張燦

摘要：運(yùn)用1992—2014年我國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)對(duì)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，其中協(xié)整分析結(jié)果表明二者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；基于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，現(xiàn)階段我國(guó)貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展具有推動(dòng)作用，而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)貨物貿(mào)易的發(fā)展未產(chǎn)生影響。

關(guān)鍵詞：服務(wù)貿(mào)易；貨物貿(mào)易；協(xié)整分析；格蘭杰因果關(guān)系

中圖分類(lèi)號(hào)：F74 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：2095-3283（2016）06-0032-02

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，2014年貨物貿(mào)易進(jìn)出口總額430304億美元，同比增長(zhǎng)34%，進(jìn)出口增速高于世界主要經(jīng)濟(jì)體和新興發(fā)展中國(guó)家，繼續(xù)保持全球第一貨物貿(mào)易大國(guó)地位；與此同時(shí)，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易也保持較快增長(zhǎng)，2014年進(jìn)出口總額60434億美元，同比增長(zhǎng)126%，對(duì)外貿(mào)易已經(jīng)成為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動(dòng)力之一。與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易起步較晚，水平低，貿(mào)易逆差大，傳統(tǒng)外貿(mào)結(jié)構(gòu)亟須優(yōu)化升級(jí)，貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的協(xié)調(diào)、互動(dòng)發(fā)展對(duì)于提升我國(guó)對(duì)外貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力具有重要意義。

二、我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選擇與處理

綜合考慮我國(guó)具體經(jīng)濟(jì)環(huán)境，選取數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1992—2014年，其中，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)來(lái)源于商務(wù)部網(wǎng)站，貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，單位均統(tǒng)一換算為億美元，并利用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以1992年為基期消除了價(jià)格影響。由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)呈現(xiàn)趨勢(shì)增長(zhǎng)，為使其轉(zhuǎn)為線性趨勢(shì)和消除異方差，將對(duì)樣本區(qū)間數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)后進(jìn)行實(shí)證分析。設(shè)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)出口額為gt，貨物貿(mào)易的進(jìn)出口額為st，其中t表示時(shí)間，對(duì)gt和st取自然對(duì)數(shù)，轉(zhuǎn)化為lngt、lnst。

（二）單位根檢驗(yàn)

通過(guò)對(duì)lngt和lnst作時(shí)序圖發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。由Engle和Granger提出的協(xié)整理論認(rèn)為有些經(jīng)濟(jì)時(shí)間本身不平穩(wěn)，但是它們的線性組合卻可能是平穩(wěn)的，而進(jìn)行協(xié)整分析的前提是序列必須具有相同的單整階數(shù)。本文應(yīng)用Augmented Dickey-Fuller test（ADF）來(lái)檢驗(yàn)lngt和lnst是否存在同階單整，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1：

在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，通過(guò)單位根檢驗(yàn)，lngt和lnst是一階單整即I（1）序列，因此可以對(duì)二者之間可能存在協(xié)整關(guān)系做進(jìn)一步檢驗(yàn)。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Engle和Granger提出的E-G兩步法檢驗(yàn)lngt和lnst之間是否具有長(zhǎng)期穩(wěn)定性，同樣運(yùn)用ADF檢驗(yàn)來(lái)判斷殘差序列et的平穩(wěn)性。首先建立變量之間的協(xié)整關(guān)系為：

lnst=α+βlngt +εt（1）

方程（1）中的α為常數(shù)項(xiàng)，β為lngt對(duì)lnst的彈性系數(shù)，即貨物貿(mào)易總額每增長(zhǎng)1%，服務(wù)貿(mào)易總額增長(zhǎng)β%。運(yùn)用OLS對(duì)協(xié)整方程進(jìn)行系數(shù)估計(jì)，通過(guò)Ljung-BoxQ統(tǒng)計(jì)量發(fā)現(xiàn)殘差存在一階序列相關(guān)，并用AR（1）模型對(duì)其進(jìn)行修正，消除一階自相關(guān)，得到回歸方程：

lnst=38118 + 05643lngt[AR（1）=096080]（2）

t= （37820）

p=（00013）

R2=09959DW=19128

從回歸方程（2）可以看出，R2=09959，回歸方程的擬合優(yōu)度高；lngt的t值和p值都在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明檢驗(yàn)的變量具有顯著性；DW值顯示已經(jīng)消除了一階自相關(guān)。

其次，根據(jù)AIC和BC準(zhǔn)則確定殘差序列的滯后階數(shù)為1，并對(duì)殘差序列et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2：

et的ADF值在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是從統(tǒng)計(jì)意義上檢驗(yàn)變量之間的因果關(guān)系，基本思想是如果x是y的格蘭杰原因，那么將x的滯后值帶入能顯著改進(jìn)對(duì)y的預(yù)測(cè)，y是x的格蘭杰原因。我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間是否構(gòu)成因果關(guān)系需要進(jìn)一步運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。滯后階數(shù)仍然采用AIC和BC準(zhǔn)則，檢驗(yàn)結(jié)果如表3：

在5%的顯著性水平下，第一個(gè)F統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，接受原假設(shè)st不是gt的格蘭杰原因，即服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展不是貨物貿(mào)易發(fā)展的格蘭杰原因； 第二個(gè)F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值， 拒絕原假設(shè)gt不是st的格蘭杰原因， 貨物貿(mào)易發(fā)展是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的格蘭杰原因，即貨物貿(mào)易的發(fā)展在一定程度上能促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。我國(guó)服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易之間是單向的傳導(dǎo)路徑。

三、結(jié)論及建議

協(xié)整分析結(jié)果表明，我國(guó)貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展存在長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系，兩者之間互動(dòng)發(fā)展，長(zhǎng)期來(lái)看實(shí)現(xiàn)二者的均衡發(fā)展是推動(dòng)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易整體水平提高的必要路徑。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，我國(guó)貨物貿(mào)易的發(fā)展是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的原因，貨物貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大能帶動(dòng)服務(wù)貿(mào)易的增長(zhǎng)，貨物貿(mào)易對(duì)服務(wù)貿(mào)易存在正向影響關(guān)系。要充分利用其對(duì)服務(wù)貿(mào)易的提升和帶動(dòng)作用，加快外貿(mào)轉(zhuǎn)型升級(jí)，改變以出口資源密集型和勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主的格局，轉(zhuǎn)向出口知識(shí)、技術(shù)密集型產(chǎn)品，提升出口產(chǎn)品的附加值，通過(guò)優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展。

現(xiàn)階段，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)貨物貿(mào)易的發(fā)展沒(méi)有產(chǎn)生影響。這主要是由于當(dāng)前我國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平較低，嚴(yán)重滯后于制造業(yè)發(fā)展水平，國(guó)內(nèi)的服務(wù)業(yè)還不能為貨物貿(mào)易需要的運(yùn)輸、金融、保險(xiǎn)、通訊、咨詢等提供充分的支撐和保障。一方面，我國(guó)應(yīng)加大對(duì)服務(wù)行業(yè)的投資和政策扶持力度，加大科技、教育培訓(xùn)的投入，提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率，積極儲(chǔ)備高端技術(shù)人才。另一方面，應(yīng)進(jìn)一步開(kāi)放服務(wù)市場(chǎng)，降低服務(wù)貿(mào)易壁壘和限制，引入外資和國(guó)外先進(jìn)服務(wù)理念，縮小與發(fā)達(dá)國(guó)家現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的差距。

[參考文獻(xiàn)]

[1]李靜萍影響服務(wù)貿(mào)易的宏觀因素[J]經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2002（11）：14-17.

[2]趙景峰，陳策國(guó)際服務(wù)貿(mào)易影響因素與我國(guó)服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力研究[J]國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2008（8）.

[3]李楊，蔡春林中國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展影響因素的實(shí)證分析[J]國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2008（5）.

[4]陳文婷，李勇，陳寧基于PLS模型的我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口影響因素的分析[J]運(yùn)籌與管理，2008（3）.

[5]高鐵梅計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M]清華大學(xué)出版社，2009.

Abstract：Empirical analysis on the relationship between service trade and goods trade was made in this paper， by Chinas trade data from 1992 to 2014. Co-integration analysis shows that there is a long-term equilibrium relationship between the development of service trade and goods trade . Granger causality test shows that the development of trade in goods promoted the trade in service at the present stage， but the development of service trade did not impact on the development of the goods trade.

Key words：service trade； goods trade； co-integration analysis； granger causality test

（責(zé)任編輯：張彤彤 梁宏偉）