裴郁昕 山西財經(jīng)大學(xué)

一、研究過程

隨著信息經(jīng)濟和知識經(jīng)濟在世界范圍內(nèi)的廣泛傳播和發(fā)展，服務(wù)型經(jīng)濟活動在世界范圍內(nèi)的趨勢越來越明顯，各國經(jīng)濟競爭的焦點越來越從制造業(yè)轉(zhuǎn)移到服務(wù)業(yè)。近年來，我國學(xué)者和管理部門認識到發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展中的作用，并且相關(guān)研究也日益增多。然而，我國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量依賴性尚無實證研究證據(jù)。基于協(xié)整理論，建立了我國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的長期定量均衡關(guān)系及其短期誤差修正模型。

（一）指標(biāo)及數(shù)據(jù)來源

目前，對我國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的范圍還沒有統(tǒng)一的認識。為了便于研究，本文運用廣義現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的概念，將現(xiàn)代服務(wù)業(yè)定義為除運輸、倉儲和郵政、批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲和其他傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)（即第三產(chǎn)業(yè)）外的所有行業(yè)。在現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展指標(biāo)中，用MSAVSOD表示現(xiàn)代服務(wù)業(yè)增加值增長率，用GDP SOD表示國民經(jīng)濟增長。在實證研究中，為了減少數(shù)據(jù)波動，消除可能存在的異方差，選取現(xiàn)代服務(wù)業(yè)增值發(fā)展速度的自然對數(shù)（lmsavsd）和發(fā)展速度的自然對數(shù)（lgdp-sod）作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。由于現(xiàn)代信息技術(shù)和現(xiàn)代管理理念支撐的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)只能在改革開放后形成，本文將改革開放后的數(shù)據(jù)區(qū)間設(shè)置為1978-2017年（1978年可比價格計算）。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒（2017年）。

（二）實證研究

為了避免經(jīng)濟變量研究中可能出現(xiàn)的錯誤回歸現(xiàn)象，常用協(xié)整分析方法描述變量間長期穩(wěn)定的定量平衡關(guān)系。在協(xié)整分析過程中，進行了單位根檢驗，確定了各變量的單整數(shù)階，建立了長期協(xié)整模型和短期誤差修正模型，并進行了檢驗。

（1）單位根檢驗

單位根是表示序列非平穩(wěn)的一種方式。單位根檢驗是對變量序列平穩(wěn)性檢驗的轉(zhuǎn)化形式。單位根檢驗常用 ADF 檢驗法，它的模型為以（一階為例）：

表2：被解釋變量LGDPsod的單位根檢驗

表3：解釋變量LMSAVSsod的單位根檢

利用Evies10.0對LGDPsod和LMSAVsod兩個序列的單位根檢驗結(jié)果見表2、表3所示。結(jié)果表明，LGDPsod和LMSAVsod兩個序列在1% 的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的假設(shè)，為非平穩(wěn)序列。但是，LGDPsod的包含常數(shù)項和時間趨勢項的二階差分（滯后三期）在1%的顯著性水平下能拒絕存在單位根的假設(shè)，成為平穩(wěn)序列。LMSAVsod的僅包含常數(shù)項的二階差分（滯后二期）在1%的顯著性水平下能拒絕存在單位根的假設(shè)，成為平穩(wěn)序列。的因此認為,LMSAV和LGDP均為二階單整序列。

（2）協(xié)整模型及其檢驗

根據(jù)協(xié)整理論，當(dāng)兩序列存在協(xié)整關(guān)系，那么它們必須具有相同的單整階數(shù)。通過對LMSAVsod和LGDPsod進行的單位根檢驗，得知它們同為二階單整序列，因此可建立LMSAVsod和LGDPsod的協(xié)整模型。

設(shè)LMSAVsod和LGDPsod的協(xié)整模型為：

用普通最小二乘法（OLS）估計得：

顯然，該模型中截距項α的估計值為負值，不符合經(jīng)濟意義。此后，對估計的殘差序列

進行平穩(wěn)性檢驗。在0階差分，無時間趨勢下得到該殘差序列存在單位根的p- 值為 0.0396，表明在 5% 的顯著性水平下模型的殘差序列為平穩(wěn)序列，表明殘差是白噪聲序列，可以建立協(xié)整模型來顯示長期均衡關(guān)系。

表4：對回歸后的殘差進行單位根檢驗

利用Eviews10.0回歸得到：

（3）誤差修正模型

協(xié)整模型反映了變量之間的長期均衡關(guān)系。為了說明短期內(nèi)變量與長期均衡的偏差，引入了以下誤差修正模型：

用普通最小二乘法（OLS）估計得：

表5：誤差修正模型回歸結(jié)果

（三）結(jié)論

通過對我國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的協(xié)整模型和誤差修正分析，得出現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展可以促進國民經(jīng)濟的增長，國民經(jīng)濟的增長也可以促進現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展?，F(xiàn)代服務(wù)業(yè)是經(jīng)濟增長的引擎之一，國民經(jīng)濟的發(fā)展也為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好的環(huán)境。

現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的長期均衡模型表明，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)增長率將提高0.295%，增幅為1%。一方面，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的實際發(fā)展速度遠高于國內(nèi)生產(chǎn)總值，二者之間存在較大差距。另一方面，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重太小，對國民經(jīng)濟總量的影響相對較小。

現(xiàn)代服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟增長的誤差修正模型表明，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的差距在短期內(nèi)仍在擴大0.19334。結(jié)果表明，與國民經(jīng)濟總體水平相比，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的比重并沒有上升，而是下降，因此，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展對整體經(jīng)濟增長的帶動作用相對下降。因此，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，實現(xiàn)現(xiàn)代經(jīng)濟增長的任務(wù)仍然艱巨。

由于數(shù)據(jù)來源的局限性，本研究所使用的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)包括政府服務(wù)等非現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的內(nèi)容，影響了結(jié)論的準(zhǔn)確性。今后，在這一領(lǐng)域的進一步研究需要更詳細的數(shù)據(jù)。

二、貿(mào)易開放對服務(wù)業(yè)規(guī)模影響的實證分析

TIAVP作為被解釋變量，代表服務(wù)業(yè)增加值的增長率；以進出口貿(mào)易開放全面考察服務(wù)業(yè)的貿(mào)易開放對中國服務(wù)業(yè)產(chǎn)出增長的影響，EIP代表服務(wù)業(yè)出口總額在服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出的占比，以事件研究方式研究加入WTO（時間序列中的虛擬變量）對中國服務(wù)業(yè)的影響。在考察的過程中，同時也引入就業(yè)人數(shù)（TIEM），經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）等控制變量。研究從1978年到2017年中貿(mào)易開放對中國服務(wù)業(yè)的影響。最后，綜合前文的分析結(jié)果，給出本文的結(jié)論，并對促進中國服務(wù)業(yè)未來健康發(fā)展提出了相應(yīng)的政策建議。

（一）變量說明與模型構(gòu)建

為了考察貿(mào)易開放對我國服務(wù)業(yè)增長的作用機制，本文首先設(shè)定計量模型如下：

其中TIAVP代表服務(wù)業(yè)增加值的增長率，EIP代表服務(wù)業(yè)出口總額在服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出的占比，用來衡量貿(mào)易開放程度。X代表其他控制變量，根據(jù)現(xiàn)有的研究，本文主要選取一下變量作為控制變量，服務(wù)業(yè)從業(yè)人數(shù)，經(jīng)濟發(fā)展水平。t代表年份，代表誤差項。

首先，對各解釋變量進行單位根檢驗，從而判斷變量需要進行幾階差分平穩(wěn)化 ：

TIAVP EIP GDP TIEM差分階數(shù)1 1 2 1滯后期數(shù)2 2 3 2 t統(tǒng)計量-3.347-3.451-11.305-4.923 p值0.0199 0.0163 0.0000 0.0003平穩(wěn)后形式LTIAVP LEIP DLGDP LTIEM

（L表示對該變量取對數(shù)，D表示對該變量做一次差分。）

表7

故模型形式變化為：

利用EVIEWS10.0回歸：

表9：初次回歸

由回歸結(jié)果可得，核心解釋變量：進出口貿(mào)易總額LEIP、事件是否加入WTO對服務(wù)業(yè)發(fā)展的作用顯著，系數(shù)在1%的水平下顯著。因此，本文首先認為，從整體上看，服務(wù)業(yè)的進出口貿(mào)易開放是促進我國服務(wù)業(yè)增長的。為了更全面的考察貿(mào)易開放對服務(wù)業(yè)增長的影響，本文除了基于服務(wù)貿(mào)易進出口探討貿(mào)易開放對服務(wù)業(yè)增長的影響之外，進一步從中國加入WTO，經(jīng)濟面向全世界開放角度來補充考察貿(mào)易開放對服務(wù)業(yè)增長的影響?？紤]到虛擬變量會對控制變量產(chǎn)生影響，因此在模型中加入兩個控制變量與虛擬變量的交叉項，經(jīng)過回歸后可以看出服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)在加入WTO前后的差異在1%的水平下顯著；GDP在加入WTO前后的差異不太顯著，但經(jīng)過Wald檢驗，利用聯(lián)合分布F統(tǒng)計量可得到顯著。

（二）模型序列相關(guān)與異方差檢驗

對于可能存在序列相關(guān)與異方差的模型來說，因為序列相關(guān)也可能會導(dǎo)致異方差，所以應(yīng)該先進行序列相關(guān)的檢驗，此后消除序列相關(guān)在檢驗異方差的存在。

首先，將殘差與其滯后一起進行回歸得到如下結(jié)果，說明在可以說明不存在序列相關(guān)關(guān)系，其次利用BP檢驗對原模型的異方差進行檢驗，得到如下結(jié)果，說明模型也不存在異方差，模型建立的比較成功。

表10：序列相關(guān)檢驗

表11：異方差檢驗

（三）結(jié)合實際分析

首先，從全國范圍來看，基于服務(wù)貿(mào)易角度的貿(mào)易開放中，無論是出口貿(mào)易開放還是進口貿(mào)易開放對我國服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出增長都具有促進作用，而且這種促進作用都具有顯著性。

其次，基于加入WTO貿(mào)易開放對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的增長也表現(xiàn)出顯著的促進作用，由于服務(wù)業(yè)的特殊性，外商直接投資不僅能夠帶來資本存量的增加，更是技術(shù)溢出，知識積累的主要渠道，因此加入WTO能夠明顯促進我國服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的增長。

再者，就本文而言勞動力的人力資本越強，知識越豐富，執(zhí)行能力以及就業(yè)技能的學(xué)習(xí)能力越強，也越容易吸收企業(yè)文化，企業(yè)產(chǎn)出和產(chǎn)品質(zhì)量提升的可能性越大?，F(xiàn)代服務(wù)業(yè)尤其具有高技術(shù)，高知識，高技能的新興服務(wù)業(yè)對人力資本的依賴程度更髙。服務(wù)業(yè)的發(fā)展和增長更關(guān)注的是技術(shù)和資本含量，對于勞動力，尤其是不具有相對較高的人力資本水平的勞動力需求相對較少，但服務(wù)業(yè)的發(fā)展和擴張能提升服務(wù)業(yè)吸收就業(yè)的能力。

最后，經(jīng)濟發(fā)展水平能夠促進我國服務(wù)業(yè)的增長，經(jīng)濟發(fā)展水平的促進作用隨著全要素生產(chǎn)率上升而增強，目前，我國服務(wù)業(yè)尚處于初步發(fā)展階段，在服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)中，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，一國所能提供的服務(wù)業(yè)生產(chǎn)能力往往也越強，同時，在服務(wù)業(yè)的消費中，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，服務(wù)業(yè)的消費需求越旺盛，消費能力越充足，所以經(jīng)濟發(fā)展水平的提高有助于服務(wù)業(yè)增長。