導語：中國服務貿(mào)易發(fā)展實證研究論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

[摘要]從實證角度建立了中國服務貿(mào)易、貨物貿(mào)易與經(jīng)濟增長的協(xié)整模型，檢驗得出我國服務貿(mào)易與GDP之間存在長期均衡關系，服務貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的貢獻大于貨物貿(mào)易出口的貢獻。

[關鍵詞]服務貿(mào)易進出口經(jīng)濟增長協(xié)整關系

一、引言

目前,發(fā)達國家已經(jīng)進入服務經(jīng)濟社會，而我國的服務經(jīng)濟與國際水平相比還有一定差距。我國第十一個五年規(guī)劃提出“到2010年服務貿(mào)易進出口總額達到4000億美元”的發(fā)展目標。

隨著我國全面加入WTO，我國如何迎接這個“服務經(jīng)濟”時代的到來，發(fā)展服務經(jīng)濟是擺在我們面前的一個重要的理論和實踐問題。

二、中國服務貿(mào)易和經(jīng)濟增長的實證分析

宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)往往都是非平穩(wěn)的，應用古典回歸計量方法所得到的估計量可能是有偏的，進而造成錯誤的回歸結果。20世紀80年代恩格爾—格蘭杰（Engle-Granger）提出了可對非平穩(wěn)時間序列進行協(xié)整分析的計量方法。

1.指標的確定和樣本的選取

選擇1985年～2005年中國國民生產(chǎn)總值（GDP）、服務貿(mào)易出口額、服務貿(mào)易進口額、貨物貿(mào)易出口額和貨物貿(mào)易進口額五個指標。服務貿(mào)易進出口額根據(jù)各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和國家外匯管理局《國際收支平衡表》計算得出。國民生產(chǎn)總值、貨物貿(mào)易進出口額來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》，按美元計算。

為了消除各指標存在的異方差問題，將上述五個指標取自然對數(shù)，取對數(shù)后各指標分別表示為：國民生產(chǎn)總值：lngdp；服務貿(mào)易出口額：lnse；服務貿(mào)易進口額：lnsi；貿(mào)易出口額：lnge；貿(mào)易進口額：lngi。由于篇幅關系，不能列出各指標原值，

2.單位根檢驗

在進行各指標的協(xié)整關系檢驗之前，首先要確定各個指標的平穩(wěn)性。采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）檢驗進行時間序列的單位根檢驗。

ADF的檢驗結果見表1，取對數(shù)后的各指標均不能在在5%的顯著性水平上拒絕有單位根的原假設，即各指標是非平穩(wěn)的。而其一階差分后值在5%的顯著性水平上拒絕了有單位根的原假設，因此取對數(shù)后的各指標均是I(1)單位根的時間序列。

表1ADF單位根檢驗

注:*、**、***分別表示在10%、5％、1％的顯著性水平上拒絕有單位根(非平穩(wěn))的原假設。

3.協(xié)整檢驗

為了克服小樣本條件下EG兩步法參數(shù)估計的不足，Johnsen和Juselius提出了自回歸模型VAR，即建立VAR(p)來估計模型的長期均衡關系，以得到一個有效無偏估計量。

使用極大似然估計法檢驗經(jīng)差分修正后的模型時對滯后量比較敏感，所以在滯后期數(shù)的選擇上，本文參照赤池信息準則AIC(Akaikeinfocriterion)和施瓦茨準則SC(Schwarzcriterion)。檢驗結果如表2所示，AIC和SC準則檢驗結果得出滯后量為2。

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表2滯后量檢驗（*表示準則選擇的結果）

用JJ(Johansen-Jusdius)跡統(tǒng)計量協(xié)整檢驗法得知五個指標存在2個協(xié)整方程，用Eviews5.1計算協(xié)整關系，標準化后各指標的協(xié)整方程如下（括號內(nèi)為各變量的標準誤差）：

LNGDP＝7.68＋5.41*LNSE－2.78*LNSI＋1.29*LNGE－3.01*LNGI

(2.77941)(1.46836)(0.80763)(1.97499)

從協(xié)整關系來看，服務貿(mào)易和貨物貿(mào)易的出口跟經(jīng)濟增長正相關，而服務貿(mào)易和貨物貿(mào)易進口跟經(jīng)濟增長負相關。長期來看，結果表明，lnse關于Ingdp的長期彈性為5.41，表示如果我國服務貿(mào)易出口總額每增長1％，我國GDP會增長5.4%左右。lnge關于Ingdp的長期彈性為1.29，如果我國貨物貿(mào)易進口總額每增長1%，我國GDP會增長1.29％左右。因此，每單位服務貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的貢獻大于貨物貿(mào)易出口的貢獻。

4.Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗顯示變量之間是否存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要Granger(1969)提出的因果關系檢驗。根據(jù)AIC和SC最小化準則，在進行Granger檢驗時本文選取滯后期為2，各指標的Granger因果檢測結果如表3所示。

從Granger因果檢驗的結果中可以看出，在5％置信度上服務貿(mào)易出口、貨物貿(mào)易出口和國民生產(chǎn)總值之間存在單向的Granger因果關系，而服務貿(mào)易進口、貨物貿(mào)易進口和國民生產(chǎn)總值之間不存在Granger因果關系。服務貿(mào)易和貨物貿(mào)易出口是經(jīng)濟增長的原因，反之不成立。

三、中國服務貿(mào)易的發(fā)展對策

1.發(fā)展服務貿(mào)易出口，扭轉服務貿(mào)易逆差

從協(xié)整模型來看，服務貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長的貢獻度大于貨物貿(mào)易出口。發(fā)展服務貿(mào)易有利于我國改變目前粗放型的經(jīng)濟增長模式，改變“三高一低”粗放的局面。我國服務貿(mào)易國際競爭力還較低，服務貿(mào)易總體逆差，增長不穩(wěn)定，國際市場占有率低，貿(mào)易競爭指數(shù)小。而服務貿(mào)易狀況代表一個國家在世界經(jīng)濟分工中所處的地位，因此，我們要重視服務產(chǎn)業(yè)的出口。培育和發(fā)展我國服務產(chǎn)業(yè)，大力開發(fā)國外市場，增加服務出口，提高我國GDP的服務出口彈性，對促進我國經(jīng)濟增長來說，既是緊迫任務，也是長期戰(zhàn)略選擇。

2.保持合理服務貿(mào)易進口，改善對外貿(mào)易環(huán)境

從協(xié)整模型看，雖然服務貿(mào)易進口跟我國經(jīng)濟增長負相關，但是服務貿(mào)易進口推動了服務貿(mào)易出口的需求，為貨物貿(mào)易提供了源動力。因此，我國的貿(mào)易政策同樣應該重視服務貿(mào)易進口的積極作用，不斷提高我國服務貿(mào)易進口的產(chǎn)出彈性，使服務貿(mào)易進出口保持平衡。只有這樣，才能使我國更好地參與國際分工，從貿(mào)易中獲益更多，以利于我國經(jīng)濟可持續(xù)性發(fā)展。

3.以外貿(mào)結構轉換為出發(fā)點，促進貨物貿(mào)易與服務貿(mào)易協(xié)同發(fā)展

協(xié)整模型得出服務貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長的貢獻度比貨物貿(mào)易大。服務貿(mào)易與貨物貿(mào)易具有相互依存、相互促進的關系，一方面，貨物貿(mào)易出口對服務貿(mào)易出口有顯著的拉動效應;另一方面，服務貿(mào)易對貨物貿(mào)易起著支撐和促進作用，貨物貿(mào)易優(yōu)勢的發(fā)揮與競爭力的提升在很大程度上與相關服務貿(mào)易的發(fā)展有著密切的關系。因此在我國外貿(mào)結構轉變時必須大力促進服務貿(mào)易的發(fā)展，使我國貨物貿(mào)易與服務貿(mào)易協(xié)同發(fā)展，進而促進我國經(jīng)濟增長。

參考文獻:

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