徐艷（浙江工業(yè)大學之江學院，浙江　杭州310024）

市場開放度與服務貿(mào)易出口競爭力關系的實證研究

徐艷
（浙江工業(yè)大學之江學院，浙江杭州310024）

運用中國2000-2014年的數(shù)據(jù)，選用多個控制變量，通過建立多元線性回歸模型、平穩(wěn)性檢驗、誤差修正模型進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)我國服務貿(mào)易開放度對服務貿(mào)易出口競爭力的影響是積極的，影響也非常顯著。另外，從短期來看，除了服務貿(mào)易開放度，服務業(yè)FDI在提升服務貿(mào)易出口競爭力方面也起到了很大的作用。

開放度；出口競爭力；影響

DOl：10.3969/j.issn.1671-7155.2016.03.017

一、引言

進入新世紀以來，我國對外開放的程度不斷加深，服務貿(mào)易近幾年也獲得了很大的發(fā)展，增長速度甚至超過了貨物貿(mào)易。2000年，我國服務貿(mào)易的進出口總額是660億美元，占世界進出口總?cè)萘康?.3%，其中出口額是301億美元，占世界出口額的2%。隨后服務貿(mào)易發(fā)展迅速，到了2014年，我國服務貿(mào)易的進出口總額上升到了新高度，增長到6043億美元，翻了近10倍，占世界比例也升到6.2%，出口額增加到2222億美元，在全世界服務出口總額中的比重為4.6%。除了規(guī)模上的突破，我國服務貿(mào)易的結(jié)構(gòu)也日趨合理，逐漸傾向于知識密集型服務業(yè)，服務貿(mào)易體系也日益完善。但是，我國服務業(yè)與服務貿(mào)易發(fā)展得比較晚，跟發(fā)達國家比起來，提供的服務水平和服務的競爭力還有很多不足，并沒有明顯的優(yōu)勢。因此，分析市場開放對我國服務貿(mào)易出口到底會產(chǎn)生怎樣的影響，能夠幫助我國發(fā)展服務貿(mào)易和提升競爭力，這是具有很重要的現(xiàn)實意義的。

國外學者對這一問題有一定的研究。Conway （2006）認為服務市場的開放對服務行業(yè)的發(fā)展是有利的，它可以節(jié)約社會成本。他提出服務貿(mào)易要想提高其競爭力，必須提高自己的透明度和開放程度。布萊恩里希等（2011）針對英國進行了研究，他發(fā)現(xiàn)那些技術(shù)密集型的企業(yè)進行對外貿(mào)易的時候，更多的是依靠市場的開放來提高自己的競爭力。Marine George（2013）評估了政府管制對服務貿(mào)易的影響，以跨境交付這種形式為例，他認為服務貿(mào)易壁壘會抑制國家之間的雙邊出口和進口，反而市場開放有助于本國出口和進口的增加。

國內(nèi)研究主要是影響服務貿(mào)易競爭力的因素，而對服務貿(mào)易競爭力與服務貿(mào)易開放水平具體關系的實證分析比較少。史自力等（2007）發(fā)現(xiàn)了市場開放度這一影響因素，并且還是正向影響。趙爽岐、白文博、郭云芬（2013）對金融領域進行了研究，認為在金融領域，市場的開放將有利于我國金融服務的國際化、金融服務部門融入到國際市場。

雖然國內(nèi)外學者在這一領域的研究比較廣泛，但是針對本文的研究視角進行的研究并不多。在市場開放程度越來越大、服務貿(mào)易發(fā)展速度日趨加快的今天，對市場開放度與服務貿(mào)易出口競爭力之間的關系進行研究意義重大。

二、服務業(yè)開放度與服務出口競爭力的發(fā)展及國際比較

本文的目的是要研究服務業(yè)開放度對我國服務貿(mào)易出口競爭力的影響，首先要了解我國服務業(yè)開放的情況以及我國服務貿(mào)易的出口競爭力情況，然后再分析它們之間的影響效應。在介紹服務貿(mào)易的出口競爭力的時候，從出口額、凈出口額、我國服務出口占世界服務出口的比重、可比凈出口指數(shù)（NTB指數(shù)）、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA指數(shù)）這幾個方面進行全面分析。

（一）我國服務業(yè)開放度的發(fā)展及現(xiàn)狀

由于服務貿(mào)易涉及到的出口和進口兩個方面，本文借鑒樊瑛（2012）的做法，從貿(mào)易的角度選擇標準來衡量服務業(yè)開放程度，選取的指標是服務貿(mào)易依存度，它是指一個國家的服務貿(mào)易進出口總額在該國國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重，測算的是一個國家某一產(chǎn)業(yè)/行業(yè)的國際化水平，它的計算公式是：

其中，Xi代表一國服務貿(mào)易出口額，Mi代表一國服務貿(mào)易進口額，GDPi是指一國國內(nèi)生產(chǎn)總值。計算的具體數(shù)值如表1所示：

表1我國2000-2014年服務業(yè)開放度

圖1我國歷年服務業(yè)開放度走勢圖

由圖1很容易的可以看出，2000年以后，我國服務領域國內(nèi)市場的開放程度比較穩(wěn)定，而且基本上是不斷開放的趨勢。除了2009年受到全球金融危機的影響，為了保護本國服務業(yè)，市場開放程度有所降低，其他年份我國服務業(yè)市場開放度基本為增長態(tài)勢。這也說明了市場的開放提高了我國服務業(yè)的國際化水平，在一定程度上促進了我國服務業(yè)的國際化發(fā)展。

（二）我國服務貿(mào)易的出口規(guī)模

圖2展示了我國2000年到2014年的服務貿(mào)易出口額、服務凈出口額以及我國服務出口額占世界服務出口額的比重。圖中數(shù)據(jù)顯示，我國服務貿(mào)易出口額在2009年是下降的，這是受到金融危機影響的結(jié)果，其他年份都呈現(xiàn)出逐年增加的趨勢。圖中折線顯示我國服務出口額占世界服務出口額的比重跟服務貿(mào)易出口額有著相似的走勢，也是2009年的時候有所下降，但很快又恢復上升趨勢。2000年的時候，我國服務貿(mào)易出口額只有301億美元，占世界比重2.0%，2014年的時候出口額就上升到2222億美元了，比重也上升了一倍多，占到4.6%。但是，我國服務貿(mào)易的凈出口多年來一直都是負的，而且差額越來越大，增速也越來越快，這說明我國服務的進口遠遠超過出口，服務業(yè)在國際市場上并沒有出口優(yōu)勢，出口競爭力并不強。

圖2 2000-2014年我國服務貿(mào)易出口及占比情況

（三）NTB指數(shù)的國際比較

可比凈出口指數(shù)是指某一產(chǎn)品或某一產(chǎn)業(yè)的凈出口與其進出口總額的比，也稱貿(mào)易競爭力指數(shù)，它的計算公式為：

其中，Xi、Mi分別代表一國服務貿(mào)易的出口額和進口額，這個指數(shù)是一個相對值，它排除了通貨膨脹等原因的影響，在衡量出口競爭力方面比較可靠，這個指標的值介于-1和1之間。如果Xi＞Mi，那么NTBi＞0，說明該國的這種產(chǎn)品具有出口競爭力，當Mi=0時，NTBi=1，說明該國只出口不進口這種產(chǎn)品，具有完全的競爭優(yōu)勢；反過來，如果Xi＜Mi，那么NTBi＜0，說明該國的這種產(chǎn)品沒有出口競爭力，當Xi=0時，NTBi= -1，說明該國只進口不出口這種產(chǎn)品，完全沒有競爭優(yōu)勢。下面列舉幾個具有代表性的發(fā)達國家和發(fā)展中國家的可比凈出口指數(shù)跟中國進行對比。

表2 2005-2014年NTB指數(shù)的國際比較

數(shù)據(jù)來源：由歷年《服務貿(mào)易統(tǒng)計表組》數(shù)據(jù)、UNCTAD數(shù)據(jù)庫整理得到。

只看中國的NTB指數(shù)走勢，2005-2008年呈現(xiàn)出逐步改善的狀態(tài)，2009年受到金融危機的影響，NTB指數(shù)出現(xiàn)了惡化的情況，這種情況一直到2011年才結(jié)束，2011年之后情況好轉(zhuǎn)。從這一角度來說，其走勢跟服務業(yè)開放度的走勢基本吻合，說明這兩者之間很可能存在一定的關系。與其他國家對比來看，英國、美國、歐盟、印度的NTB指數(shù)都是正的，而且有逐年增加的趨勢，說明服務出口競爭力很強，競爭優(yōu)勢很明顯。日本的NTB指數(shù)跟中國的差不多，都是負數(shù)，出口優(yōu)勢不明顯，競爭力都比較弱。

（四）RCA指數(shù)的國際比較

顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)在衡量服務貿(mào)易競爭力方面運用比較廣泛，也比較可靠，它既排除了國家出口總量的波動帶來的影響，也剔除了世界出口總量的波動帶來的影響，這也是本文采用這一指數(shù)來衡量服務貿(mào)易出口競爭力的原因。它的計算公式是：

其中，Xcm表示c國m產(chǎn)品的出口額，Xc表示c國全部的出口額，既有貨物貿(mào)易出口額，也有服務貿(mào)易出口額，Xwm表示世界上m產(chǎn)品的出口額，Xw表示全世界出口額。該值以1為界限，大于1時，說明c國的m產(chǎn)品出口優(yōu)勢明顯，競爭力強；小于1時，說明c國的m產(chǎn)品出口優(yōu)勢不明顯，競爭力弱。圖3是我國跟其他幾個國家的RCA指數(shù)情況。

圖3 2005-2014年RCA指數(shù)的國際比較

在所有列出的國家中，我國RCA指數(shù)最小，一直都在0.5以下，說明我國服務出口競爭力很弱。巴西的競爭力也很弱，這跟該國技術(shù)落后有很大的關系。而英國、美國、印度的RCA指數(shù)都很高，印度是發(fā)展中國家中服務業(yè)發(fā)展非常好的一個國家，尤其是它的服務外包業(yè)務在全世界都很出名，這也是它的RCA指數(shù)非常高的一個重要原因。

三、實證分析

由上文的數(shù)據(jù)分析可知，改革開放之后，我國的服務業(yè)開放度和服務出口競爭力雖然跟發(fā)達國家相比仍然很落后，但是也取得了穩(wěn)定的發(fā)展，而且兩者的變化趨勢基本一致。那么，兩者之間到底有沒有關系？服務業(yè)開放是否有利于出口競爭力的提高？兩者之間的關系是否具有長期穩(wěn)定性？如果存在長期穩(wěn)定的關系，影響程度有多大？這是本文要解決的問題。

（一）變量選取及模型設定

由于服務業(yè)開放對服務貿(mào)易出口的影響比較復雜，所以本文選擇變量的時候，不是簡單的選了自變量和因變量，還選擇了很多影響服務貿(mào)易出口的變量，即控制變量。這些變量的含義和解釋說明都在下表中呈現(xiàn)出來。

表3初步選取的變量及相關說明

根據(jù)前面的描述，本文將回歸模型設定如下：

表4 2000-2014年各變量指標值

（二）回歸分析

經(jīng)濟學規(guī)定，在進行古典線性回歸時，各個變量的數(shù)據(jù)都必須是平穩(wěn)的，如果數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，回歸就會出現(xiàn)問題，回歸結(jié)果也不再有意義。因此，在進行回歸分析之前，要先檢驗變量的平穩(wěn)性，如果變量是平穩(wěn)的，才可以進行回歸分析。先對各變量進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果呈現(xiàn)在表5中。

表5變量的單位根檢驗結(jié)果

由表5中的數(shù)據(jù)可知，所有變量都是非平穩(wěn)的，六個變量中只有三個變量RCA、OPENS、EXG的一階差分是平穩(wěn)的，其余三個變量的一階差分都不平穩(wěn)，而六個變量的二階差分都是平穩(wěn)的，說明這些變量是二階單整的，這時就不存在單位根的問題。因此，在回歸分析之前進行單位根檢驗是十分必要的，如果沒有這一步而直接回歸，那么回歸結(jié)果將是錯誤的。下面就對所有的變量進行逐步的回歸，根據(jù)回歸結(jié)果進行篩選，最后選取最合理的變量確定最終的回歸模型。

表6實證回歸結(jié)果

表6的第一列是對所有的變量進行OLS回歸的結(jié)果，由第一列的數(shù)據(jù)可以很容易的看出，LNGDPP并不顯著，沒有通過顯著性檢驗，連10%顯著性水平下的顯著性檢驗都沒通過，說明人均GDP不能顯著的作用于服務貿(mào)易的出口競爭力，進行下面的回歸的時候就把這個變量去掉，然后再對其他的變量進行回歸。對剩下的五個變量進行進一步回歸的結(jié)果在表6的第二列中列出，從第二列的結(jié)果中不難看出，LNEXG、LNGDPS都不顯著，都沒有通過顯著性檢驗，說明貨物出口、第三產(chǎn)業(yè)增加值對服務貿(mào)易出口競爭力的提升沒有明顯的作用，進一步回歸的時候也將它們兩個去掉。對剩下的變量RCA、OPENS和LNFDIS進行回歸，實證回歸結(jié)果在表6的第三列。最后的回歸結(jié)果非常理想，變量OPENS和LNFDIS顯著性都非常強，“***”代表都通過了1%顯著性水平下的顯著性檢驗，說明服務貿(mào)易開放度和服務業(yè)FDI都能明顯帶動服務出口競爭力的提升，OPENS的回歸系數(shù)比LNFDIS的回歸系數(shù)大，說明它的促進作用也大。根據(jù)上面的回歸分析可得本文的回歸方程為：

上面的回歸方程是否成立還需要作進一步的檢驗。根據(jù)協(xié)整分析的原理，如果回歸方程的殘差序列平穩(wěn)，那么該回歸方程就是成立的。下面就檢驗回歸方程的殘差序列是不是平穩(wěn)，表7顯示的是平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果。

表7殘差的ADF檢驗結(jié)果

由表7可知，殘差序列e的ADF統(tǒng)計值是-3.1983，其值小于1%、5%、10%各置信水平下的ADF統(tǒng)計量臨界值，說明了殘差項是平穩(wěn)的，至少在1%的置信水平下是不存在單位根的，那么就說明RCA、OPENS、LNFDIS之間是存在長期的協(xié)整關系的，也就是說上面的回歸方程是成立的。

（三）誤差修正模型

由于本文用的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，而且時間也不長，對于具體的動態(tài)影響過程不能呈現(xiàn)，為了解決這一問題，下面將建立誤差修正模型來進行分析，這個模型有一個很大的優(yōu)點，那就是它能夠修正原模型的序列相關性和多重共線性，它的作用是能夠反映長期均衡與短期變動的關系。借助上面的回歸方程的殘差序列E，令誤差修正項ECM等于ECM（-1），建立下面的誤差修正模型（以△OPENS、△LNFDIS為解釋變量，以△RCA為被解釋變量）：

其中，ECMt-1= RCAt-1-0.70069*OPENSt-1-0.36265* LnFDISt-1+14.60261，回歸時用上面回歸方程的殘差序列表示，△表示變量一階差分△RCAt=RCAt-RCAt-1；△OPENSt=OPENSt- OPENSt-1；△LNFDISt=LNFDISt-LNFDISt-1。對誤差修正模型進行普通最小二乘回歸，表8呈現(xiàn)回歸結(jié)果：

表8誤差修正模型的回歸結(jié)果

由表8可知，誤差修正模型的回歸結(jié)果比較理想。根據(jù)誤差修正模型的經(jīng)濟含義，因變量的短期變動由兩部分組成，一部分是短期OPENS和FDIS波動的影響，由表8可知，影響系數(shù)都是正值，大小分別是0.71722、0.32486，說明服務貿(mào)易開放度和服務業(yè)FDI的短期波動都能明顯帶動服務出口競爭力的提升，而且OPENS比FDIS的系數(shù)大，這跟前面回歸分析的結(jié)果是一致的；另一部分就是短期波動偏離長期均衡時的影響。從表8中數(shù)據(jù)可知，誤差修正項ECM的系數(shù)估計值是-0.49682，負系數(shù)符合要求，它的大小反映的是當短期波動偏離長期均衡時，將以該數(shù)值的調(diào)整力度調(diào)回到均衡狀態(tài)，調(diào)整速度還是相當快的。

四、結(jié)論與政策建議

通過上面的數(shù)據(jù)分析和實證檢驗，我們可以得出幾點結(jié)論。第一，我國服務貿(mào)易開放度和服務貿(mào)易出口競爭力之間存在長期的穩(wěn)定關系，并且開放度對服務貿(mào)易出口競爭力的影響是積極的，也非常顯著。我國服務貿(mào)易開放度每增加一個單位，服務貿(mào)易出口競爭力將提高0.7個單位。第二，從短期來看，除了服務貿(mào)易開放度，服務業(yè)FDI在提升服務貿(mào)易出口競爭力方面也起到了很大的作用，只是影響系數(shù)比服務貿(mào)易開放度小，但是影響也很顯著。

鑒于以上結(jié)論，有針對性的提出幾點建議。第一，我國政府應該繼續(xù)加大服務市場的開放力度。以上分析表明，市場開放促進了服務出口競爭力的提升，加快了國際化的進程，所以，開放程度還需繼續(xù)加深。但是，需要注意的是，我國服務業(yè)的發(fā)展跟發(fā)達國家還不能相提并論，在國際市場上還站不穩(wěn)，在開放的同時也要注意對我國一些傳統(tǒng)服務業(yè)的保護。第二，給我國服務企業(yè)一定的優(yōu)惠政策，鼓勵它們走向國際市場。我國服務市場開放了，其他成員國也會開放它們的服務貿(mào)易市場，我國企業(yè)應該抓住這個機會，提高自身的創(chuàng)新能力，積極的去開拓海外市場，爭取更大的市場份額。

[1]劉儒欣.市場開放對服務貿(mào)易競爭力的影響—基于中國數(shù)據(jù)的分析[M].西安：陜西師范大學，2014.

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[3]趙爽岐，白文博，郭云芬.我國金融服務貿(mào)易國際競爭力的影響因素分析[J].經(jīng)濟研究，2013，（50）.

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[5]George M. Does cross-border regulation really influence cross-border trade? Evidence from the Services Trade Restrictions Index[J]，2013.

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[7]Abbas J.All How to Manage for International Competitiveness[J].International Business Press. New York. 1992.

（責任編輯周吟吟）

徐艷（1979—），女，山東萊陽人，浙江工業(yè)大學之江學院講師，主要研究經(jīng)濟學。

F719

A

1671-7155(2016)03-0092-05

2016-05-04

浙江省自然科學基金項目（項目編號：LY16G030030）“國際技術(shù)擴散中技術(shù)選擇與對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級”和浙江省哲學社會科學重點研究基地（區(qū)域經(jīng)濟開放與發(fā)展研究中心）課題項目（項目編號：15JDQY01YB）“技術(shù)選擇對產(chǎn)業(yè)升級的影響機制研究：基于全球價值鏈視角”的研究成果。