馬佳慧

(海南大學經(jīng)濟與管理學院 海南 海口 570228)

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新興服務貿(mào)易的發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化研究
——基于VAR模型的動態(tài)分析

馬佳慧

(海南大學經(jīng)濟與管理學院 海南 海口 570228)

近年來，服務貿(mào)易的發(fā)展十分迅速，其對于對外貿(mào)易的發(fā)展的促進作用逐漸增強。從服務貿(mào)易的產(chǎn)品結構來看，新興服務貿(mào)易十分符合經(jīng)濟新常態(tài)形勢下我國對外貿(mào)易的發(fā)展方向，不僅有利于帶動經(jīng)濟增長，還有利于促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。在分析了我國服務貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展現(xiàn)狀的基礎上，分別對新興服務貿(mào)易的進口、出口對產(chǎn)業(yè)結構的影響進行了實證分析。通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)新興服務貿(mào)易的進出口與產(chǎn)值、進口與就業(yè)存在長期穩(wěn)定的關系；通過脈沖響應模型和方差分解模型發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，新興服務貿(mào)易的進口、出口對產(chǎn)業(yè)結構有正的影響，從長期來看，這種影響逐漸趨于穩(wěn)定。最后基于實證結果提出了有利的建議。

新興服務貿(mào)易出口；新興服務貿(mào)易進口；產(chǎn)業(yè)結構

一、引言

2008年金融危機以來，中國加快轉變國際貿(mào)易的增長方式，貿(mào)易發(fā)展的重心從貨物貿(mào)易轉向服務貿(mào)易，以達到從“中國制造”向“中國服務”角色的轉變。隨著中國經(jīng)濟結構的不斷升級，第三產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，尤其是服務業(yè)的發(fā)展極大的帶動了服務貿(mào)易的增長，從1997年至2014年間，服務貿(mào)易總額從522億美元增長至6043億美元，約增加11.6倍。服務貿(mào)易的迅猛發(fā)展使得其在對外貿(mào)易總額中所占的比重不斷上升，從2007年的10.34%增長至2014年的12.31%，并且其增速遠遠高于貨物貿(mào)易。由于服務貿(mào)易的發(fā)展與一國的服務業(yè)發(fā)展水平高度相關，而服務業(yè)的發(fā)展又與產(chǎn)業(yè)結構升級密不可分，所以服務貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結構聯(lián)系緊密，二者相輔相成，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化又會直接推動產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，因此發(fā)展服務貿(mào)易是推動產(chǎn)業(yè)結構升級的重要途徑之一。

在肯定我國服務貿(mào)易領域取得的成績的同時，我們也看到了我國服務貿(mào)易發(fā)展的弊端。從整體來看，自1995年至2014年我國服務貿(mào)易已連續(xù)逆差20年，并且逆差規(guī)模在一直擴大，到2013年，我國服務貿(mào)易逆差首次超過1000億美元，成為世界最大的服務貿(mào)易逆差國。從服務貿(mào)易結構來看，由于我國資源稟賦及服務業(yè)發(fā)展水平的限制，我國目前服務貿(mào)易的國際競爭力十分薄弱，比較優(yōu)勢集中在勞動密集型的傳統(tǒng)行業(yè)上，具有高附加值的技術、知識密集型的現(xiàn)代服務行業(yè)還處于比較劣勢的地位。在增速上雖然以金融服務、信息服務和通信服務為代表的新興服務貿(mào)易增長勢頭強勁，但在總額上以運輸、旅游和建筑為代表的傳統(tǒng)服務貿(mào)易仍然是服務貿(mào)易的主力軍，新興服務貿(mào)易發(fā)展的不足會在很大程度上影響產(chǎn)業(yè)機構的優(yōu)化升級，因此我們需要研究服務貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響，更需要研究新興服務貿(mào)易的出口、進口對產(chǎn)業(yè)結構影響的差異，為我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級提供理論依據(jù)。

二、實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源及變量選取

1.產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的指標選取。衡量產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的方法有很多，如兩大領域、兩大部類分類法、三次產(chǎn)業(yè)分類法、資源密集程度分類法等等。新西蘭費希爾教授在《安全與進步的沖突》書中首次提出的關于三次產(chǎn)業(yè)的概念之后，澳大利亞經(jīng)濟學家克拉克在《經(jīng)濟進步的條件》一書中運用了三次產(chǎn)業(yè)分類的方法研究了經(jīng)濟發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構的變化關系。據(jù)此，本文選取三次產(chǎn)業(yè)分類法，從產(chǎn)值和就業(yè)兩個方面來衡量產(chǎn)業(yè)結構的變化，以求全面地分析服務貿(mào)易影響產(chǎn)業(yè)結構升級的情況及途徑。因為三次產(chǎn)業(yè)比重和為1，所以第一產(chǎn)業(yè)比重下降或者二、三產(chǎn)業(yè)比重上升即說明產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。由于分析都需要，本文以第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重和就業(yè)比重和來衡量產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化情況，作為被解釋變量。二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和就業(yè)比重的數(shù)據(jù)來自于1997年-2015年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.變量說明。用Y代表二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，S代表二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重；X1代表新興服務貿(mào)易出口額占服務貿(mào)易總出口額的比重，X2代表新興服務貿(mào)易進口額占服務貿(mào)易總進口額的比重。

(二)單位根檢驗

變量ADF統(tǒng)計量概率P是否平穩(wěn)Y-172670906843否dY-330432300322是S224973809998否dS-408290700096是X1062628009859否dX1-462378500026是X2-253966401242否dX2-305095100513是

通過上表可以知道所有變量原序列是不平穩(wěn)的，差分后都是平穩(wěn)的，因此，認為變量具有相應的協(xié)整關系，接下來針對變量組進行Johansen協(xié)整檢驗。

(三)協(xié)整檢驗

面分析已經(jīng)表明變量都是一階單整，所以有必要對它們進行協(xié)整檢驗，檢驗變量之間是否具有長期穩(wěn)定的關系。

1.產(chǎn)值比重。通過下表協(xié)整檢驗結果發(fā)現(xiàn)，Y與X1、X2的Johansen檢驗跡統(tǒng)計值F分別為21.85479和23.32299，均大于5%顯著性水平的臨界值15.49471和14.26460，可以拒絕原假設，即產(chǎn)值比重和新興服務貿(mào)易進出口比重之間存在協(xié)整關系。

2.就業(yè)比重。S與X1的協(xié)整統(tǒng)計值12.28139小于5%顯著性水平的臨界值15.49471，即就業(yè)比重與新興服務貿(mào)易出口之間不存在協(xié)整關系，這樣，我們不能基于兩個不存在協(xié)整關系的變量進行VAR回歸，因而不能進一步做脈沖響應分析和方程分析；S與X2的協(xié)整統(tǒng)計值為22.68865大于5%顯著性水平的臨界值15.49471，因此就業(yè)比重與新興服務貿(mào)易進口之間存在協(xié)整關系，說明二者存在長期穩(wěn)定的關系。

變量協(xié)整統(tǒng)計值臨界值(5%)概率P是否具有協(xié)整關系Y與X12185479154947100048是Y與X22332299142646000014是S與X11228139154947101439否S與X22268865154947100035是

(四)格蘭杰因果檢驗

1.產(chǎn)值比重。從下表可以看出，X1與X2均是y的格蘭杰原因，Y不是X1與X2的格蘭杰原因。即新興服務貿(mào)易出口、進口是產(chǎn)值比重提高的格蘭杰原因，產(chǎn)值比重不是促進新興服務貿(mào)易進出口增加的格蘭杰原因。

2.就業(yè)比重。從下表可以看出，X1不是S的格蘭杰原因，X2是S的格蘭杰原因，S均是X1和X2的格蘭杰原因，即新興服務貿(mào)易的出口不是產(chǎn)值比重提高的原因，從經(jīng)濟學角度解釋，二三產(chǎn)業(yè)覆蓋了服務業(yè)，新興服務貿(mào)易雖有利于促進服務業(yè)的發(fā)展，但從統(tǒng)計意義上不能說明二者存在因果關系。而新興服務貿(mào)易的進口有利于提高就業(yè)的比重。

原假設F統(tǒng)計值概率P是否拒絕原假設Y不是X1的格蘭杰原因02363107934否X1不是Y的格蘭杰原因52932200245是Y不是X2的格蘭杰原因11977703417否X2不是Y的格蘭杰原因62624600172是S不是X1的格蘭杰原因67801100121是X1不是S的格蘭杰原因04175106687否S不是X2的格蘭杰原因64349400141是X2不是S的格蘭杰原因75330000087是

(五)新興服務貿(mào)易與產(chǎn)值比重的VAR模型

前面的分析表明Y與X1、X2之間存在協(xié)整關系，因此可以進一步分別建立兩者的向量自回歸模型。

1.模型穩(wěn)定性檢驗

兩個VAR模型對應的特征方程的特征根的絕對值小于1，均在圓內(nèi)，說明其相對于的VAR模型是穩(wěn)定。

2.最優(yōu)滯后期選擇

準確建立VAR模型的關鍵是正確地確定滯后期p。經(jīng)過多次的實際測算比較，最后確定滯后的階數(shù)，根據(jù)AIC、SC準則信息量取值最小原則，滯后期選擇為1期最優(yōu)。

3.回歸方程

根據(jù)回歸結果整理回歸方程為；

(1)Y=0.153169+0.548466Y(-1)+0.042147X1(-1)

R2=0.970759，調(diào)整后的R2=0.960127，說明模型的擬合程度很好，即產(chǎn)值比重的變化有96%被新興服務貿(mào)易出口的變化所解釋。具體的，當滯后一期的新興服務貿(mào)易出口比重增加1%時，會引發(fā)產(chǎn)值比重增加0.548466%。

(2)Y=0.191653+0.518335Y(-1)+0.016423X2(-1)

R2=0.970092,調(diào)整后的R2=0.959217，說明模型的擬合程度很好，即產(chǎn)值比重的變化有95%被新興服務貿(mào)易進口的變化所解釋。具體的，當滯后一期的新興服務貿(mào)易進口比重增加1%時，會引發(fā)產(chǎn)值比重增加0.016423%。

4.脈沖響應分析

(1)新興服務貿(mào)易出口。如下圖，產(chǎn)值比重會受到其自身的一個標準差的沖擊的影響，這種影響顯著為正，影響較為緩慢，且逐漸減?。恍屡d服務貿(mào)易出口對產(chǎn)值比重有正的沖擊，且影響較大，從第二期開始影響迅速上升，從第三期開始影響逐漸穩(wěn)定。

(2)新興服務貿(mào)易進口。如下圖，產(chǎn)值比重會受到其自身的一個標準差的沖擊的影響，這種影響顯著為正，影響較為緩慢，且影響逐漸變小最終趨于穩(wěn)定；新興服務貿(mào)易進口對產(chǎn)值的影響為正，在第二期達到最大值，但總體來說影響較小。

5.方差分解分析

從下表可以看出，隨著期數(shù)的增加，產(chǎn)值比重Y變動方差主要受自身變動解釋的部分影響，X1和X2對y的影響較小。新興服務貿(mào)易出口對Y的影響隨著期數(shù)的增加而減少，新興服務貿(mào)易進口對Y的影響隨著期數(shù)的增加而增大。

PeriodYX1YX2110000000000000100000000000002986577613422369958841041159039892551107448898470581529416498885801114199969699630300385989666010334049545680454320269900336099664294102665897335799041790958205929780370219718990683609316439207982792018599908806091194291380828619185109910165089835190845529154482

(六)新興服務貿(mào)易與就業(yè)比重的VAR模型

1.穩(wěn)定性檢驗

VAR模型對應的特征方程的特征根的絕對值小于1，均在圓內(nèi)，說明VAR模型是穩(wěn)定。

2.最優(yōu)滯后期選擇

根據(jù)AIC、SC準則信息量取值最小原則，S與X2的滯后期選擇為1期最優(yōu)。

3.回歸方程

根據(jù)回歸結果整理s與X2的回歸方程為：

S=-0.012730+0.984108S(-1)+0.036702X2(-1)

R2=0.996294，調(diào)整后的R2=0.994947，說明模型擬合度很好，即就業(yè)比重的變化有99%被新興服務貿(mào)易進口的變化所解釋。具體的，當滯后一期的新興服務貿(mào)易進口比重增加1%時，會引發(fā)就業(yè)比重增加0.036702%。

4.脈沖響應分析

就業(yè)比重會受到其自身的一個標準差的沖擊的影響，這種影響顯著為正，影響較為緩慢，且影響逐漸變小最終趨于穩(wěn)定；新興服務貿(mào)易進口對就業(yè)比重的影響為負，但負的影響較小。

三、結論及建議

(一)結論

本文通過在分析我國服務貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀的基礎上，通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、脈沖響應模型、方差分解分析后，得出以下結論：

1.通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，新興服務貿(mào)易的進出口均與產(chǎn)值比重具有長期穩(wěn)定的關系，新興服務貿(mào)易的進口與就業(yè)比重也具有長期穩(wěn)定的關系，但是新興服務貿(mào)易的出口與就業(yè)比重不具有協(xié)整關系。

2.通過var向來自回歸模型可以發(fā)現(xiàn)，新興服務貿(mào)易的進口和出口均對產(chǎn)值比重的提高具有顯著影響；新興服務貿(mào)易的進口也有利于就業(yè)比重的增加。也就是說新興服務的發(fā)展有利于從提高產(chǎn)出和增加就業(yè)兩方面來優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。

3.通過脈沖響應分析，發(fā)現(xiàn)新興服務貿(mào)易的出口對產(chǎn)值比重的正影響較大，在短期內(nèi)影響迅速上升，并于第三期達到最大值，從長期來看這種影響是穩(wěn)定的。新興服務貿(mào)易的進口對產(chǎn)值比重的影響為正，但影響較小?？烧f明進出口貿(mào)易結構對于產(chǎn)業(yè)結構的影響都存在滯后性，但是在影響程度上具有差異，新興服務貿(mào)易的出口對產(chǎn)業(yè)結構的影響是穩(wěn)定的，新興服務貿(mào)易的進口對于產(chǎn)業(yè)結構的影響較小且逐漸弱化。

4.通過方差分解分析可以看出出口貿(mào)易結構和進口貿(mào)易結構沖擊對產(chǎn)業(yè)結構變化的貢獻度。在產(chǎn)業(yè)結構以工業(yè)總產(chǎn)值比重衡量的分析中，可以看出由于產(chǎn)業(yè)結構具有較強的慣性，導致產(chǎn)業(yè)結構對于自身的貢獻度很大，而新興服務貿(mào)易進口對產(chǎn)業(yè)結構的影響大于新興服務貿(mào)易出口，但總體的貢獻率都很小，這一現(xiàn)象可能是因為新興服務貿(mào)易的出口對于產(chǎn)業(yè)結構的影響具有較長的滯后性，也從一定程度上說明我國新興服務貿(mào)易的進出口產(chǎn)業(yè)結構的改善沒能有效的帶動產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整和升級。在產(chǎn)業(yè)結構以就業(yè)比重衡量的分析中，新興服務貿(mào)易的進口在第十期對于產(chǎn)業(yè)結構的貢獻率達到最大，約為65.8%，究其原因，新興服務貿(mào)易的進口會使金融、信息、通訊等服務流入本國，一方面為本國提供大量的就業(yè)崗位，一方面新興服務貿(mào)易的進口帶來的技術溢出效應、人力資源效應等會促進本國勞動力素質的提高，提高就業(yè)，從而在就業(yè)方面優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構。

(二)政策性建議

第一，從整體上看，我國應大力發(fā)展服務貿(mào)易，協(xié)調(diào)服務貿(mào)易與貨物貿(mào)易的關系，改善國際貿(mào)易結構，發(fā)揮服務貿(mào)易對于產(chǎn)業(yè)結構的促進作用。

第二，從服務貿(mào)易商品結構結構來看，傳統(tǒng)服務雖然對于產(chǎn)業(yè)結構的影響不可忽視，但是，新興服務貿(mào)易是順應時代發(fā)展、滿足產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化迫切需求的重要力量，因此我們應著力發(fā)展新興服務貿(mào)易，提高新興服務貿(mào)易的國際競爭力。資本密集型新興服務貿(mào)易，如通信、金融、保險等應給予資金的支持，目前這些行業(yè)由于受中國的經(jīng)濟體制的影響對外開放程度較小，因此應積極引入市場機制，加大資本密集型服務貿(mào)易的開放程度；我國在知識、技術密集型服務貿(mào)易，如計算機、咨詢、專有權利使用費和特許費等這些行業(yè)發(fā)展較為落后，逆差較大，屬于競爭劣勢行業(yè)，因此政府需給予支持，加大扶持力度，提高知識、技術密集型服務貿(mào)易的國際競爭力。

第三，從服務貿(mào)易進出口結構來看，無論新興服務貿(mào)易的進口還是出口都會在一定程度上促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，因此為了更好的發(fā)展新興服務貿(mào)易的進出口業(yè)務，針對新興服務貿(mào)易的特定需求，我國需大量培養(yǎng)專業(yè)人才，此時的專業(yè)人才不僅僅是簡單的勞動力，而是掌握專業(yè)知識和專門技能的人力資本。新興服務貿(mào)易的進口可以引進先進人才、技術與管理，有利于國內(nèi)專業(yè)人才的培養(yǎng)，這些專業(yè)人才成熟后，便可以更加有效的促進新興服務貿(mào)易的出口，因此進口、出口兩個方向上都可以促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。

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本文得到海南大學中西部高校綜合實力提升計劃項目(HDZHSL201301)，國家自然科學基金地區(qū)項目(71563008)，海南省自然科學基金項目(20157260)、海南省教育廳科學研究項目(Hnky2015-11)、國家自然科學基金地區(qū)項目(41361029)、國家自然科學基金一般項目(71473066)資助。

馬佳慧(1993-)，女，遼寧大連人，海南大學經(jīng)濟與管理學院，碩士，研究方向：國際貿(mào)易、國際投資。