中國自從步入21世紀，2001年加入世界貿易組織以來，服務貿易出口額從2000年的304億美元，增長為2018年的2089億美元，出口規(guī)模增長至2000年的6.87倍，年平均增長率高達12%?？梢钥闯?，我國的服務貿易出口不斷增加，貿易競爭力也不斷增強。因此，在服務貿易世界發(fā)展趨勢越來越強的情況下，我國為緊跟時代發(fā)展潮流，應當了解影響服務出口增長的因素是什么。

進入21世紀，由于我國受到2005年匯率機制改革和2008年次貸危機等影響，人民幣匯率的波動十分頻繁，這對我國的對外貿易產生巨大影響。服務貿易作為我國貿易出口的重要組成部分，所受到的影響也較大。由此可見，分析人民幣匯率變動對我國服務貿易出口之間的關系，對維護我國對外貿易穩(wěn)定具有重要意義。鑒于此，本文利用1998年至2019年的有關數據，分析自21世紀以來我國經歷一系列改革、經濟危機的背景下，人民幣實際有效匯率的變動是否影響服務出口增長。若影響，影響程度如何。

一、變量解釋及數據來源

本文將運用1998—2019年人民幣有效匯率來估計其變動對我國服務出口的影響。SE代表我國服務貿易總出口額，數據來源于中國國際貿易收支平衡表。EER代表有效匯率，分為實際有效匯率REER和名義有效匯率NEER，數據來源于WIND萬得數據庫。由于匯率對貿易出口的影響具有滯后性，因此引入變量EERt-1。除國際收支狀況自主改變有效匯率之外，政策也對匯率變動有重要影響。2005年7月我國匯率制度改革對人民幣匯率變動影響較大，因此設置虛擬變量D表示匯率改革對我國服務出口的影響，匯率改革前為D=0，匯率改革后為D=1。

本文所使用的數據中，匯率數據為1998年至2019年的月度數據，服務貿易出口為季度數據。鑒于各變量間單位不同，若簡單的建立變量間的回歸方程可能缺乏經濟意義，有失準確性。因此，將對變量取對數，建立如下經濟模型（1）式，將問題轉化為研究解釋變量變化1%對被解釋變量帶來的影響。

二、研究背景

（一）人民幣匯率走勢分析

1998-2004年人民幣兌美元的匯率在直接標價法下為1美元兌8.27人民幣，匯率基本穩(wěn)定。2005年7月21日，央行宣布進行匯率機制改革，實施以市場為基礎的、參考一籃子貨幣進行調節(jié)的、有管理的浮動匯率制度。在此之前，我國實施的是“盯住美元”的基本匯率制度。自2005年匯率改革以來，人民幣兌美元匯率降低，人民幣開始升值。從2006年開始，人民幣“破8”。受次貸危機的影響，2008年開始，人民幣“破7”，1美元僅可兌換6.94人民幣。此后人民幣兌美元匯率一直在1:6.6附近上下波動。2008年至2014年人民幣始終處于升值狀態(tài)，2014年達到匯率達到最低值1:6.14。自2015年開始，人民幣對美元匯率一直呈小幅貶值狀態(tài)。2017年人民幣兌美元達到1：6.75后出現(xiàn)小幅上升，為6.61。2019年8月9日，人民幣兌美元匯率達到1：7.06的高度。這是11年來人民幣首次“破7”。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計（1998—2019）

（二）我國服務出口的發(fā)展

2001年12月11日，中國正式加入世界貿易組織。在加入世貿組織前的2000年，我國服務貿易出口額304億美元，加入世貿組織后，2001年服務出口額達到333億美元，出口增加9.54%。2001年至2004年服務出口貿易量大幅增長，2004年增長為2001年的2倍多。自2005年以來，在匯率改革的基礎上，我國服務貿易出口額從744億美元一路升至2008年的1471億美元。2008年次貸危機爆發(fā)，我國服務貿易出口受其影響首次出現(xiàn)負增長。2009年服務出口僅為1294億美元，比2008年的1471億美元下降11.99%。2010年與2008年次貸危機前的出口額相比，雖稍有回升，但直至2014年，出口額也增長不多。2015年至2017年，我國服務貿易出口額都出現(xiàn)不同程度的負增長，直至2018年才有所回升。

圖1 1998—2019年中國服務出口額（季度）

（三）我國匯率變動和服務貿易出口之間的關系

通過以上分析發(fā)現(xiàn)，在1999—2018年的近20年間，除個別年份外，人民幣升值并沒有顯著抑制我國服務出口的增長，而2015年人民幣貶值，我國服務貿易出口卻與所下降。可以看出，人民幣貶值并沒有像經濟理論上所預期的那樣對服務貿易出口有所改善。因此提出疑問，匯率的改變與我國服務出口到底有怎樣的聯(lián)系。本文將運用計量經濟學的方法，通過時間序列的ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗，構建回歸模型并采用最小二乘法對兩者之間的關系進行分析、論證。

圖2 我國服務出口額、實際有效匯率和名義有效匯率的時間序列圖

三、實證結果及分析

（一）ADF單位根檢驗

時間序列采用OLS最小二乘法回歸分析變量之間的關系，但該回歸方法的前提假設是時間序列必須平穩(wěn)，否則就會造成謬誤或偽回歸。

由圖2可以初步判斷出LnSE、LnREER和Ln-NEER為非平穩(wěn)時間序列。于是將用ADF法對這些序列進行單位根檢驗。檢驗原理是假設被檢驗變量為非平穩(wěn)時間序列，當ADF檢驗所得的P值小于0.05時，則表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設，即所檢驗變量為平穩(wěn)時間序列。反之則不能拒絕原假設，被解釋變量為非平穩(wěn)時間序列。用Eviews 10.0檢驗結果如表2所示。

由表2可知，3個變量的ADF檢驗值的絕對值均小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，所以這三個時間序列為非平穩(wěn)序列。同時，LnSE、Ln-REER和LnNEER所檢驗出的P值分別為0.8713、0.4324和0.5345均大于0.05，不能在5%的顯著性水平下拒絕原假設，更驗證其不平穩(wěn)性。

表2 各變量ADF檢驗結果

因此，為得到平穩(wěn)序列，接下來將對這3個變量進行一階差分，得到新的時間序列D（LnSE）、D（LnREER）和D（LnNEER）。對新的時間序列再次進行ADF檢驗判斷一階差分后新序列的穩(wěn)定性。

由表3可以看出，3個變量的ADF值的絕對值均大于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，各變量經過一階差分后變平穩(wěn)。因此取對數后的人民幣實際有效匯率LnREER、名義有效匯率LnNEER和服務出口額LnSE可以用于建立協(xié)整回歸方程。

（二）協(xié)整檢驗

雖然實際有效匯率與名義有效匯率都可以表示人民幣匯率變動，但實際匯率剔除了國內外產品價格水平變動的影響，更為準確，因此選用實際有效匯率REER作為解釋變量建立回歸方程。

表3 各變量一階差分ADF檢驗

表4 殘差單位根檢驗結果

為了判定各解釋變量與被解釋變量之間有無長期均衡關系，對LnSE、LnREER、LnREERt-1和D建立協(xié)整回歸，得到殘差序列RESID01，對殘差序列進行單位根檢驗，判斷殘差序列是否平穩(wěn)，檢驗結果如表4所示。殘差的ADF檢驗P值為0.038小于0.05，所以殘差序列RESID01是平穩(wěn)的。

因此在5%的顯著性水平下，我國服務出口額與人民幣實際匯率之間存在著長期均衡關系。

（三）OLS回歸

根據表5，LnSE、LnREER、LnREERt-1和D之間的回歸方程如（2）式所示。

基于以上數據，我們可以得知，此模型的擬合優(yōu)度R2為0.85，說明在LnSE模型中因變量的85%能被解釋，擬合效果較好。模型LnSE的F-statistic為492.296，P值接近于零，所以模型是顯著的。但在單個解釋變量的顯著性檢驗方面，LnREER、Ln-REERt-1的P值分別為0.948和0.376，表明其對LnSE沒有顯著影響。因此應當對模型變量的選定做出改變。

經過反復篩選檢驗，發(fā)現(xiàn)LnREERt-1對模型顯著性影響較大，因此剔除LnREERt-1。對LnSE重新做OLS回歸，得到新的方程式（3）。新方程式中各變量P值和t值如表6所示。

可以看出，模型整體擬合度為0.85，F(xiàn)-statistic為739.6848，P值接近于零，同時各解釋變量均顯著。

但又考慮到LnSE與LnREER之間存在的可能不是一次線性關系，于是引入新的變量LnREER2。

再以LnREER、LnREER2和D為自變量，對LnSE做OLS回歸，得到新的方程式（4）。新方程式中各變量P值和t值如表7所示。

表5 LnSE模型中各變量的P值和t值

表6 LnSE模型中各變量的P值和t值

表7 LnSE模型中各變量的P值和t值

該方程式中LnSE方程的擬合優(yōu)度為0.87，說明解釋變量能夠解釋87% LnSE的變動。P值為0.0000明顯小于0.05，方程整體顯著。各解釋變量的P值均為0.0000，則所有解釋變量的系數均顯著。

說明在設定的3個回歸方程中，方程（4）的擬合效果最好，顯著性也最強，則運用方程（4）的結果對人民幣匯率變動對我國服務出口的影響做進一步分析。

（四）結論分析

上述回歸分析說明在1998年至2019年期間，匯率變動與服務出口貿易不是一次線性關系，而是二次方的關系。LnREER的系數為負，LnREER2的系數為正。匯率上升初期，有效匯率升高，但服務出口額減少，同時沿著二次曲線的左側下降。在底部曲線斜率變小，說明出口減速會隨著人民幣不斷升值而放緩。當達到某個臨界值后，有效匯率繼續(xù)上升，而出口額進入二次曲線右側上升趨勢，隨著匯率的持續(xù)上升，外貿出口額受到的影響越大，會加速上升。從此研究結果可以說明，滯后一期的人民幣實際有效匯率變動對當期服務出口增長具有顯著負向影響。因此人民幣實際有效匯率的變動，對服務出口的影響存在一種J曲線效應。

許多服務貿易投資者的投資出口會根據其他現(xiàn)行投資者與國家政策的變動來調整自身的投資。由于人民幣有效匯率變動對出口存在滯后影響，當匯率波動時，一般會認為匯率經市場調整向正常水平回歸，促使出口企業(yè)持一種“觀望”態(tài)度。服務出口的依據很大程度上基于前階段的匯率變動，因此服務出口與匯率的變動并不是同步增加或減少，而是一定程度上表現(xiàn)出一種此消彼長的現(xiàn)象。

四、我國服務出口的發(fā)展建議

（一）深化匯率制度改革，不斷推進利率市場化

提高人民幣匯率市場化的程度，以減小人民幣升值的壓力。由于我國在2005年匯率改革，從固定匯率變?yōu)楦訁R率制度，匯率波動較為頻繁，因此，推動利率市場化可以化解匯率穩(wěn)定和匯率浮動之間的關系。

（二）提高企業(yè)創(chuàng)新能力，增強出口產品市場競爭力

我國服務出口企業(yè)應當在新型服務模式等方面加大投入力度，了解市場需求，緊跟時代潮流，提升企業(yè)比較優(yōu)勢，提高出口競爭力。主動適應國際企業(yè)轉移和國外市場需求的變化。同時降低出口服務的彈性需求，一定程度上降低服務出口投資對匯率變動的敏感度。

（三）國家應當尊重市場的變動，不急于利用政策改變服務出口方向

政府應當在尊重市場規(guī)律的基礎上堅持市場決定匯率的機制不動搖，同時讓服務出口企業(yè)根據匯率的變動來決定自己的投資取向。適當運用穩(wěn)健有效的匯率政策，而不是生硬的運用強有力的行政手段進行干預，操控匯率，為政策操作留取一些空間。