江蘇信息職業(yè)技術(shù)學院教學與科研處 宋麗娜

隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，國際服務貿(mào)易發(fā)展勢頭日趨強勁。服務貿(mào)易是我國未來發(fā)展的一個至關(guān)重要的因素。這種競爭力的提高受哪些變量影響？變量作用程度如何？針對這一問題，本文在前期研究的基礎上，構(gòu)建基于波特鉆石模型的國際服務貿(mào)易影響因素系統(tǒng)模型，并對1985~2008年數(shù)據(jù)進行檢驗，提出對策建議。

1 研究回顧

當前，服務貿(mào)易競爭力影響因素領域的主要成果可總結(jié)為以下幾方面：(1)國際服務貿(mào)易競爭力受外國直接投資(FDI)的影響。日本經(jīng)濟學家小島清提出：要素流動會導致新生產(chǎn)場所的開辟，會創(chuàng)造新的貿(mào)易空間(K.Kojima.1973)。因此，F(xiàn)DI的流動會促進服務貿(mào)易的發(fā)展(徐松，2009)。(2)服務貿(mào)易受一國服務業(yè)發(fā)展水平的影響。服務貿(mào)易實質(zhì)為一國服務業(yè)外向化的過程，服務業(yè)發(fā)展水平?jīng)Q定了服務的出口能力(劉蘭穎，2009)。(3)服務貿(mào)易競爭力受一國服務市場開放度影響。市場開放度反映服務市場的自由化和市場競爭程度。自由化程度越深，服務出口能力越強。此外，其他因素如人力資本、城市化規(guī)模的積聚效應(賀衛(wèi)，2005)、貨物貿(mào)易額(史自力，2007)、服務貿(mào)易壁壘等也影響著國際服務貿(mào)易競爭力。這些因素對我國服務貿(mào)易競爭力起著不同程度的作用，相互獨立。因此，這必然會出現(xiàn)缺乏系統(tǒng)性的問題。因此，我們從波特鉆石模型入手，構(gòu)建服務貿(mào)易影響因素的系統(tǒng)化模型。

2 基于波特鉆石模型理論的系統(tǒng)模型設計

鉆石模型指出：一國競爭優(yōu)勢的形成取決于四要素兩變量(生產(chǎn)要素、需求條件、相關(guān)支持性產(chǎn)業(yè)、企業(yè)戰(zhàn)略和機會、政府)。生產(chǎn)要素分為初級生產(chǎn)要素和高級生產(chǎn)要素(如人才)。需求條件指的是國內(nèi)市場需求，是一國競爭力發(fā)展的動力；相關(guān)支持性產(chǎn)業(yè)指的是產(chǎn)業(yè)之間的相互促進作用；企業(yè)戰(zhàn)略，即企業(yè)之間的競爭程度也影響著競爭優(yōu)勢的形成。最后競爭優(yōu)勢的形成離不開企業(yè)面臨的機遇和政策。基于鉆石模型理論，國際服務貿(mào)易競爭優(yōu)勢也取決于有機聯(lián)系的因素體系。一是生產(chǎn)要素。人才是服務最重要的生產(chǎn)要素。勞動者的人數(shù)和文化水平?jīng)Q定著服務業(yè)的發(fā)展水平。我們采用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)表示。二是需求條件。根據(jù)馬斯洛需求理論，隨著收入的增加，人們會從物質(zhì)需求轉(zhuǎn)移到精神需求。因此隨著收入的提高，服務需求將越來越大。我們采用職工工資總額來代表。三是相關(guān)支持性產(chǎn)業(yè)。很多服務產(chǎn)品都是貨物貿(mào)易的衍生需求，與貨物貿(mào)易存在上下游關(guān)系。如國際物流、保險、金融等都是貨物貿(mào)易所引致。服務業(yè)、貨物貿(mào)易、第一、二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與服務貿(mào)易的發(fā)展密切相關(guān)。我們采用第三產(chǎn)業(yè)增加值代表服務業(yè)的發(fā)展水平；用貨物出口代表貨物貿(mào)易的推動；用第一、二產(chǎn)業(yè)增加值代表其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)。四是企業(yè)戰(zhàn)略因素。服務行業(yè)競爭越激烈，服務貿(mào)易競爭力越強。我們采用FDI作為競爭程度的變量。當一個地區(qū)直接投資越大，新建的公司越多，競爭程度會越激烈。最后，我們用服務出口來表示服務貿(mào)易競爭力水平，建立服務貿(mào)易競爭力影響因素系統(tǒng)模型：SER = C1+C2*EM+C3*IC+C4*(REL/REL1/REL2)+C5*FDI。

3 模型檢驗

3.1 數(shù)據(jù)搜集

我們共采集了從1985~2008年七個變量的24個樣本，分別是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)(EM)、職工工資總額(IC)、第一、二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值(REL)、第三產(chǎn)業(yè)增加值(REL1)、貨物出口總額(REL2)、FDI、服務出口額(SER)。

3.2 變量取舍

在相關(guān)產(chǎn)業(yè)的影響因素中，我們收集了第一、二產(chǎn)業(yè)的增加值、第三產(chǎn)業(yè)的增加值和貨物出口額三個變量。對這三個變量優(yōu)化取舍，取對數(shù)后，求相關(guān)系數(shù)。LNER與LNREL,LNREL1,LNREL2的相關(guān)系數(shù)分別為：0.983583,0.981083,0.991500。從相關(guān)系數(shù)值看，REL2的相關(guān)系數(shù)(0.9915)明顯高于其他兩個(0.9836和0.9811)。即貨物出口額對服務出口額的相關(guān)性最強。因此，我們采用貨物出口額作為相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)的解釋變量。

3.3 單位根檢驗

在開展模型數(shù)據(jù)檢驗之前，首先對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。

表1

通過ADF單位跟檢驗發(fā)現(xiàn)：除了lnem為平穩(wěn)序列外，其余變量都不平穩(wěn)，不能采用OLS回歸。為此，對變量一階差分處理。并對差分后的序列平穩(wěn)性進行檢驗，結(jié)果如表2：

四個變量一階差分后顯現(xiàn)為平穩(wěn)。所以四個變量滿足協(xié)整的條件。

3.4 協(xié)整檢驗

表3

協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果如表3：Likelihood Ratio 81.1856>54.46(1%的臨界值水平)；Likelihood Ratio 40.12716>35.65(1%的臨界值水平)；Likelihood Ratio 18.13821>15.41(1%的臨界值水平)。四個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進行OLS回歸。

3.5 模型檢驗

回歸結(jié)果良好，其中R-squared =0.99，說明四個變量的解釋力充分。DW =1.424681，說明不存在自相關(guān)。但部分T統(tǒng)計量不夠理想。因此，接下來對模型進行修正。

3.6 模型修正

T統(tǒng)計量不理想的變量是lnfdi和lnic?？紤]到影響的滯后性，取lnic(-1)來替代lnic。結(jié)果顯示，前一期的影響高于當期。就業(yè)水平數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，前兩期影響力最大。第三，F(xiàn)DI對服務出口影響作用不明顯，但FDI的增量的影響很大。經(jīng)過調(diào)整，建立模型如下：

方程相關(guān)指標R-squared, DW, F-statistics和T統(tǒng)計量明顯改善。

4 結(jié)論及對策建議

經(jīng)檢驗，鉆石模型四要素：需求條件、生產(chǎn)要素、相關(guān)支持性產(chǎn)業(yè)、企業(yè)戰(zhàn)略充分解釋了我國服務出口的變化(R2=0.997)。從檢驗結(jié)果看，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)影響最大，系數(shù)為1.82。但其影響為負。原因可能是：國內(nèi)服務產(chǎn)品主要以勞動密集型為主，如餐飲、理發(fā)。這些用人多的服務產(chǎn)品不利于出口，反而人力少質(zhì)量高的服務產(chǎn)品如通訊、物流、保險、金融等卻是服務出口的主要產(chǎn)品。所以服務業(yè)就業(yè)量與服務出口呈現(xiàn)反向關(guān)系。第二大影響因素為需求水平，影響系數(shù)為0.74，即收入的提高能帶動對服務產(chǎn)品的需求。第三大影響因素是相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)，影響系數(shù)是0.73，正向。貨物的出口會帶動相關(guān)服務的出口。最后是企業(yè)戰(zhàn)略因素，投資的作用力表現(xiàn)在增量上，每年投資的增量對服務出口的拉動力系數(shù)為0.36。因此，提高服務貿(mào)易競爭力，首先應注意的是服務部門勞動力素質(zhì)。素質(zhì)越高，服務貿(mào)易的競爭力越強。第二，要注重通過提高本國收入水平來拉動服務產(chǎn)品的銷售，促進服務企業(yè)的進步以及整個服務行業(yè)水平的提升。第三，利用貨物出口的引進需求來帶動服務產(chǎn)品的出口。最后通過每年投資量的上升，提升整個服務行業(yè)的競爭激烈程度，來督促服務貿(mào)易企業(yè)不斷進步，從而促進我國服務貿(mào)易競爭力的提高。

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