楊 荷

(重慶工商大學(xué)，重慶 400067)

服務(wù)業(yè)FDI對中國服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響
——基于SVAR模型的實(shí)證分析

楊 荷

(重慶工商大學(xué)，重慶 400067)

采用1985—2014年的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用SVAR模型，實(shí)證分析影響中國服務(wù)業(yè)出口競爭力的服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素。一方面，改革開放以來服務(wù)業(yè)外資參與度的增強(qiáng)提高了服務(wù)業(yè)的出口競爭力，且這種影響在長期內(nèi)趨于均衡；同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化提高了服務(wù)業(yè)的出口競爭力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程速度較慢，對服務(wù)業(yè)出口競爭力影響不大。另一方面，服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高增強(qiáng)了服務(wù)業(yè)的出口競爭力。

服務(wù)業(yè)FDI； 服務(wù)業(yè)出口競爭力； 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷； 全要素生產(chǎn)率

一、引言

從建國初期至今，中國的服務(wù)業(yè)發(fā)展包含了兩個(gè)階段：第一階段從建國初期到改革開放之前，由于中國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)力上與發(fā)達(dá)國家差距巨大，我國實(shí)行了優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，這一戰(zhàn)略在建設(shè)社會(huì)主義的初期起到了一定作用。但是，這一戰(zhàn)略導(dǎo)致中國損失了引進(jìn)和使用外國資本、技術(shù)、人才的機(jī)會(huì)[1]。第二階段從1978年中國實(shí)行改革開放政策至今，為大力發(fā)展社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)，中國開始直接使用外商投資[2]。外商的直接投資迅速進(jìn)入服務(wù)業(yè)，服務(wù)業(yè)實(shí)際使用FDI從1997—2013年增長了5.5倍[3]。數(shù)據(jù)顯示，1998—2012 年，中國服務(wù)業(yè)貿(mào)易的國際市場占有率從1998年的1.76%增至2012年的4.37%。截至2012年，美國的服務(wù)業(yè)貿(mào)易國際市場占有率為14.4%[3]。由此可見，服務(wù)業(yè)FDI的流入對我國服務(wù)業(yè)的國際競爭力可能存在影響。

學(xué)術(shù)界關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)國際貿(mào)易影響的研究比較深入。國外學(xué)者對服務(wù)業(yè)FDI的理論研究是以傳統(tǒng)制造業(yè)FDI的理論為基礎(chǔ)，制造業(yè)FDI理論體系可沿用至服務(wù)業(yè)FDI[4]。傳統(tǒng)制造業(yè)FDI理論體系由來已久，以國際投資區(qū)位理論為主，包括了海默的壟斷優(yōu)勢理論、巴克萊的內(nèi)部化理論、弗農(nóng)的產(chǎn)品生命周期理論以及鄧寧的國際生產(chǎn)折衷理論[5]。此外，國際競爭優(yōu)勢的理論體系也比較成熟。大衛(wèi)·李嘉圖的比較優(yōu)勢理論認(rèn)為，對國家而言，出口具有“比較優(yōu)勢”的產(chǎn)品，而進(jìn)口具有“比較劣勢”的產(chǎn)品是有利可圖的[6]。Poter提出了國家競爭優(yōu)勢理論，把對競爭優(yōu)勢的理解從企業(yè)上升到國家，一個(gè)國家進(jìn)行國際貿(mào)易的競爭優(yōu)勢在于主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)具有優(yōu)勢，在這一過程中，提高生產(chǎn)率以及企業(yè)的創(chuàng)新起到了關(guān)鍵作用[7]。

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)國際貿(mào)易的影響研究，主要以實(shí)證分析為主。苗琛建立服務(wù)業(yè)競爭力指數(shù)與服務(wù)業(yè)外資規(guī)模的二次曲線方程，通過協(xié)整性檢驗(yàn)以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，指出服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)業(yè)競爭力存在倒U型關(guān)系，且不同的行業(yè)影響到了二者的關(guān)系[3]。陳純在服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易的影響機(jī)理基礎(chǔ)上，對服務(wù)業(yè)FDI與傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易出口、新型服務(wù)貿(mào)易出口利用OLS估計(jì)建立多元線性回歸模型，并檢驗(yàn)出三者存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，認(rèn)為服務(wù)業(yè)能夠促進(jìn)我國的服務(wù)貿(mào)易出口商品結(jié)構(gòu)升級[4]。孫方偉建立服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易競爭力指數(shù)的誤差修正模型，結(jié)合服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)貿(mào)易影響的傳導(dǎo)機(jī)制，認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI的流入改善了中國的資本質(zhì)量，有力地提高了服務(wù)部門的出口競爭力[5]。王恕立等運(yùn)用協(xié)整理論與誤差修正模型，探討了服務(wù)業(yè)FDI流入對東道國服務(wù)貿(mào)易出口的影響機(jī)理，實(shí)證了服務(wù)業(yè)FDI、貨物貿(mào)易出口對中國服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生正向影響[8]。李勤昌等采用規(guī)范分析和實(shí)證分析相結(jié)合的方式，分析出FDI通過直接和間接兩種途徑對中國服務(wù)出口起到積極的促進(jìn)作用[9]。

綜上，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI的研究對于研究服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)國際競爭力的影響都是有價(jià)值的。國內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)FDI有效地促進(jìn)了服務(wù)業(yè)出口競爭力的提高。以上研究的傳導(dǎo)機(jī)制都局限于服務(wù)業(yè)內(nèi)部企業(yè)的物質(zhì)資本或者人力資本，忽視了宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對其傳導(dǎo)機(jī)制的影響。本文將通過以下幾方面的改進(jìn)，對以往的研究作出有價(jià)值的補(bǔ)充：第一，通過服務(wù)業(yè)FDI推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進(jìn)而影響服務(wù)業(yè)國際競爭力這一傳導(dǎo)機(jī)制，研究服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響，并對各因素的影響進(jìn)行比較；第二，運(yùn)用SVAR模型，對服務(wù)業(yè)FDI影響服務(wù)業(yè)出口競爭力的路徑及其貢獻(xiàn)進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而提出服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)出口競爭力產(chǎn)生積極作用的政策建議。

二、變量的衡量和數(shù)據(jù)處理

(一)變量的衡量

1.服務(wù)業(yè)出口競爭力的衡量

衡量國際競爭力的指標(biāo)很多，常用的包括顯示比較優(yōu)勢指數(shù)(RCA)、國際市場占有率、市場滲透率(MPR)等[2-5]。本文參考李鋼等[10]對產(chǎn)業(yè)國際競爭力的實(shí)證分析，采用包含服務(wù)業(yè)出口占商品總出口比重、相對出口優(yōu)勢指數(shù)、出口增長率優(yōu)勢指數(shù)、相對出口優(yōu)勢指數(shù)變化率、國際市場占有率、貿(mào)易競爭指數(shù)、國際市場占有率提升速度、貿(mào)易競爭指數(shù)提升速度在內(nèi)的8項(xiàng)指標(biāo)，通過賦權(quán)得到服務(wù)業(yè)國際競爭力綜合指數(shù)(IC)。

2.服務(wù)業(yè)FDI

本文考察服務(wù)業(yè)外商直接投資額對服務(wù)業(yè)國際競爭力的影響，不能根據(jù)外商直接投資額的實(shí)際值來判斷，外資參與度[2]才能有效衡量外資對產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度。因此，本文采用服務(wù)業(yè)外商投資額占服務(wù)業(yè)總投資額的比重作為服務(wù)業(yè)外資參與度(FDI)。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的衡量指標(biāo)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷通常包含了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化兩個(gè)方面。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)是衡量資源的投入結(jié)構(gòu)是否與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)耦合的指標(biāo)[11]。一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平通常采用結(jié)構(gòu)偏離度或泰爾指數(shù)進(jìn)行衡量[11-13]。結(jié)構(gòu)偏離度在考察經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理度時(shí)忽略了各產(chǎn)業(yè)的相對貢獻(xiàn)度，而泰爾指數(shù)可以有效衡量各產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)權(quán)重，且保留了結(jié)構(gòu)偏離度的理論基礎(chǔ)。本文采用泰爾指數(shù)(TL)[14]來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化指標(biāo)采用非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)值比重來衡量。

4.服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的衡量

在研究發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的過程中發(fā)現(xiàn)，工業(yè)化過程中，一國通常會(huì)優(yōu)先發(fā)展勞動(dòng)密集型行業(yè)[2]。服務(wù)業(yè)作為典型的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，且勞動(dòng)本身就是最終產(chǎn)品，很難實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率的增長。根據(jù)“索洛余值”關(guān)于生產(chǎn)率的研究，通過運(yùn)用不斷進(jìn)步的信息技術(shù)可以使服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率高速增長[15]。因此，需要考慮服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響，將全要素生產(chǎn)率引入模型之中。

5.數(shù)據(jù)說明

本文涉及的服務(wù)業(yè)是通常所指的第三產(chǎn)業(yè)。模型涉及數(shù)據(jù)包括中國服務(wù)貿(mào)易出口額、中國商品出口額、世界服務(wù)貿(mào)易出口總額、世界商品出口總額、中國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額、世界服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額、中國服務(wù)業(yè)外商實(shí)際直接投資額、中國服務(wù)業(yè)投資總額、三次產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、1985—2014年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。樣本區(qū)間為1985—2014年。數(shù)據(jù)用Eviews 8.0軟件處理。

(二)數(shù)據(jù)的處理

1.服務(wù)業(yè)出口競爭力的計(jì)算和說明

本文選用服務(wù)業(yè)出口占商品總出口比重、相對出口優(yōu)勢指數(shù)、出口增長率優(yōu)勢指數(shù)、相對出口優(yōu)勢指數(shù)變化率、國際市場占有率、貿(mào)易競爭指數(shù)、國際市場占有率提升速度、貿(mào)易競爭指數(shù)提升速度等8項(xiàng)指標(biāo)，通過賦權(quán)，計(jì)算服務(wù)業(yè)國際競爭力綜合指數(shù)。首先，根據(jù)表1所示指標(biāo)體系，計(jì)算得到各項(xiàng)指標(biāo)。其次，參考李鋼等按照均等分的方式對各指標(biāo)賦權(quán)，各指標(biāo)權(quán)重平均為1/8。最后，對各指標(biāo)賦權(quán)加總得到綜合指標(biāo)，以1984年服務(wù)業(yè)制成品為基期，通過公式：(當(dāng)年的綜合指標(biāo)-1984年的綜合指標(biāo))+100=當(dāng)年服務(wù)業(yè)國際競爭力綜合發(fā)展指數(shù)，最終得到1985—2014年30年間服務(wù)業(yè)的國際競爭力綜合指數(shù)，見表1。

表1 服務(wù)業(yè)出口競爭力綜合指數(shù)

注：數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1986—2015)》《國際統(tǒng)計(jì)年鑒(2015)》計(jì)算所得。

2.服務(wù)業(yè)FDI的計(jì)算說明

服務(wù)業(yè)FDI采用外資參與度進(jìn)行衡量，即中國服務(wù)業(yè)實(shí)際外商投資額占中國服務(wù)業(yè)總投資額的比重，數(shù)據(jù)處理結(jié)果見表2。

表2 服務(wù)業(yè)外資參與度

注：數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1986—2015)》計(jì)算所得。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、合理化指標(biāo)的計(jì)算說明

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的平衡度，指具有投入產(chǎn)出關(guān)系各個(gè)部門需求和供給的平衡，采用泰爾指數(shù)(TL)進(jìn)行衡量。計(jì)算公式如下

(1)

其中，TL表示泰爾指數(shù)，Y表示總產(chǎn)出，L表示就業(yè)人數(shù)，i表示第i產(chǎn)業(yè)。TL越趨近于0，意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越處于均衡狀態(tài)，各產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同度越高；反之，則說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理。通常采用非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化，隨著產(chǎn)業(yè)服務(wù)的強(qiáng)化，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重越加顯著，于是采用第三產(chǎn)業(yè)與整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)值之比(ST)作為高級化衡量指標(biāo)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)如果不斷上升，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在不斷升級，產(chǎn)業(yè)的服務(wù)化特征愈加顯著。計(jì)算得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化指標(biāo)(表略)。

4.服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的計(jì)算和說明

全要素生產(chǎn)率(DEA)通常采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行計(jì)算。在計(jì)算時(shí)，顧慮名義第三產(chǎn)業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值和投資額會(huì)受到價(jià)格因素的影響，借鑒程承坪等對數(shù)據(jù)的處理方法[16]。首先，取1978年價(jià)格指數(shù)為100，按照統(tǒng)計(jì)年鑒上1985—2014年的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，計(jì)算各年價(jià)格指數(shù)。然后用名義國內(nèi)生產(chǎn)總值及名義投資額分別除以價(jià)格指數(shù)，得到實(shí)際值。

由于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為非線性的模型，需要在模型兩端取自然對數(shù)，轉(zhuǎn)換為線性模型lnYi=lnA+?lnLi+βlnKi+μ。將實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值及實(shí)際投資額代入模型中，進(jìn)行OLS估計(jì)，得到估計(jì)結(jié)果如下

LnYi= -2.5885+ 0.8742LnLi+ 0.3970LnKi

[-2.4529] [6.7809] [13.7916]

(2)

由式(2)計(jì)算出服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率A=Yi/Li?Kiβ(表略)。

三、計(jì)量實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

將各變量取自然對數(shù)以避免異方差性，采用ADF檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)各變量序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明，均在5%的顯著性水平下接受了非平穩(wěn)的原假設(shè)，而經(jīng)過一階差分后，均拒絕存在單位根的原假設(shè)，服從I(1)；只有在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，服從I(0)。

(二)模型建立與滯后階數(shù)的確定

建立SVAR模型需要考慮模型的平穩(wěn)性，對模型中的非平穩(wěn)變量取一階差分。本文主要估計(jì)服務(wù)業(yè)FDI及其所帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷，全要素生產(chǎn)率的改變對我國服務(wù)業(yè)的出口競爭力的傳遞動(dòng)態(tài)，為準(zhǔn)確反映服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)出口競爭力的沖擊，對各變量進(jìn)行控制。因此，模型的內(nèi)生變量確定為：根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ準(zhǔn)則對最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有結(jié)果都顯示確定SVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3階。

(三)變量間Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于各變量因果關(guān)系的排序會(huì)對脈沖響應(yīng)函數(shù)產(chǎn)生不同的影響，有必要對各變量的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。依據(jù)因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，變量間的因果關(guān)系如下

(四)SVAR模型的識別與估計(jì)

VAR模型無法給出變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，而SVAR模型能夠解釋隱藏在誤差項(xiàng)相關(guān)結(jié)構(gòu)之中的當(dāng)期相關(guān)關(guān)系，因此，本文采用SVAR模型來解釋變量之間的當(dāng)期關(guān)系[17]。根據(jù)以上分析可以建立包含5個(gè)變量、滯后3階的SVAR(3)模型

C0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+Γ3yt-3+μ1，t=1,2,…,T。

(3)

假設(shè)C0可逆，可導(dǎo)出簡化式的方程為

(4)

同時(shí)，將式(4)表示為無窮階的向量移動(dòng)平均形式VMA(∞)：yt=A(L)εt，并且各種外生變量的結(jié)構(gòu)沖擊需要通過各元素的響應(yīng)才能觀測到。因此，要建立SVAR模型，首先必須通過普通最小二乘估計(jì)法建立VAR模型yt=Φ1yt-1+Φ2yt-2+Φ3yt-3+ε。然后，將原式寫為滯后算子式C(L)yt=μt。接著，轉(zhuǎn)化滯后算子式為結(jié)構(gòu)式(VMA(∞))：yt=B(L)μt。最后，通過原式與結(jié)構(gòu)式，得到A(L)εt=B(L)μt。其中，A(0)=I3，ε=B(0)μt。如果B(0)已知，就可以估計(jì)出模型的結(jié)構(gòu)系數(shù)及結(jié)構(gòu)信息。因此，施加約束給B(0)可以識別SVAR模型[17]。施加的約束是對變量之間的同期相關(guān)關(guān)系的約束，所以根據(jù)SVAR模型的識別條件，本文建立遞歸形式的短期約束，主要采用Sims提出的使矩陣的上三角為0的約束方法。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

根據(jù)以上的因果關(guān)系檢驗(yàn)及服務(wù)業(yè)FDI影響服務(wù)業(yè)出口競爭力的傳導(dǎo)機(jī)制，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析服務(wù)業(yè)FDI及其引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷在30年間對服務(wù)業(yè)國際競爭力產(chǎn)生的沖擊，利用對服務(wù)業(yè)國際競爭力的方差分解，得出影響服務(wù)業(yè)出口競爭力相對重要的因素。

1.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

圖1顯示了服務(wù)業(yè)出口競爭力的脈沖響應(yīng)函數(shù)：(1)服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)出口競爭力的沖擊從第1、2期開始是負(fù)向影響，但是到了第3期開始產(chǎn)生正向影響。隨后一直處于波動(dòng)階段，第5、9期呈現(xiàn)強(qiáng)烈的正向影響并在第5期達(dá)到峰值，其余時(shí)期都是負(fù)向影響。最后，到達(dá)第10期，影響趨于穩(wěn)定。大體而言，服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)出口競爭力波動(dòng)產(chǎn)生了較大影響，由于國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境在不斷變化，所以影響過程表現(xiàn)得較為復(fù)雜。(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度對服務(wù)業(yè)出口競爭力的沖擊一開始是負(fù)向影響，到了第3期產(chǎn)生微弱的正向影響，而后是負(fù)向影響，直到第6、7期也是微弱的正向影響。說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響微弱，這可能與服務(wù)業(yè)發(fā)展歷程中三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同度不一致相關(guān)。建國初至改革開放前，優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)，忽視了服務(wù)業(yè)的發(fā)展，導(dǎo)致在建立社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制之前中國經(jīng)濟(jì)仍然受到計(jì)劃時(shí)期的影響，三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同度不一致，從而放緩了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程。(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度對服務(wù)業(yè)出口競爭力的沖擊一開始就產(chǎn)生較強(qiáng)的正向影響，直到第3期產(chǎn)生負(fù)向影響，隨后第4至8期幾乎不產(chǎn)生影響，直到第9期產(chǎn)生正向影響。這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響較為復(fù)雜。服務(wù)業(yè)FDI的投入使服務(wù)業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度增加，從而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度增強(qiáng)，三次產(chǎn)業(yè)都傾向于服務(wù)化，服務(wù)業(yè)出口競爭力增強(qiáng)。(4)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率對服務(wù)業(yè)出口競爭力的沖擊一開始是負(fù)向影響，直到第3期產(chǎn)生正向影響，隨后幾個(gè)時(shí)期里除了第6、8期的影響為正向，其余都為負(fù)向影響。

服務(wù)業(yè)出口競爭力對服務(wù)業(yè)FDI沖擊的響應(yīng)

服務(wù)業(yè)出口競爭力對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度沖擊的響應(yīng)

服務(wù)業(yè)出口競爭力對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度沖擊的響應(yīng)

服務(wù)業(yè)出口競爭力對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率沖擊的響應(yīng)

2.方差分解分析

從方差分解的結(jié)果來看，在所有因素中服務(wù)業(yè)出口競爭力自身的貢獻(xiàn)最大，在第一期占100%，一直到第10期都存在54.32%的貢獻(xiàn)。在各種對服務(wù)業(yè)出口競爭力產(chǎn)生沖擊的因素中：(1)服務(wù)業(yè)外商直接投資額參與度占預(yù)測方差的比重逐步攀升，直到第5期攀升至20.57%，隨后一直趨于穩(wěn)定，且在第9期達(dá)到了峰值，占20.98%。服務(wù)業(yè)FDI在所有產(chǎn)生沖擊的因素中貢獻(xiàn)最大，這與國內(nèi)已有研究結(jié)果[2-5]認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)出口競爭力產(chǎn)生顯著影響基本一致。(2)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化程度的泰爾指數(shù)對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響不顯著，直到第10期到達(dá)穩(wěn)定的2.53%。這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度對服務(wù)業(yè)國際競爭力產(chǎn)生一定影響，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度不高的問題值得關(guān)注。(3)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響程度僅次于服務(wù)業(yè)FDI，從第3期到達(dá)峰值19.21%之后略有下滑，直到第5期為13.56%，隨后一直趨于穩(wěn)定，維持在13%左右。這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化使得服務(wù)業(yè)在我國國民經(jīng)濟(jì)中的貢獻(xiàn)度增強(qiáng)，對服務(wù)業(yè)出口競爭力的波動(dòng)產(chǎn)生了助推作用。(4)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率對服務(wù)業(yè)國際競爭力的影響程度一直都處于攀升狀態(tài)，直到第10期達(dá)到峰值9.40%，說明由技術(shù)進(jìn)步所帶來的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高增強(qiáng)了服務(wù)業(yè)出口競爭力。

四、結(jié)論及政策建議

本文采用1985—2014年的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用SVAR模型對影響中國服務(wù)業(yè)出口競爭力的服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素對中國服務(wù)業(yè)國際競爭力的影響日益顯著。一方面，改革開放以來，服務(wù)業(yè)外資參與度的增強(qiáng)提高了服務(wù)業(yè)的出口競爭力，且這種影響長期保持在均衡的水平。同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化提高了服務(wù)業(yè)出口競爭力；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程速度較慢，對服務(wù)業(yè)出口競爭力影響不大。另一方面，由技術(shù)進(jìn)步所帶來的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高促使服務(wù)業(yè)出口競爭力增強(qiáng)。其中，服務(wù)業(yè)FDI的貿(mào)易傳導(dǎo)作用最強(qiáng)，從第2期就對服務(wù)業(yè)出口競爭力產(chǎn)生影響，直到第10期其貢獻(xiàn)超過了20.83%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度在第2期對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響最大，直到第10期對服務(wù)業(yè)國際競爭力的影響也排在第二位，貢獻(xiàn)達(dá)到12.90%；服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響排在第三位，一直處于上升狀態(tài)，且第10期貢獻(xiàn)達(dá)到9.40%；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響不大，第10期僅為2.53%。

針對上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為政府要提高服務(wù)業(yè)的出口競爭力除了要處理好國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境與服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，以各種方式激勵(lì)服務(wù)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，以服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高來保證服務(wù)貿(mào)易的順利推進(jìn)外，更要積極研究服務(wù)業(yè)FDI及其相關(guān)因素對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響。第一，積極研究服務(wù)業(yè)FDI對服務(wù)業(yè)出口競爭力產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制與傳遞路徑。借鑒發(fā)達(dá)國家建立完善服務(wù)業(yè)制度的經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)一步放開對服務(wù)業(yè)的市場準(zhǔn)入管制，充分利用服務(wù)市場信息進(jìn)行宏觀調(diào)控，以增加政策調(diào)控的預(yù)見性，從而明確服務(wù)業(yè)外資的進(jìn)入對服務(wù)業(yè)出口競爭力的影響程度。第二，政府應(yīng)穩(wěn)步調(diào)整三次產(chǎn)業(yè)比例，實(shí)現(xiàn)三次產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，積極引導(dǎo)服務(wù)業(yè)外商直接投資在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷過程中對服務(wù)業(yè)出口競爭力產(chǎn)生正向影響。第三，政府完善服務(wù)業(yè)外商投資的市場，積極引導(dǎo)長時(shí)期的服務(wù)業(yè)FDI投入，避免服務(wù)業(yè)外商直接投資的短期投機(jī)行為。第四，鼓勵(lì)服務(wù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新以及高技術(shù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提高服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，以此增強(qiáng)中國服務(wù)業(yè)在國際市場上的比較優(yōu)勢。

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TheInfluenceofServiceIndustryFDIontheExportCompetitivenessofChina’sServiceIndustryAn Empirical Analysis Based on SVAR Model

YANG He

(Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

Using the 1985—2014 annual data, applying the SVAR model, the service FDI and its related factors that affect China’s export competitiveness are analyzed. Results show that on the one hand, since the reform and opening, the increase of foreign service participation enhances the export competitiveness of service industry, which in the long run keeps unabated. At the same time, in the process of industrial structure change, the enhancement of industrial structure improves the export competitiveness of service industry. The process of rationalization of industrial structure is slow, which does not influence the competitiveness of export services. On the other hand, the improvement of total factor productivity in service industry enhances the export competitiveness of service industry.

service industry FDI; service industry export competitiveness; industrial structure change; total factor productivity

2016-12-19；

2017-04-08

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“長江經(jīng)濟(jì)帶商貿(mào)流通協(xié)調(diào)發(fā)展研究”(15BJY110)；重慶工商大學(xué)研究生創(chuàng)新型科研項(xiàng)目“商貿(mào)流通業(yè)—人口—空間耦合協(xié)調(diào)發(fā)展研究——以長江經(jīng)濟(jì)帶為例”(yjscxx2017-066-02)

楊荷(1993—)，女，重慶合川人，重慶工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

F260

A

1674-0297(2017)05-0075-07

(責(zé)任編輯張 璠)