān)注于量上的逐年上升，還應(yīng)考慮到服務(wù)貿(mào)易的增加值指標的考慮，這才是促進人力資本的重要根源[22]。

3、制度變革對于不同的服務(wù)貿(mào)易具有不同的反應(yīng)

主要體現(xiàn)在資本型服務(wù)貿(mào)易對其的影響上，表明國家政策對經(jīng)濟發(fā)展的一種回饋。資本型服務(wù)貿(mào)吸納國家大量資本，資本集中程度高。國家為改善服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，相繼出臺一系列法規(guī)和政策，讓資本向其他部門和行業(yè)轉(zhuǎn)移，出現(xiàn)資本型服務(wù)貿(mào)易的增加讓制度變革進程加快，如今年上海國資委改革。同時，在制度變革中，既得利益者為保護自己的利益，與國家政策進行抵抗，使得進程變緩，出現(xiàn)資本型服務(wù)貿(mào)易的比重的提升使得制度變革難度加大，與脈沖響應(yīng)相對應(yīng)。

4、技術(shù)進步對資本性服務(wù)貿(mào)易反映強烈，而對技術(shù)知識型服務(wù)貿(mào)易響應(yīng)微弱

這表明在參與資本型服務(wù)貿(mào)易過程中，通過技術(shù)溢出對我國技術(shù)發(fā)展促進作用很大，也從另一方面反映我國的資本型服務(wù)貿(mào)易技術(shù)含量的提高。然而技術(shù)知識型服務(wù)貿(mào)易對技術(shù)進步的影響很小，說明我國參與的技術(shù)型服務(wù)貿(mào)易仍然是低技術(shù)含量，不能與發(fā)達國家相比，這也要求我們要加快改善技術(shù)服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，使其向高端技術(shù)和高附加值服務(wù)貿(mào)易發(fā)展。

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(編輯：周亮；校對：余華)

Research on the Relation between China’s Service Trade Structure and EconomicGrowth Based on VAR Model

YANG Zhi- yuanZHU Wei

(SchoolofInternationalTradeandEconomics，AnhuiUniversityofFinanceandEconomics，BengbuAnhui233030)

In this paper， the service trade is divided into three kinds of service trade， labor， capital and technology. Based on the improved Solow Growth Model， which means economic growth is attributed to input elements containing physical capital， human capital， institutional change and technological progress. Through the analysis method on impulse response and variance decomposition， this paper gets the dynamic path between service trade structure and economic growth. The results show that the capital service trade is the main factor that affects the economic growth of our country， but the technology and labor service trade have weak influence and lag behind， which indicate that our country should strengthen the investment of labor and technical service trade in order to promote the economic growth of service trade. At the same time， we should ensure the stable development of the capital service trade.

service trade structure；VAR model；economic growth

10.16546/j.cnki.cn43-1510/f.2016.06.020

2016-09-29 基金項目：國家社科基金項目“新國際分工視角下服務(wù)業(yè)與服務(wù)貿(mào)易協(xié)調(diào)機制研究”(項目編號：13CYJ093)

楊志遠(1982-)，男，湖南岳陽人，安徽財經(jīng)大學(xué)國際貿(mào)易學(xué)院講師，博士，碩士研究生導(dǎo)師，研究方向：全球價值鏈、服務(wù)貿(mào)易

F224;F752.68

A

2095-1361(2016)06-0147-10