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        服務業(yè)FDI對中國服務貿(mào)易影響分析

        2014-10-18 00:33:14鄒嘉麗杜紅梅
        對外經(jīng)貿(mào) 2014年6期
        關(guān)鍵詞:格蘭杰因果關(guān)系協(xié)整

        鄒嘉麗 杜紅梅

        (湖南農(nóng)業(yè)大學商學院,湖南長沙410128)

        一、引言

        隨著“服務經(jīng)濟”時代的到來,服務貿(mào)易在各國經(jīng)濟發(fā)展中的地位也越來越重要。改革開放以來,雖然我國服務貿(mào)易得到了迅速發(fā)展,但總量不足,整體發(fā)展水平不高。而且近年來我國服務貿(mào)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(yè)逐步開放,服務業(yè)FDI呈現(xiàn)增長態(tài)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(yè)而言,服務業(yè)FDI份額逐漸增加,對我國服務貿(mào)易的發(fā)展會產(chǎn)生長期穩(wěn)定影響。當今,服務貿(mào)易已成為衡量一國現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展程度的重要標準之一,探尋服務業(yè)FDI與服務貿(mào)易之間的關(guān)系作為我國外經(jīng)貿(mào)政策的優(yōu)化與調(diào)整的依據(jù),對促進我國服務貿(mào)易的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

        二、文獻綜述

        國內(nèi)外學者對服務業(yè)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(diào)了FDI在服務貿(mào)易中地位的重要性,認為如果在服務貿(mào)易的統(tǒng)計中納入服務業(yè)FDI,那么服務貿(mào)易在世界貿(mào)易總額中的份額將會大幅提升。Markusen,Rutherfofd & David Tarr(1999)[2]對服務業(yè) FDI和市場專業(yè)化問題進行了重點研究,認為由于服務具有不可貿(mào)易的特點,導致對服務進行貿(mào)易的成本比較高,于是對外直接投資就成為進行服務貿(mào)易的最佳方式。

        我國在21世紀之前對服務業(yè)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(yè)FDI對我國服務貿(mào)易的發(fā)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(yè)FDI與服務貿(mào)易的數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn),在很大程度上我國貿(mào)易的發(fā)展由商品貿(mào)易帶動,而服務業(yè)FDI對服務貿(mào)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(xiàn)代服務的巨大需求只能通過進口來彌補,所以服務業(yè)進口是FDI的格蘭杰原因,但FDI對服務貿(mào)易進口沒有促進作用;徐衛(wèi)章(2010)[5]和朱寶玲(2010)[6]通過實證分析均得出服務業(yè)FDI對于我國服務貿(mào)易出口的促進作用不明顯的結(jié)論。也有些學者認為吸引服務業(yè)FDI有利于我國服務貿(mào)易的發(fā)展,如周海蓉(2008)[7]利用23年的數(shù)據(jù)對服務業(yè)FDI和服務貿(mào)易進行協(xié)整和因果關(guān)系檢驗,得出外商直接投資是推動中國服務業(yè)發(fā)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(yè)FDI和服務貿(mào)易之間有很強的促進關(guān)系。

        在研究服務業(yè)FDI與服務貿(mào)易的關(guān)系時,結(jié)論出現(xiàn)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(shù)學者在研究兩者關(guān)系時往往把服務貿(mào)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(yè)利用FDI分別對服務貿(mào)易出口額和進口額的影響。

        三、服務業(yè)FDI對我國服務貿(mào)易影響的理論分析

        服務業(yè)FDI的流入促進了我國服務貿(mào)易的發(fā)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(shù),完善了我國服務市場。另一方面,通過技術(shù)溢出效應、競爭效應、示范效應等促使我國服務企業(yè)改進技術(shù)、更新理念來提高其在市場上的競爭力,提高我國服務貿(mào)易的質(zhì)量,有利于我國服務貿(mào)易的長遠發(fā)展。下面對服務業(yè)FDI如何影響我國服務貿(mào)易進出口做具體分析。

        在出口方面,出口導向型服務業(yè)FDI和市場尋求型服務業(yè)FDI分別有不同的影響路徑。出口導向型服務業(yè)FDI的流入可直接擴大我國服務貿(mào)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(chǎn)要素(如勞動力等)來生產(chǎn)服務產(chǎn)品,并將這些服務產(chǎn)品返銷到投資國借以獲得產(chǎn)品的競爭力,這無疑會增加我國服務貿(mào)易的出口。市場尋求型服務業(yè)FDI的流入不能直接擴大我國服務貿(mào)易的出口,而是通過提升服務貿(mào)易競爭力來實現(xiàn)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(chǎn)出來的服務產(chǎn)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(jù)有利地位,搶奪更多的市場份額,其注入的服務業(yè)FDI質(zhì)量一般會高于我國國內(nèi)的服務業(yè)水平,同樣會產(chǎn)生技術(shù)溢出效應和競爭效應,由此提升我國服務水平和服務貿(mào)易的國際競爭力,最終促進我國服務貿(mào)易出口。

        在進口方面,首先,投資國來我國投資后,在生產(chǎn)要素方面除了對勞動力和資源的需求外,還會產(chǎn)生對資本和技術(shù)的需求,以及在前后產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)上會對保險、法律等服務產(chǎn)品有需求,即對資本和技術(shù)密集型服務的需求。而由于我國服務市場起步晚,服務行業(yè)相對落后,無法滿足這些生產(chǎn)性的服務需求,只能通過進口來實現(xiàn)。投資國為了擴大企業(yè)規(guī)模,提升其競爭力,會十分注重服務功能的優(yōu)化,于是會增加對生產(chǎn)性服務的進口。其次,F(xiàn)DI可以通過關(guān)聯(lián)效應、貿(mào)易效應等來促進我國的經(jīng)濟增長,經(jīng)濟增長會刺激人們對服務的需求,而我國服務產(chǎn)業(yè)相對薄弱,所以只能通過進口來滿足人們的需求。

        四、服務業(yè)FDI對我國服務貿(mào)易影響的實證分析

        (一)數(shù)據(jù)選取與說明

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

        本文用SFDI來表示我國服務業(yè)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(mào)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(wěn)序列,避免發(fā)生偽回歸現(xiàn)象。為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差性,對所有的數(shù)據(jù)進行了對數(shù)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(jié)果如表1所示。

        表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

        2.△(*)表示*變量的一階差分

        3.使用的軟件為Eviews6.0表1中l(wèi)nSFDI的檢驗結(jié)果,ADF檢驗統(tǒng)計量的值是-2.472036,超過了5%的臨界值-3.673616,所以 lnSFDI是不平穩(wěn)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(wěn)序列。對于lnSFDI的一階差分的檢驗,ADF統(tǒng)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(shù)據(jù)是一階平穩(wěn)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(wěn)序列,即lnEX和lnIM都是I(1)的。

        (三)協(xié)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(wěn)定關(guān)系,需進行協(xié)整檢驗。據(jù)協(xié)整理論,若兩個序列之間滿足單整階數(shù)相同且具有協(xié)整關(guān)系,則這兩個序列之間必存在一種長期的均衡關(guān)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(wěn),由此判定lnSFDI、lnEX和lnIM為一階單整序列,滿足協(xié)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(jié)果如表2所示。

        由于k1的ADF統(tǒng)計量-3.104764小于5%的臨界值-1.959071,因此可以認為k1為平穩(wěn)序列,進而知lnSFDI和lnEX具有協(xié)整關(guān)系,且協(xié)整方程:

        同理,k2在95%的置信水平下也為平穩(wěn)序列,從而lnSFDI和lnIM也具有協(xié)整關(guān)系,協(xié)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(tài)均衡關(guān)系,建立誤差修正模型(ECM)。根據(jù)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(guān)系檢驗

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

        表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)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(shè)和lnEX不是lnSFDI的格蘭杰原因的假設(shè)都被拒絕。所以說服務業(yè)外商直接投資和服務貿(mào)易出口之間存在雙向的因果關(guān)系。同樣可以發(fā)現(xiàn),服務業(yè)外商直接投資和服務貿(mào)易進口之間同樣存在雙向的因果關(guān)系。

        五、結(jié)論與對策建議

        本文通過對我國1993—2013年服務業(yè)外商直接投資和服務貿(mào)易進出口進行協(xié)整檢驗,并在此基礎(chǔ)上進行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗來分析我國服務業(yè)外商直接投資增長與服務貿(mào)易進出口之間的關(guān)系,得出結(jié)論:

        (1)SFDI與服務貿(mào)易進出口之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。協(xié)整性檢驗表明SFDI與EX和SFDI與IM之間存在協(xié)整方程,SFDI每增加1個百分點,我國的服務貿(mào)易出口將增加1.257914個百分點,服務貿(mào)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(shù)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(guān)于SFDI的短期彈性為0.28,其大于服務進口關(guān)于 SFDI的短期彈性0.16。

        (3)兩個變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明,服務出口和進口都與SFDI之間存在雙向的因果關(guān)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(mào)易的進出口。

        基于實證結(jié)果,結(jié)合當前我國服務貿(mào)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(guān)政策尤其是產(chǎn)業(yè)政策相結(jié)合,合理地引導外商投資投向,防止外資過多地流入某些產(chǎn)業(yè),造成產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡。同時要加快外資引入服務業(yè)的速度,特別是促進外資向以生產(chǎn)性服務業(yè)和知識服務業(yè)為代表的現(xiàn)代服務業(yè)的轉(zhuǎn)移。

        第二,應加快我國服務業(yè)的發(fā)展,提高服務質(zhì)量,降低服務成本。加強對服務行業(yè)的監(jiān)管,營造公平競爭的服務貿(mào)易環(huán)境,為吸收外資創(chuàng)造良好的條件。同時加大我國服務業(yè)的開放力度,并處理好服務業(yè)開放與合理保護的關(guān)系,根據(jù)自身的情況適當?shù)剡M行服務業(yè)的開放,這可以加大服務業(yè)FDI的引入。

        第三,大力發(fā)展服務外包,將它變成我國服務貿(mào)易發(fā)展的重點,在宏觀政策、規(guī)劃設(shè)計、人才培訓、招商引資、綜合協(xié)調(diào)等方面給予全面支持,鼓勵大規(guī)模、高質(zhì)量的FDI進入服務外包領(lǐng)域。給予服務外包發(fā)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(chǔ)設(shè)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(shè)。

        [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(yè)FDI流入與我國服務貿(mào)易發(fā)展的相關(guān)性分析[D] .廣州:廣東外語外貿(mào)大學碩士學位論文,2007.

        [4] 姚黎.我國服務業(yè)的FDI與服務貿(mào)易發(fā)展關(guān)系的實證分析[J] .商場現(xiàn)代化,2008(21):11.

        [5] 徐衛(wèi)章.FDI對中國服務貿(mào)易影響的實證分析[J] .黑龍江對外經(jīng)貿(mào),2010(4):36.

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

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

        [8] 黃海燕.服務業(yè)利用FDI與我國服務貿(mào)易發(fā)展關(guān)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(yè)FDI與服務貿(mào)易關(guān)系實證研究[J] .對外經(jīng)貿(mào),2013(7):47.

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