服務業FDI對中國服務貿易影響分析

鄒嘉麗 杜紅梅

(湖南農業大學商學院，湖南長沙410128)

一、引言

隨著“服務經濟”時代的到來，服務貿易在各國經濟發展中的地位也越來越重要。改革開放以來，雖然我國服務貿易得到了迅速發展，但總量不足，整體發展水平不高。而且近年來我國服務貿易長期處于逆差地位，2013年逆差高達1184.6億美元。自從加入WTO以來，我國服務業逐步開放，服務業FDI呈現增長態勢，2013年達614.51億美元，比1993年的136.3億美元增長了4倍多。相對于制造業而言，服務業FDI份額逐漸增加，對我國服務貿易的發展會產生長期穩定影響。當今，服務貿易已成為衡量一國現代經濟發展程度的重要標準之一，探尋服務業FDI與服務貿易之間的關系作為我國外經貿政策的優化與調整的依據，對促進我國服務貿易的發展具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

國內外學者對服務業FDI進行了大量研究分析，而國外學者的研究起步較早，如Alexis Hardin＆Leanne Holmes(1997)［1]強調了FDI在服務貿易中地位的重要性，認為如果在服務貿易的統計中納入服務業FDI，那么服務貿易在世界貿易總額中的份額將會大幅提升。Markusen，Rutherfofd ＆ David Tarr(1999)［2]對服務業 FDI和市場專業化問題進行了重點研究，認為由于服務具有不可貿易的特點，導致對服務進行貿易的成本比較高，于是對外直接投資就成為進行服務貿易的最佳方式。

我國在21世紀之前對服務業利用FDI的研究較少，進入21世紀以后此方面的研究逐漸增多，但觀點存在分歧。有些學者認為服務業FDI對我國服務貿易的發展沒有很大的促進作用，如董苑玫(2007)［3]通過對我國1984—2005年服務業FDI與服務貿易的數據進行實證分析發現，在很大程度上我國貿易的發展由商品貿易帶動，而服務業FDI對服務貿易的拉動作用有限;姚黎(2008)［4]認為在我國外資的大量進入所引起的對現代服務的巨大需求只能通過進口來彌補，所以服務業進口是FDI的格蘭杰原因，但FDI對服務貿易進口沒有促進作用;徐衛章(2010)［5]和朱寶玲(2010)［6]通過實證分析均得出服務業FDI對于我國服務貿易出口的促進作用不明顯的結論。也有些學者認為吸引服務業FDI有利于我國服務貿易的發展，如周海蓉(2008)［7]利用23年的數據對服務業FDI和服務貿易進行協整和因果關系檢驗，得出外商直接投資是推動中國服務業發展的因素之一;黃海燕(2011)［8]和彭秋艷(2013)［9]進行研究后得出服務業FDI和服務貿易之間有很強的促進關系。

在研究服務業FDI與服務貿易的關系時，結論出現差異可能是因為學者們研究的時間跨度不同或研究對象不同。長期以來，大多數學者在研究兩者關系時往往把服務貿易進出口額作為一個整體來進行分析，而本文將具體分析服務業利用FDI分別對服務貿易出口額和進口額的影響。

三、服務業FDI對我國服務貿易影響的理論分析

服務業FDI的流入促進了我國服務貿易的發展。一方面，給我國服務市場提供了充足的資金，并帶來先進的技術，完善了我國服務市場。另一方面，通過技術溢出效應、競爭效應、示范效應等促使我國服務企業改進技術、更新理念來提高其在市場上的競爭力，提高我國服務貿易的質量，有利于我國服務貿易的長遠發展。下面對服務業FDI如何影響我國服務貿易進出口做具體分析。

在出口方面，出口導向型服務業FDI和市場尋求型服務業FDI分別有不同的影響路徑。出口導向型服務業FDI的流入可直接擴大我國服務貿易的出口。投資國通過在我國注資，利用我國相對低廉的生產要素(如勞動力等)來生產服務產品，并將這些服務產品返銷到投資國借以獲得產品的競爭力，這無疑會增加我國服務貿易的出口。市場尋求型服務業FDI的流入不能直接擴大我國服務貿易的出口，而是通過提升服務貿易競爭力來實現對出口的促進作用。在這種情況下，投資國的目的是在我國建立子公司，生產出來的服務產品直接銷往我國市場，來擴大在我國所占的市場份額。在整個過程中，投資國為了占據有利地位，搶奪更多的市場份額，其注入的服務業FDI質量一般會高于我國國內的服務業水平，同樣會產生技術溢出效應和競爭效應，由此提升我國服務水平和服務貿易的國際競爭力，最終促進我國服務貿易出口。

在進口方面，首先，投資國來我國投資后，在生產要素方面除了對勞動力和資源的需求外，還會產生對資本和技術的需求，以及在前后產業關聯上會對保險、法律等服務產品有需求，即對資本和技術密集型服務的需求。而由于我國服務市場起步晚，服務行業相對落后，無法滿足這些生產性的服務需求，只能通過進口來實現。投資國為了擴大企業規模，提升其競爭力，會十分注重服務功能的優化，于是會增加對生產性服務的進口。其次，FDI可以通過關聯效應、貿易效應等來促進我國的經濟增長，經濟增長會刺激人們對服務的需求，而我國服務產業相對薄弱，所以只能通過進口來滿足人們的需求。

四、服務業FDI對我國服務貿易影響的實證分析

(一)數據選取與說明

從歷年《中國國際收支平衡表》和商務部服務貿易司官方網站發布的統計數據，可得到我國1993—2013年度服務貿易進口、出口的數據。1997—2013年外商投資在服務業的數據可直接從《中國統計年鑒》中計算得到。但由于1997年以前的年份并未統計實際利用外資額，只有簽訂的合同總額，所以1993—1996年的數據是根據合同額折算出來的，折算方式為:該年服務業實際利用FDI總額 =該年服務業簽訂 FDI的合同額×(該年實際利用FDI總額/該年簽訂 FDI合同總額)。所有數據的單位統一為億美元。

本文用SFDI來表示我國服務業每年實際利用外商投資總額，分別用EX、IM來表示我國每年服務貿易出口總額、進口總額。

(二)ADF單位根檢驗

在對時間序列變量進行回歸分析前，先對其進行單位根檢驗，以判斷其是否為平穩序列，避免發生偽回歸現象。為了消除數據可能存在的異方差性，對所有的數據進行了對數處理，處理后三個變量分別表示為LNSFDI、LNEX、LNIM，再分別對其作一階差分得△(lnSFDI)、△(lnEX)和△(lnIM)。ADF單位根檢驗結果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗結果

2.△(*)表示*變量的一階差分

3.使用的軟件為Eviews6.0表1中lnSFDI的檢驗結果，ADF檢驗統計量的值是－2.472036，超過了5%的臨界值－3.673616，所以 lnSFDI是不平穩的。然后進一步對lnSFDI的一階差分序列進行檢驗，看其是否為平穩序列。對于lnSFDI的一階差分的檢驗，ADF統計量的值是－2.339409，小于5%的臨界值 －1.960171;則可知在95%的置信水平下，1993—2013年數據是一階平穩序列，即lnSFDI是I(1)的。同樣對1993—2013年的lnEX和lnIM進行檢驗，表明在95%的置信水平下兩者也是一階平穩序列，即lnEX和lnIM都是I(1)的。

(三)協整性檢驗

表2 殘差序列單位根檢驗

2.使用的軟件為Eviews6.0.

SFDI與EX和SFDI與IM之間是否存在穩定關系，需進行協整檢驗。據協整理論，若兩個序列之間滿足單整階數相同且具有協整關系，則這兩個序列之間必存在一種長期的均衡關系，從而有效避免了偽回歸問題。本文采用EG兩步法檢驗。由表1可知一階差分序列△(lnSFDI)、△(lnEX)和△(lnIM)均平穩，由此判定lnSFDI、lnEX和lnIM為一階單整序列，滿足協整檢驗前提。所以對lnSFDI與lnEX和lnFDI與lnIM分別作OLS回歸，將所得的殘差序列分別保存在名為k1和k2的序列中，并對回歸序列方程中估計殘差序列k1和k2做單位根檢驗，其ADF檢驗結果如表2所示。

由于k1的ADF統計量－3.104764小于5%的臨界值－1.959071，因此可以認為k1為平穩序列，進而知lnSFDI和lnEX具有協整關系，且協整方程:

同理，k2在95%的置信水平下也為平穩序列，從而lnSFDI和lnIM也具有協整關系，協整方程如下:

(四)誤差修正模型

為了得到lnSFDI與lnEX和lnSFDI與lnIM之間的短期動態均衡關系，建立誤差修正模型(ECM)。根據上式(Ⅰ)、(Ⅱ)分別得誤差修正項:

于是，誤差修正模型為:

(五)格蘭杰因果關系檢驗

在協整檢驗中已知SFDI與EX和IM之間均存在正相關關系，但是不代表服務業FDI與服務貿易進出口之間就存在因果關系。為了證實它們之間是否存在因果關系，需對其進行因果關系檢驗，本文使用的檢驗方法是格蘭杰因果關系檢驗法，各變量間的因果關系檢驗結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

SFDI不是IM的格蘭杰原因8.06943 4 0.0065拒絕IM不是SFDI的格蘭杰原因17.9156 4 0.0005拒絕

從表3可以看出在5%的顯著性水平下，lnSFDI不是lnEX的格蘭杰原因的假設和lnEX不是lnSFDI的格蘭杰原因的假設都被拒絕。所以說服務業外商直接投資和服務貿易出口之間存在雙向的因果關系。同樣可以發現，服務業外商直接投資和服務貿易進口之間同樣存在雙向的因果關系。

五、結論與對策建議

本文通過對我國1993—2013年服務業外商直接投資和服務貿易進出口進行協整檢驗，并在此基礎上進行了格蘭杰因果關系檢驗來分析我國服務業外商直接投資增長與服務貿易進出口之間的關系，得出結論:

(1)SFDI與服務貿易進出口之間存在長期穩定的關系。協整性檢驗表明SFDI與EX和SFDI與IM之間存在協整方程，SFDI每增加1個百分點，我國的服務貿易出口將增加1.257914個百分點，服務貿易進口將增加1.333523個百分點。

(2)誤差修正模型表明，誤差修正項的系數為負，符合反向修正機制。服務出口每年對上一年的非均衡偏離糾正程度為7.7%，服務進口每年對上一年的非均衡偏離糾正程度為7.14%。服務出口關于SFDI的短期彈性為0.28，其大于服務進口關于 SFDI的短期彈性0.16。

(3)兩個變量的格蘭杰因果關系檢驗結果表明，服務出口和進口都與SFDI之間存在雙向的因果關系。即服務進出口推動了外商直接投資，同時SFDI流入又促進了我國服務貿易的進出口。

基于實證結果，結合當前我國服務貿易的特點，提出以下對策建議:

第一，將外商直接投資與我國的相關政策尤其是產業政策相結合，合理地引導外商投資投向，防止外資過多地流入某些產業，造成產業發展不平衡。同時要加快外資引入服務業的速度，特別是促進外資向以生產性服務業和知識服務業為代表的現代服務業的轉移。

第二，應加快我國服務業的發展，提高服務質量，降低服務成本。加強對服務行業的監管，營造公平競爭的服務貿易環境，為吸收外資創造良好的條件。同時加大我國服務業的開放力度，并處理好服務業開放與合理保護的關系，根據自身的情況適當地進行服務業的開放，這可以加大服務業FDI的引入。

第三，大力發展服務外包，將它變成我國服務貿易發展的重點，在宏觀政策、規劃設計、人才培訓、招商引資、綜合協調等方面給予全面支持，鼓勵大規模、高質量的FDI進入服務外包領域。給予服務外包發包商前置審批和工商登記注冊的便利，降低注冊資金的要求，選擇基礎設施完善、人力資源豐富的城市進行重點扶持，加強服務外包基地城市的建設。

［1] Alexis Hardin and Leanne Holmes.Service Trade and Foreign Direct Investment［R] .Ganberra ：Australian Government.Publisher.Service，November 1997：55.

［2] Markusen， J.R.， Rutherford， ＆ David Tarr.Foreign Direct Investment in Services and Domestic Market for Expertise ［R] .Second Annual Conference on Global Economic Analysis，1999(6)：5.

［3] 董苑玫.服務業FDI流入與我國服務貿易發展的相關性分析［D] .廣州：廣東外語外貿大學碩士學位論文，2007.

［4] 姚黎.我國服務業的FDI與服務貿易發展關系的實證分析［J] .商場現代化，2008(21)：11.

［5] 徐衛章.FDI對中國服務貿易影響的實證分析［J] .黑龍江對外經貿，2010(4)：36.

［6] 朱寶玲.服務業FDI流入對我國服務貿易影響研究［D] .遼寧：東北財經大學碩士學位論文，2010.

［7] 周海蓉.我國服務業外商直接投資與服務貿易關系的實證分析［J] .預測，2008(5)：5.

［8] 黃海燕.服務業利用FDI與我國服務貿易發展關系的研究［D] .南昌：南昌大學碩士學位論文，2011.

［9] 彭秋艷，盧靈嬌.服務業FDI與服務貿易關系實證研究［J] .對外經貿，2013(7)：47.