我國服務貿易與貨物貿易動態關系實證分析

■ 勵 利 尹玉剛 博士（、寧波大紅鷹學院經濟與管理學院 浙江寧波 3575 、西南財經大學證券與期貨學院 成都 630）

引言

隨著全球貿易步伐的不斷加快和世界經濟格局的持續調整。在我國貨物貿易蓬勃發展的同時，服務貿易額也在快速增長。據商務部統計，2013年我國服務貿易總額首次突破5000億美元，達到45396.4億美元，比上一年增長14.7%，占我國進出口總額的11.5%。另一方面，我國服務貿易總額與貨物貿易額的差距在逐漸減少。目前，我國正處在一個經濟發展轉型的改革時期，一方面，粗放型的貨物貿易發展模式是與可持續發展的科學規律相違背；另一方面，服務貿易在整體上又缺少足夠的國際競爭力。這在很大程度上要求中國必須由一個貿易大國變為一個貿易強國、由制造型經濟轉型成服務型經濟。自我國加入世界貿易組織以來，正在抓住全球經濟再平衡、全球服務產業轉移、向服務型經濟轉型等歷史發展機遇，增強自身的服務業國際競爭力，推動服務貿易的發展。貨物貿易與服務貿易是推動我國經濟飛速發展和不斷增長的重要因素。因此，深入研究我國服務貿易與貨物貿易之間的動態互動關系具有重大的理論與現實意義。

文獻綜述

服務貿易與貨物貿易之間是否存在關聯性？這種關聯性究竟是一種一般意義上的經濟現象，還是一個統計規律？這些問題已經引起了國內外學術界密切關注。

Melvin（1989）在研究服務貿易模型中發現，服務貿易順差的國家貨物貿易會出現逆差，同時這是服務部門相對比較優勢的體現。Blyde and Natalia（2007）認為服務貿易的自由化有利于貨物貿易，尤其是運輸業和通訊業對貨物貿易的影響最大。Sudarsan and Karmali（2011）對印度的服務業出口貿易進行分析，研究表明貨物貿易是影響印度的服務進口貿易的重要因素之一。同時，國內也有許多學者關于服務貿易與貨物貿易的關系進行了實證研究。陸錦周和汪小勤（2009）利用1982—2005年全球和各區域服務貿易與貨物貿易的數據進行分析，認為服務貿易和貨物貿易沒有協調發展，甚至在某些區域出現加重的趨勢。李秉強等（2009）也利用1982-2005年的數據對131個國家的貿易總量和差額進行探析，結果發現服務貿易與貨物貿易在短期內都存在互補性，在長期內總量之間都存在替代性，而差額之間都存在互補性，并且發達國家長期內的替代性強于發展中國家，互補性方面則反之。姚星（2011）等研究結果得出了與其較一致的觀點。莊麗娟等（2009）研究表明，貨物貿易和服務貿易之間存在互為影響的動態關系，并且認為我國貨物貿易發展對服務貿易的促進作用大于服務貿易自身所產生的作用。但服務貿易對貨物貿易的作用微小并具有一定的時滯性，貨物貿易增長的動力基本源于自身。

目前，雖然國內外學者關于服務貿易與貨物貿易關系的研究，無論從理論視角，還是在現實方面對深入分析我國服務貿易和貨物貿易之間的關系都具有重大的參考意義。但是，大部分研究沒有從服務貿易的進口、出口以及貨物貿易的進口、出口四個角度進行綜合分析，僅僅在貿易總量和差額方面進行分析。我國的服務貿易的進口、出口與貨物貿易的進口、出口之間是否有關系呢？如果存在關系，又是誰促進誰？誰阻礙誰？這種關系有長期的持久效應嗎？因此，本文基于我國服務貿易的進口、出口以及貨物貿易的進口、出口，實證分析服務貿易與貨物貿易之間的互動關系。

實證檢驗及分析

（一）服務貿易與貨物貿易關系的協整檢驗

數據來源與經濟變量。本文的樣本數據都是1982-2012年的年度數據。本文選用服務貿易出口額（se）和服務貿易進口額（sm）作為研究服務貿易的經濟變量，關于貨物貿易的經濟變量選用貨物貿易出口額（ge）和貨物貿易進口額（gm）。數據均來自于世界貿易組織，并且以百萬美元為單位。為了剔除每年物價水平因素的影響，經濟變量均以1982年為基期進行相應的調整得到各自的實際變量。其中，各年的居民消費價格指數（CPI）的數據來源于CSMAR系列研究數據庫。同時為了減弱序列變量se、sm、ge、gm的異方差性和消除異常數值產生的不利影響，分別對其進行對數處理，并將服務貿易出口額、服務貿易進口額、貨物貿易出口額和貨物貿易進口額分別表示lnse、lnsm、lnge、lngm。

表1 各經濟變量的單位根檢驗結果

表2 Johansen協整檢驗結果

單位根檢驗結果。在時間序列計量經濟模型中，大多數的時間序列是非平穩的。如果將非平穩的時間序列直接以平穩時間序列進行回歸分析，則可能帶來如“偽回歸”問題的不良后果，為了得出變量間存在有經濟意義關系的正確結論，本文首先對時間序列的經濟變量進行單位根檢驗。由表1可知，四個變量序列存在單位根I（1），且各變量一階差分分別在5%（lnse）、10%（lnsm）和1%（lnge和lngm）的顯著水平下是平穩的。因為四個變量的一階差分通過了平穩性檢驗，所以這些變量是否存在協整關系，需要經過協整檢驗來進行進一步驗證。

協整檢驗結果。協整性檢驗有兩種方法，一種是基于回歸殘差的EG兩步法協整檢驗；另一種是基于回歸系數完全信息的Johansen協整檢驗。Johansen協整檢驗一方面可以給出全部的協整關系，另一方面其檢驗的功效更穩定，故本文則采用后者，即Johansen協整檢驗。但是由于Johansen協整檢驗對VAR模型的滯后期比較敏感，而且同時要解決滯后期p值與自由度之間的矛盾，所以根據確定滯后階數的赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）得到最佳滯后階數是4，即協整檢驗在VAR（4）模型中進行分析。由表2所示的協整檢驗結果可知，四個變量之間在5%的顯著水平上存在3個協整方程。即在1982-2012年期間，我國服務貿易出口、服務貿易進口和貨物貿易出口以及貨物貿易進口之間存在長期的均衡關系。

（二）VAR模型的估計和脈沖響應分析

建立模型。聯立方程組模型雖然是在經濟理論指導下建立起來的，但是經濟理論并未明確給出變量之間的動態關系。又由于聯立方程組模型的內生、外生變量的劃分問題較為復雜，而且為了達到可識別的目的，經常要在各方程中加入不同的工具變量。所以為了解決上述問題，本文使用VAR模型建立各變量之間關系。

其中，ε為擾動向量。

VAR 模型的估計。在前面進行Johansen協整檢驗的過程中，本文根據赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）得到最佳滯后階數是4。因此，對VAR（4）模型進行估計和穩定性檢驗。（2）式為VAR（4）模型的估計結果。其中ADR1=0. 986402；ADR2=0. 971637；ADR3=0. 981927；ADR4=0. 976527；AIC=-10.72637；SC=-7. 462785；經自由度調整的殘差協方差矩陣行列式值為8.90E-11；對數似然值為212.8060。

從VAR模型整體的檢驗量可以看出模型的整體檢驗結果比較好。協整檢驗僅僅說明了被研究變量之間的長期關系，又由于VAR模型中的系數只是映射了一個局部的動態關系，并不能比較全面地反映各個變量之間的動態互動關系。而想要研究一個變量變化對另一個變量的全部影響過程就需要通過脈沖響應分析。

脈沖響應分析。圖1為AR特征根的倒數的模的單位圓。從圖1中可以看出，四變量滯后4期的VAR模型的每個特征根倒數的模都在單位圓內，說明VAR（4）模型是穩定的。因此可以利用VAR模型進行脈沖響應函數分析。在向量自回歸的基礎上，通過脈沖響應函數隨機擾動項的一個標準差項變動來考察它對內生變量當前及其未來取值的沖擊。亦即由所得的VAR模型，基于脈沖響應函數式，可以得到貨物貿易進口、出口和服務貿易進口、出口之間的相互沖擊動態響應路徑。

圖1 AR特征根倒數的模的單位圓

圖2為服務貿易出口對貨物貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑。由圖2可以看出，服務貿易出口對貨物貿易進口的標準差新息沖擊的反應一直呈現負向效應。LNSE在當期反應為零，此后逐步下降，經2-3期上升之后，又開始下降，在第5期表現出最高的負效應，5-7期逐漸上升之后一直小幅下降。這一結果的經濟涵義是貨物貿易進口的某一沖擊會給服務貿易出口帶來持續的負沖擊，長期而言，對服務貿易出口有阻礙作用。但是，服務貿易出口對貨物貿易出口一個標準差的擾動一直是正向的影響。雖然在第1期沒有表現出來，但是此后一直呈現為正值，并且在4期前一直處于增長狀態，經過4-6期的減少，第6期又出現上升，之后一直下降至終。這說明貨物貿易出口受外部某一沖擊后，對服務貿易出口具有正響應，而且具有顯著的拉動作用。

圖3為服務貿易進口對貨物貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑。由圖3可以看出，同服務貿易出口一樣，服務貿易進口對貨物貿易進口的標準差新息沖擊的反應也一直呈現負向效應。在本期給貨物貿易進口一個標準差沖擊后，服務貿易進口在1-4期下降，第4期達到最低點，此后經過5-8期的上下波動后又逐漸下降至期終。這表明貨物貿易進口的某一沖擊對服務貿易進口具有顯著的抑制作用。然而，服務貿易進口對貨物貿易出口一單位標準差沖擊的響應路徑在1-2期逐漸上升，并一直處于正值，從2期開始下降，并出現負效應至4期，第4期開始正向上升，到期終雖有上下波動，但一直為正面影響。其經濟涵義為貨物貿易出口在期間對服務貿易進口有阻礙作用，但是長期來說，對服務貿易進口具有積極的推動作用。

圖4為貨物貿易出口對服務貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑。由圖5可以看出，貨物貿易出口對服務貿易進口的標準差新息沖擊的反應一直呈現正向效應。LNSE在當期反應就大于零，1-5期有上下波動幅度，此后逐步上升。這一結果表明服務貿易進口的某一沖擊會給貨物貿易出口帶來持續的正向沖擊，長期而言，對服務貿易出口具有促進作用。而且，貨物貿易出口對于服務貿易出口標準差的擾動一直呈現正向的效應。在第1期就明顯地表現了出來，此后逐漸下降，3-4期大幅上升，第4期達到最高點，此后經過上下波動后，第9期開始穩步增長。這表明服務貿易出口受外部條件的某一沖擊后，給貨物貿易出口帶來同向沖擊，并且這一沖擊具有較長的持續推動效應。

圖5為貨物貿易進口對服務貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑。由圖5可以看出，貨物貿易進口對服務貿易進口一單位標準差沖擊的響應路徑在1-2期為正值，從2期開始下降，出現上下小幅波動，并在2-4期出現負效應，第7期至期終正向上升，從第4期開始雖有上下波動，但一直為正面影響。其經濟涵義為服務貿易進口在期間對貨物貿易進口有阻礙作用，但就長期而言，具有較大的推動作用。

圖2 服務貿易出口對貨物貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑

此外，雖然存在一定的波動性，貨物貿易進口對服務貿易出口標準差的擾動一直表現正向效應。在第1期就顯現出其正向沖擊，第2期開始明顯下降，第3期到達最低點，此后經過3-8期的小幅上下波動后，第8期開始逐漸上升，一直增長到期終。這說明服務貿易出口對貨物貿易進口長期有較強的正效應。

圖3 服務貿易進口對貨物貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑

圖4 貨物貿易出口對服務貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑

圖5 貨物貿易進口對服務貿易進口、出口一單位標準差沖擊的響應路徑

結論與建議

本 文在已有研究集中分析服務貿易與貨物貿易關系，通過協整檢驗以及基于VAR模型的脈沖響應函數法，對我國1982-2012年期間的服務貿易進口、出口與貨物貿易進口、出口之間的關系進行了動態研究。協整檢驗結果表明服務貿易進口、出口與貨物貿易進口、出口之間存在長期均衡關系。

脈沖響應函數的模擬結果表明：我國的貨物貿易進口對服務貿易出口具有阻礙作用和持續效應，而貨物貿易出口對服務貿易出口具有顯著的拉動作用。我國貨物貿易進口對服務貿易進口具有顯著的抑制作用，貨物貿易出口給服務貿易進口帶來較長的持續促進效應。我國服務貿易進口、出口給貨物貿易出口都具有帶來持續的積極推動作用。服務貿易進口在期間對貨物貿易進口有阻礙作用，但就長期而言，具有較大的推動作用。服務貿易出口對貨物貿易進口長期有較強的正效應。

服務貿易與貨物貿易的上述關系的某些原因是，一方面，我國服務業嚴重滯后于制造業的發展，國內服務業的發展狀況不能給貨物貿易帶來足夠的支持與保障。貨物貿易的進行，必然需要服務業的配套設施，尤其是運輸、金融、通訊等服務業。由于我國服務業市場的競爭力弱、開放度低，促使我國大量進口服務。另一方面，我國進行貨物貿易進口時，為了提高交易的成功率，大部分進口企業順應滿足對方要求，依靠國外的服務業，如利用國外所在地銀行和保險公司進行結算、參保，使用國外運輸工具等。

因此，隨著服務業對外開放的不斷深入，中國服務貿易應積極調整和優化結構，尤其是運輸服務、金融服務、通訊服務、郵政服務業。提高這些產業在整個服務業的比重。另一方面，政府要有針對性地制定有利于服務業健康開展的優惠政策。如大力加快全國物流業發展；有次序、有目的地改革與完善我國的金融市場體制。并且，我國應該深化對外開放，加大服務業外商直接投資的力度，使投資促貿易。最終實現服務貿易與貨物貿易的健康協調發展，提高我國的貿易經濟效率和國際競爭力。

1.李秉強，逯宇鐸.服務貿易與貨物貿易的替代性及差異分析[J].財貿研究，2009（1）

2.陸錦周，汪小勤.全球服務貿易與貨物貿易發展的協調性分析[J].國際貿易問題，2009（3）

3.姚星，劉小差，黃楓.貨物貿易與服務貿易發展的動態關系研究—基于143個國家1982-2008年數據的實證分析[J].宏觀經濟研究，2011（9）

4.莊麗娟，陳翠蘭.我國服務貿易與貨物貿易的動態相關性研究—基于脈沖響應函數方法的實證分析[J].國際貿易問題，2009（2）