一 引言及文獻述評

服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資作為服務(wù)經(jīng)濟國際化的兩種主要模式，一直備受世界各國政府重視。服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資是服務(wù)企業(yè)融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)、深度參與國際價值鏈分工與重構(gòu)的顯著特征。在構(gòu)建人類命運共同體和共建“一帶一路”倡議的現(xiàn)實背景下，服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外投資是調(diào)節(jié)各國資源配置，激發(fā)生產(chǎn)要素活力，實現(xiàn)互聯(lián)互通共享發(fā)展成果的重要抓手，對于中國消化過剩產(chǎn)能，實現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革目標具有重大戰(zhàn)略意義。出口貿(mào)易是海外市場的先導(dǎo)探索，為企業(yè)對外直接投資提供經(jīng)驗信息(崔遠淼和沈璐敏，2020)[1]。對外直接投資是企業(yè)獲取技術(shù)、資源與市場的必然選擇(李捷瑜等，2020)[2]。過去很長一段時期以來，在出口導(dǎo)向型政策引導(dǎo)下，出口成為驅(qū)動中國經(jīng)濟規(guī)模擴張的重要力量，在中國對外開放體系中占據(jù)主導(dǎo)地位(尹忠明和李東坤，2015)[3]。然而隨著國際金融危機、歐洲主權(quán)債務(wù)危機和全球新冠肺炎疫情的相繼爆發(fā)，外部市場需求進一步萎縮，嚴重限制中國服務(wù)貿(mào)易出口增長。對于近年來服務(wù)貿(mào)易長期處于逆差狀態(tài)的中國服務(wù)業(yè)來說，需要另辟發(fā)展蹊徑。在中國資本加速走向世界的背景下，利用對外直接投資挖掘國際市場成為有效方式(王培志和孫利平，2020)[4]。李克強總理在2020年政府工作報告中強調(diào)要“高質(zhì)量共建‘一帶一路’”、“發(fā)揮企業(yè)主體作用”、“引導(dǎo)對外投資健康發(fā)展”。服務(wù)業(yè)對外直接投資可以有效應(yīng)對外部市場需求萎縮困境，通過設(shè)立海外子公司實現(xiàn)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)和銷售，避開東道國貿(mào)易壁壘，達到企業(yè)國際化經(jīng)營目標。

鑒于對外直接投資與對外貿(mào)易在宏觀經(jīng)濟發(fā)展及企業(yè)國際化進程中扮演的重要角色，關(guān)于兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系也引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注與強烈興趣，學(xué)者試圖對“兩者之間能否兼得？”這一問題給出理論闡釋與經(jīng)驗證據(jù)。歸納來看，主要存在三類觀點：

1.對外直接投資與出口貿(mào)易相互替代。Mundell(1957)[5]將對外直接投資與對外貿(mào)易置于完全競爭、生產(chǎn)要素自由流動、規(guī)模報酬不變的理論框架下，得出在存在貿(mào)易壁壘的條件下，資本的跨國流動能夠有效繞過貿(mào)易壁壘，通過當(dāng)?shù)厣a(chǎn)替代出口貿(mào)易，對外投資與對外貿(mào)易呈現(xiàn)替代關(guān)系。這一開山鼻祖式的研究迅速獲得眾多學(xué)者的跟進研究，Johnson(1967)[6]、Buckley和Casson(1981)[7]、Belderbos和Sleuwaegen(1998)[8]、Grubert和Mutti(1991)[9]、Amiti和Wakelin(2003)[10]、Daniels和Ruhr(2014)[11]的研究不約而同地證實貿(mào)易壁壘引致的資本流動對出口貿(mào)易的替代作用。Egger(2001)[12]利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型為對外投資與出口的替代關(guān)系提供了來自歐盟的經(jīng)驗證據(jù)。Helpman et al.(2004)[13]的實證結(jié)果也支持對外投資出口替代的觀點。

2.對外直接投資與對外貿(mào)易相互促進。Kojima(1978)[14]基于邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論，指出一國對外投資應(yīng)該從處于或者即將處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)依次進行，此時資本跨國流動可以同時發(fā)揮母國和東道國的比較優(yōu)勢，促進分工效率的形成和對外貿(mào)易規(guī)模的擴大。對外投資與出口貿(mào)易互補的觀點也得到諸多實證結(jié)果的印證(Hejazi和Safarian，2001[15]；Mariam和Cecilio，2004[16]；Lipsey和Wesis，1981[17])。國內(nèi)研究方面，陳恩和曾紀斌(2014)[18]采用隨機前沿引力模型分析得出對外直接投資對中國出口效率提高具有積極作用的結(jié)論。項本武(2009)[19]研究表明中國對外直接投資對出口具有促進作用。鄭志丹(2017)[20]通過構(gòu)建Probit聯(lián)立方程和似無相關(guān)模型，驗證了OFDI與出口間呈現(xiàn)協(xié)同促進效應(yīng)。張紀鳳和黃萍(2013)[21]研究指出中國OFDI對出口貿(mào)易有明顯促進作用。郎麗華和劉新宇(2016)[22]研究指出對外直接投資與出口規(guī)模互補。蘇二豆和薛軍(2020)[23]采用雙重差分法實證表明服務(wù)型對外直接投資促進了中國企業(yè)出口規(guī)模的擴大。還有學(xué)者將對外直接投資進行分類，研究得出垂直型對外直接投資和水平型對外直接投資都能促進出口，但水平型對外直接投資出口促進作用更強(閆周府等，2019)[24]。

3.對外直接投資與對外貿(mào)易之間同時存在替代與促進關(guān)系。陳培如和冼國明(2018)[25]研究發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資的集約邊際與出口相互替代，擴展邊際對出口具有互補效應(yīng)。對外直接投資與出口間的關(guān)系是不確定的，替代與促進關(guān)系可能同時存在(Bergstrand和Egger，2007[26]；王杰等，2016[27])。究其原因在于，對外直接投資與出口貿(mào)易之間的關(guān)系或許不是簡單的一成不變，可能會因產(chǎn)業(yè)差異(Svenson，2004[28]；Liu et al.，2005[29])、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)(Blonigen，2001)[30]、母國特征(Egger和Pfaffermayr，2004)[31]、投資方式(Head和Ries，2001)[32]、東道國特征(柴慶春和胡添雨，2012[33]；王勝等，2014[34]；程中海和張偉俊，2017[35])、投資動機(Schmitz和Helmberger，1970[36]；Meng，2016[37])以及研究時間段選擇(范海君，2012)[38]等因素的不同而呈現(xiàn)差異。

綜上，目前研究聚焦于對外直接投資整體對出口貿(mào)易的影響效應(yīng)。甚少有學(xué)者從細分產(chǎn)業(yè)層面針對服務(wù)業(yè)對外直接投資和服務(wù)貿(mào)易出口之間的動態(tài)相關(guān)性進行系統(tǒng)的理論解析與實證檢驗。然而，不容忽視的一個事實是，近年來中國對外直接投資資金中，服務(wù)業(yè)占據(jù)七成以上，服務(wù)企業(yè)在中國企業(yè)國際化經(jīng)營進程中扮演愈來愈重要的角色。更值得指出的是，服務(wù)產(chǎn)品與貨物產(chǎn)品無論在商品特征抑或貿(mào)易形態(tài)層面都存在顯著差異。因此，以對外直接投資整體為視角的研究容易忽視服務(wù)業(yè)對外直接投資蓬勃發(fā)展的事實，掩蓋服務(wù)產(chǎn)品的固有屬性，不利于揭示服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易的本質(zhì)特征與內(nèi)在邏輯關(guān)聯(lián)。有鑒于此，本文以細分產(chǎn)業(yè)視角深入剖析服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口之間的內(nèi)在聯(lián)系。本文的邊際貢獻在于：一是從理論層面系統(tǒng)揭示服務(wù)業(yè)對外直接投資影響服務(wù)貿(mào)易出口的作用機制，明確服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的“創(chuàng)造效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”同時存在，服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口間的替代抑或創(chuàng)造關(guān)系在時序維度處于不斷的動態(tài)調(diào)整中，本文構(gòu)建的動態(tài)分析視角有別于從靜態(tài)角度理解服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系，豐富了服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口相互作用機制的認識；二是通過構(gòu)建SVAR計量模型，從經(jīng)驗層面證實了上述理論分析，表明服務(wù)業(yè)對外直接投資短期對服務(wù)貿(mào)易出口形成替代，中長期則對服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生創(chuàng)造效應(yīng)。本文對于“一帶一路”倡議下中國服務(wù)企業(yè)“走出去”以及促進中國服務(wù)貿(mào)易出口競爭力的培育與形成具有理論意義和現(xiàn)實指導(dǎo)價值。

二 中國服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)對外直接投資的現(xiàn)實特征

改革開放以來，隨著市場經(jīng)濟體制的確立和不斷完善，中國服務(wù)貿(mào)易經(jīng)歷了由無到有，由封閉到開放的歷史進程。特別是隨著市場經(jīng)濟主體深入認識到服務(wù)業(yè)對于經(jīng)濟社會發(fā)展的重大作用，擯棄過往長期以來忽視甚至否定服務(wù)業(yè)“價值創(chuàng)造”功能的觀念，沐浴著改革開放春風(fēng)的中國服務(wù)業(yè)迎來了快速發(fā)展的浪潮，中國服務(wù)業(yè)國際化道路也逐步鋪開，作為服務(wù)業(yè)國際化兩種主要模式的服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資獲得良好的發(fā)展環(huán)境。

圖1 中國服務(wù)貿(mào)易出口趨勢(1982-2017年)

從圖1可以看出，中國服務(wù)貿(mào)易出口基本呈現(xiàn)逐年上升態(tài)勢，在中國加入世界貿(mào)易組織之前，中國服務(wù)貿(mào)易出口一直在較低水平徘徊，每年服務(wù)貿(mào)易出口額不超過500億美元，服務(wù)貿(mào)易也大體保持略微順差。隨著中國加入世界貿(mào)易組織，中國服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模和出口增長速度都快速提升，2017年，中國服務(wù)貿(mào)易出口2281億美元，創(chuàng)下新高；與此同時，中國服務(wù)貿(mào)易也逐步由順差轉(zhuǎn)變?yōu)槟娌?，并且逆差幅度逐年擴大，2017年中國服務(wù)貿(mào)易逆差達到2395億美元，反映出中國服務(wù)產(chǎn)業(yè)在國際服務(wù)產(chǎn)業(yè)鏈體系中的競爭力有待提升。

圖2 中國服務(wù)業(yè)對外直接投資趨勢(2007-2017年)

與此同時，中國服務(wù)業(yè)對外直接投資也呈現(xiàn)逐年遞增趨勢，2007年，中國服務(wù)業(yè)對外直接投資僅195.64億美元，2017年，中國服務(wù)業(yè)對外直接投資已經(jīng)增長到1211.03億美元。特別是2013年“一帶一路”倡議提出以來，中國服務(wù)企業(yè)“走出去”的步伐明顯加快，服務(wù)業(yè)對外直接投資規(guī)模顯著提高，顯示出“一帶一路”倡議對于中國服務(wù)業(yè)國際化經(jīng)營的巨大推動作用。

三 服務(wù)業(yè)對外直接投資影響服務(wù)貿(mào)易出口的理論機制

(一)服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口替代效應(yīng)的理論機制

1.服務(wù)業(yè)對外直接投資的“技術(shù)溢出效應(yīng)”提高了東道國服務(wù)企業(yè)的管理服務(wù)業(yè)水平、生產(chǎn)效率以及國際競爭力，東道國企業(yè)和居民轉(zhuǎn)向購買本國服務(wù)提供商的產(chǎn)品對母國出口服務(wù)產(chǎn)品形成替代，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生“替代效應(yīng)”。根據(jù)Melitz(2003)[39]的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，生產(chǎn)率較低的企業(yè)供應(yīng)國內(nèi)市場，生產(chǎn)率較高的企業(yè)通過出口進入國外市場，生產(chǎn)率最高的企業(yè)通過對外直接投資進入國外市場。因此，服務(wù)業(yè)對外直接投資企業(yè)一般都具備較為先進的管理服務(wù)水平；并且，中國服務(wù)業(yè)對外直接投資東道國大部分是服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展水平欠發(fā)達的發(fā)展中國家，以2017年為例，中國對亞洲和拉丁美洲直接投資比重合計接近八成，中國對非洲直接投資比重也穩(wěn)步提升，這種發(fā)展階段的差距進一步拉大服務(wù)業(yè)對外直接投資企業(yè)和東道國服務(wù)企業(yè)的技術(shù)差距。服務(wù)業(yè)對外直接投資企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動對當(dāng)?shù)乇就练?wù)企業(yè)產(chǎn)生“示范效應(yīng)”，當(dāng)?shù)胤?wù)企業(yè)通過“干中學(xué)”(Learning by Doing)不斷提高自身服務(wù)產(chǎn)品層次和質(zhì)量。人才流動則進一步加劇服務(wù)業(yè)跨國公司的技術(shù)外溢以及促進東道國服務(wù)企業(yè)的技術(shù)吸收。東道國服務(wù)企業(yè)通過“吸收—模仿—創(chuàng)新”的技術(shù)升級路徑提升自身服務(wù)產(chǎn)品的國際競爭力，并“擠出”母國服務(wù)產(chǎn)品，實現(xiàn)對母國服務(wù)產(chǎn)品的替代。

2.服務(wù)業(yè)對外直接投資通過“競爭效應(yīng)”激活東道國市場活力，增強東道國服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新動能，促進東道國服務(wù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)品品質(zhì)提升，對母國服務(wù)產(chǎn)品出口形成替代。在服務(wù)業(yè)跨國公司尚未進入東道國時期，東道國服務(wù)企業(yè)面對的競爭威脅局限于本土服務(wù)企業(yè)。這種本土同行業(yè)的競爭一方面導(dǎo)致本國服務(wù)企業(yè)無法有效參與全球價值鏈分工，喪失在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中通過為全球企業(yè)提供服務(wù)而獲得分工利益并提升自身服務(wù)產(chǎn)品質(zhì)量與層次的機會；另一方面，本土同行業(yè)的競爭不足以激發(fā)服務(wù)企業(yè)的所有創(chuàng)新潛能和生產(chǎn)要素活力，部分服務(wù)企業(yè)在“死于安樂”、“得過且過”的狀態(tài)中與國際先進服務(wù)產(chǎn)品標準漸行漸遠。服務(wù)業(yè)對外直接投資徹底改變了東道國原有服務(wù)業(yè)市場競爭格局與環(huán)境生態(tài)。首先，跨國服務(wù)企業(yè)的進入帶來“鯰魚效應(yīng)”(鐘曉君，2019)[40]，激活東道國服務(wù)市場的競爭活力，提升東道國服務(wù)企業(yè)的憂患意識，刺激東道國服務(wù)企業(yè)不斷提高生產(chǎn)效率和服務(wù)質(zhì)量；其次，跨國服務(wù)企業(yè)帶來的競爭壓力倒逼東道國本土服務(wù)企業(yè)努力尋求更大的市場發(fā)展空間，在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)中實現(xiàn)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置和產(chǎn)品質(zhì)量的跨越式提升。綜上分析，服務(wù)業(yè)對外直接投資帶來的競爭效應(yīng)有利于盤活東道國服務(wù)企業(yè)市場活力，促使東道國服務(wù)企業(yè)不斷提升自身產(chǎn)品質(zhì)量和服務(wù)水平，實現(xiàn)對母國服務(wù)產(chǎn)品的替代。

(二)服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口創(chuàng)造效應(yīng)的理論機制

1.服務(wù)業(yè)對外直接投資通過“市場臨近效應(yīng)”對母國服務(wù)貿(mào)易出口形成創(chuàng)造。具體來說，“市場臨近效應(yīng)”通過兩種路徑促進服務(wù)貿(mào)易出口：一是增加客戶體驗。眾所周知，服務(wù)產(chǎn)品和貨物產(chǎn)品在產(chǎn)品形態(tài)和貿(mào)易特征上存在顯著差異。大多數(shù)服務(wù)產(chǎn)品具有無形性、生產(chǎn)和消費同時性以及不易儲存性等特性，這就導(dǎo)致消費者決定是否購買服務(wù)產(chǎn)品的判斷依據(jù)在于客戶體驗的好壞?？蛻趔w驗在買賣雙方達成服務(wù)交易過程中起關(guān)鍵作用。正如邁克爾(2010)[41]所指出“商品是一個物體，一件工具，一件物品；服務(wù)是一種行為，一次表現(xiàn)，一次努力”。服務(wù)跨國公司通過對外直接投資在海外設(shè)立子公司，獲得自身服務(wù)產(chǎn)品“表現(xiàn)”和“努力”的機會。境外消費者通過在子公司消費服務(wù)產(chǎn)品的直觀客戶體驗，有利于增加對服務(wù)產(chǎn)品的認可度和滿意度，進而促進母國服務(wù)貿(mào)易出口。例如麥當(dāng)勞的對外直接投資活動增加餐飲服務(wù)出口，希爾頓的對外直接投資增加住宿服務(wù)出口等。二是提升產(chǎn)品品牌知名度。品牌可以增加客戶粘性，對于擴大顧客忠誠度至關(guān)重要，同時，品牌也是買賣雙方達成服務(wù)交易的重要催化劑。早在20世紀八十年代，就有學(xué)者指出跨國公司子公司在境外的經(jīng)營活動能夠增加母公司的品牌知名度，進而促進產(chǎn)品出口(Lipsey和Weiss，1984)[42]。然而，品牌的建立無法一蹴而就，必須在“市場臨近”的環(huán)境中，通過大量市場調(diào)研，在深刻理解當(dāng)?shù)叵M者的消費需求、消費習(xí)慣和消費文化的基礎(chǔ)上，研發(fā)與設(shè)計出符合當(dāng)?shù)匚幕卣髋c消費特色的服務(wù)產(chǎn)品。毋庸置疑，服務(wù)業(yè)對外直接投資有利于擴大服務(wù)業(yè)跨國公司產(chǎn)品知名度，形成“品牌效應(yīng)”，并促進服務(wù)產(chǎn)品出口。綜上分析，服務(wù)業(yè)對外直接投資通過“市場臨近效應(yīng)”，增加客戶體驗，擴大品牌知名度，有利于服務(wù)產(chǎn)品的出口創(chuàng)造。

2.服務(wù)業(yè)對外直接投資通過“效率提升效應(yīng)”對母國服務(wù)貿(mào)易出口形成創(chuàng)造。已有研究表明，對外直接投資對母公司勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率的提升具有促進作用(楊亞平和吳祝紅，2015)[43]。綜合Buckley et al.(2007)[44]、Ramasamy et al.(2012)[45]和顧雪松等(2016)[46]的研究，結(jié)合服務(wù)業(yè)對外直接投資的事實特征，將服務(wù)業(yè)對外直接投資劃分為資源尋求型、技術(shù)獲取型、效率改進型和市場拓展型四類。對于資源尋求型服務(wù)業(yè)跨國公司來說，海外直接投資的目標在于尋求東道國豐裕且低廉的稟賦資源，為了更高效地開發(fā)當(dāng)?shù)刭Y源，子公司一般會沿用母公司已有的技術(shù)、物流、倉儲和通信等，促進母國與資源開采相關(guān)的服務(wù)和設(shè)備出口。技術(shù)獲取型服務(wù)業(yè)跨國公司海外投資的目標在于獲取先進的生產(chǎn)技術(shù)與服務(wù)技能，東道國主要為發(fā)達國家或地區(qū)。通過并購發(fā)達國家高技術(shù)含量的戰(zhàn)略資產(chǎn)、在當(dāng)?shù)卦O(shè)立聯(lián)合研發(fā)中心以及雇傭當(dāng)?shù)馗呒寄苋瞬诺韧緩?，促進發(fā)達國家生產(chǎn)技術(shù)和服務(wù)在子公司和母公司內(nèi)部形成逆向轉(zhuǎn)移。逆向技術(shù)溢出提高母公司生產(chǎn)效率(毛其淋和許家云，2014)[47]，提升母公司生產(chǎn)技術(shù)水平和服務(wù)質(zhì)量，進而促進服務(wù)貿(mào)易出口。效率改進型服務(wù)業(yè)跨國公司立足全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，充分利用國際國內(nèi)兩種資源、兩類市場，準確把握不同東道國所具備的不同比較優(yōu)勢，通過將服務(wù)產(chǎn)品價值鏈中特定環(huán)節(jié)向具有比較優(yōu)勢的東道國轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)企業(yè)自身特定優(yōu)勢(Specific Advantage)與東道國比較優(yōu)勢(Comparative Advantage)的有效融合，優(yōu)化企業(yè)服務(wù)產(chǎn)品價值鏈條的技術(shù)效率，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率和國際競爭力，促進服務(wù)產(chǎn)品出口。市場拓展型服務(wù)跨國公司根據(jù)其在東道國業(yè)務(wù)類型的差異可進一步細分為商務(wù)服務(wù)類和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)銷售類。商務(wù)服務(wù)類對外直接投資通過在東道國設(shè)立貿(mào)易服務(wù)機構(gòu)，從事銷售渠道擴展、產(chǎn)品宣傳、訂單收集、信息咨詢、物流調(diào)度、售后服務(wù)等業(yè)務(wù)，能夠降低企業(yè)出口成本(蔣冠宏和蔣殿春，2014)[48]，有利于擴大服務(wù)業(yè)跨國公司產(chǎn)品出口。當(dāng)?shù)厣a(chǎn)和銷售型服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的影響則具有不確定性，取決于企業(yè)投資后的貿(mào)易形式(Blonigen，2005)[49]。

(三)服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口效應(yīng)動態(tài)調(diào)整的理論機制

動態(tài)上看，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的“替代效應(yīng)”與“創(chuàng)造效應(yīng)”并存。在某一時期，服務(wù)業(yè)對外直接投資外在表現(xiàn)為增加抑或減少服務(wù)貿(mào)易出口取決于“替代效應(yīng)”與“創(chuàng)造效應(yīng)”孰大孰小。當(dāng)“替代效應(yīng)”大于“創(chuàng)造效應(yīng)”時，服務(wù)業(yè)對外直接投資外在表現(xiàn)為抑制服務(wù)貿(mào)易出口；當(dāng)“替代效應(yīng)”小于“創(chuàng)造效應(yīng)”時，服務(wù)業(yè)對外直接投資外在表現(xiàn)為促進服務(wù)貿(mào)易出口。

四 服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口的長期均衡關(guān)系檢驗

鑒于服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資在時序維度具有相近的發(fā)展態(tài)勢，本文選取中國服務(wù)業(yè)對外直接投資額(SODI)和中國服務(wù)貿(mào)易出口額(SEx)作為核心變量，進一步考察它們之間是否存在長期均衡關(guān)系。其中，服務(wù)業(yè)對外直接投資數(shù)據(jù)為交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)，教育，衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理和社會組織等14個服務(wù)行業(yè)對外直接投資額之和。采用美元兌換人民幣年平均匯價將計價單位轉(zhuǎn)換人民幣，并運用居民消費價格指數(shù)(2007=100)對變量進行平減，將變量轉(zhuǎn)化為不受價格變動因素影響的實際值。同時，為了增大數(shù)據(jù)線性化趨勢并在一定程度消除異方差，本文對變量做自然對數(shù)處理并運用ADF單位根檢驗法檢驗其平穩(wěn)性，結(jié)果如表1所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗

由表1可以得出結(jié)論，服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資變量即使在10%的顯著性水平下也不能拒絕序列含有單位根的原假設(shè)，因此服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資都是非平穩(wěn)變量；通過一階差分，服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資變量都在5%的顯著性水平下拒絕序列含有單位根的原假設(shè)，變量一階差分平穩(wěn)，因此服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資變量都是一階單整變量。服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資滿足存在長期均衡關(guān)系的前提條件。

進一步地，采用基于向量自回歸模型回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗法對服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資是否存在長期均衡關(guān)系進行檢驗，根據(jù)數(shù)據(jù)特征，AIC以及SC準則確認協(xié)整方程存在截距項，得到協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 長期均衡關(guān)系檢驗結(jié)果

由表2可知，服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，同時在10%的顯著性水平下不能拒絕至多一個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資存在顯著的長期均衡關(guān)系。

既然服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資存在長期均衡關(guān)系，那么究竟是服務(wù)業(yè)對外直接投資引起服務(wù)貿(mào)易出口變動？抑或服務(wù)貿(mào)易出口引起服務(wù)業(yè)對外直接投資變動？還是服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口之間存在雙向因果關(guān)系？本文采取格蘭杰因果關(guān)系檢驗法進行檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

根據(jù)檢驗結(jié)果，服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口之間并不存在雙向因果關(guān)系，僅存在服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的單向影響，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的變動具有重要影響。這種影響表現(xiàn)為：一方面，服務(wù)業(yè)對外直接投資可以通過“技術(shù)溢出效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”，提升東道國服務(wù)企業(yè)技術(shù)水平，盤活東道國服務(wù)市場生產(chǎn)要素，進而對母國服務(wù)產(chǎn)品出口形成替代；另一方面，服務(wù)對外直接投資可以通過“市場臨近效應(yīng)”和“效率提升效應(yīng)”，增加國外客戶體驗、提升品牌知名度和提升母公司全要素生產(chǎn)率等方式，進而對母國服務(wù)產(chǎn)品出口形成創(chuàng)造。

五 服務(wù)業(yè)對外直接投資影響服務(wù)貿(mào)易出口的動態(tài)路徑

通過協(xié)整與格蘭杰因果分析可知，服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口之間存在長期均衡關(guān)系，且這種均衡關(guān)系是通過服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的單向影響形成的。本節(jié)進一步探究服務(wù)業(yè)對外直接投資影響服務(wù)業(yè)貿(mào)易出口的動態(tài)路徑，以深度刻畫和反映服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口之間的動態(tài)相關(guān)性，回答服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口是互補抑或替代的問題。

(一)SVAR模型的設(shè)定與估計

向量自回歸模型(VAR模型)是將經(jīng)濟系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值作為模型的解釋變量所構(gòu)建的反映經(jīng)濟系統(tǒng)動態(tài)變化規(guī)律的非結(jié)構(gòu)化多方程計量經(jīng)濟模型，一般可以表示為：

zt=γ1zt-1+γ2zt-2+…+γszt-s+ΨWt+ζt

其中，zt是h維內(nèi)生變量向量，Wt是l維外生變量向量，h×h維矩陣γ1,γ2…γs和h×1維矩陣Ψ是模型的待估系數(shù)矩陣，s是模型內(nèi)生變量向量zt的滯后階數(shù)，ζt為模型的隨機誤差項，ζt不存在序列相關(guān)，且不與模型解釋變量相關(guān)，但允許ζt之間存在同期相關(guān)。

上述向量自回歸模型(VAR模型)的缺點是無法展現(xiàn)變量的當(dāng)期值對被解釋變量的影響，變量間的當(dāng)期影響被納入隨機誤差項中。為了反映變量間當(dāng)期交互影響，需要采用結(jié)構(gòu)化向量自回歸模型(SVAR模型)，一般的h維s階SVAR(s)模型的形式為：

B0zt=B1zt-1+B2zt-2+…+Bszt-s+υt

其中，B0是對角線為1的h階方陣，反映經(jīng)濟系統(tǒng)中同期變量的相互關(guān)系，υt是h維無法觀測的結(jié)構(gòu)新息向量(Innovation Vector)。

將上式轉(zhuǎn)換為滯后算子表達，可以得到：

B(L)zt=υt

其中，B(L)=B0-B1L-B2L2-…-BsLs，E(υ,υt′)=Ih。

如果矩陣多項式B(L)可逆，則有：

zt=G(L)υt

(1)

同時，一般的h維s階VAR模型表示為：

zt=γ1zt-1+γ2zt-2+…+γszt-s+ζt

采用滯后算子表達：γ(L)zt=ζt

(2)

其中，γ(L)=I-γ1L-γ2L2-…-γsLs。

在滿足平穩(wěn)性條件(即行列式|γ(L)|的根都在單位圓外)的前提下，上式可以進一步轉(zhuǎn)換為向量移動平均形式：

zt=J(L)ζt

(3)

其中，J(L)=γ(L)-1=J0+J1L+J2L2+J3L3+…，J0=Ih。

聯(lián)合式(1)和式(3)，可以得到典型的SVAR模型的基本表達形式為：

J(L)ζt=G(L)υt

(4)

假設(shè)A、B是h×h的可逆矩陣，用矩陣A左乘式(2)，可得：Aγ(L)zt=Aζt， 如果A、B滿足Aζt=Bυt，E(υt)=0h，E(υtυt′)=Ih，則稱為AB型SVAR模型。

在上述分析的基礎(chǔ)上，建立服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資的SVAR模型，根據(jù)AIC、SC及HQ準則，選擇最優(yōu)滯后期為2，因此模型設(shè)定為SVAR(2)，其形式為：

C0zt=Γ1zt-1+Γ2zt-2+υt

(5)

其中，zt=(lnSEx, lnSODI)′，考慮式(5)是AB型SVAR模型，則有：Aζt=Bυt，且A=C0，矩陣A和矩陣B的形式可以表示為：

其中，υ1t和υ2t分別反映了對服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資的結(jié)構(gòu)沖擊。為了使SVAR模型滿足識別條件，需要對模型施加h(h-1)/2=1個約束條件，根據(jù)前文格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知，服務(wù)貿(mào)易出口不是服務(wù)業(yè)對外直接投資的格蘭杰原因，僅存在服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的單向影響，因此，施加約束：服務(wù)業(yè)對外直接投資不隨當(dāng)期服務(wù)貿(mào)易出口的變動而變動，即a21=0。

在施加約束后，SVAR模型恰好識別，采用完全信息極大似然法(FIML)對上述SVAR模型進行估計，得到模型估計結(jié)果：

上述模型檢驗結(jié)果良好，所有估計量都在1%的水平下通過變量顯著性檢驗，模型統(tǒng)計性質(zhì)良好，可以作進一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

(二)基于SVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于反映SVAR模型中某內(nèi)生變量新息受到當(dāng)期一個標準差沖擊后，經(jīng)過SVAR模型所構(gòu)建的經(jīng)濟系統(tǒng)，傳導(dǎo)給自身及其他內(nèi)生變量，從而對系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的當(dāng)期和未來值產(chǎn)生影響的分析方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可以直觀地反映內(nèi)生變量對沖擊所產(chǎn)生的動態(tài)路徑。對于h維s階的SVAR(s)模型，脈沖響應(yīng)函數(shù)可以表示為：

為了反映服務(wù)業(yè)對外直接投資影響服務(wù)貿(mào)易出口的長期動態(tài)路徑，基于前文所建立SVAR(2)模型，作出服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)業(yè)對外直接投資的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。如圖3所示，圖中縱軸代表服務(wù)貿(mào)易出口對服務(wù)業(yè)對外直接投資一個標準差沖擊的脈沖響應(yīng)值，橫軸代表沖擊作用的滯后時間(單位：年)，虛線代表正負兩倍標準差分布帶。

圖3 服務(wù)貿(mào)易出口對服務(wù)業(yè)對外直接投資結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)函數(shù)

由圖3可以看出，服務(wù)貿(mào)易出口對于服務(wù)業(yè)對外直接投資的正向沖擊在第一期就表現(xiàn)出最大的負效應(yīng)，其負向響應(yīng)值為-0.024。然而服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的負向影響在第二期開始逐漸衰減，服務(wù)貿(mào)易出口的第二期負向響應(yīng)值已經(jīng)衰退為-0.006。從第三期開始，服務(wù)業(yè)對外直接投資的正向沖擊對服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生強烈的正向影響，正向響應(yīng)值達到最大的0.057。此后，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的正向影響逐漸遞減。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的影響不是一成不變的，這種影響隨著時間的推移呈現(xiàn)動態(tài)特征。在短期，服務(wù)業(yè)對外直接投資的“替代效應(yīng)”大于“創(chuàng)造效應(yīng)”，服務(wù)業(yè)對外直接投資將對服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生抑制作用，此時服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易外在表現(xiàn)為互相替代；然而，隨著時間的推移，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的拉動效應(yīng)充分顯示出來，從中長期來看，服務(wù)業(yè)對外直接投資的“創(chuàng)造效應(yīng)”大于“替代效應(yīng)”，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)業(yè)貿(mào)易出口產(chǎn)生促進作用，服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展并互相補充。

(三)基于SVAR模型的預(yù)測方差分解

為了進一步考察服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口變動的重要程度，本文基于SVAR(2)模型進行預(yù)測方差分解。通過方差分解，可以準確地分辨出服務(wù)貿(mào)易出口的變動是由自身變動傳導(dǎo)引起，還是有系統(tǒng)中服務(wù)業(yè)對外直接投資的變動引起。服務(wù)貿(mào)易出口的預(yù)測方差分解如表4所示。

表4 服務(wù)貿(mào)易出口的預(yù)測方差分解

由表4可知，服務(wù)貿(mào)易出口的短期變動是由其自身和服務(wù)業(yè)對外直接投資共同引起的。隨著時間的推移，服務(wù)業(yè)出口自身變動的貢獻率逐漸降低，服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口變化的貢獻度卻呈現(xiàn)逐期增大的趨勢，從長期來看，服務(wù)貿(mào)易出口89%的變動是由服務(wù)業(yè)對外直接投資引起的。表明服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口具有重要作用。

六 結(jié)論及政策建議

本文剖析了服務(wù)業(yè)對外直接投資影響服務(wù)貿(mào)易出口的理論機制：一方面，服務(wù)業(yè)對直接投資通過“技術(shù)溢出效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”改變東道國服務(wù)業(yè)市場生態(tài)，激活東道國服務(wù)業(yè)市場要素活力，促進東道國通過本土服務(wù)產(chǎn)品形成對母國服務(wù)產(chǎn)品的替代；另一方面，服務(wù)業(yè)對外直接投資通過“市場臨近效應(yīng)”和“效率提升效應(yīng)”對母國服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生創(chuàng)造作用。即服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口的“替代效應(yīng)”與“創(chuàng)造效應(yīng)”并存。在某一時期，服務(wù)業(yè)對外直接投資外在表現(xiàn)為增加抑或減少服務(wù)貿(mào)易出口取決于“替代效應(yīng)”與“創(chuàng)造效應(yīng)”孰大孰小。當(dāng)“替代效應(yīng)”大于“創(chuàng)造效應(yīng)”時，服務(wù)業(yè)對外直接投資抑制服務(wù)貿(mào)易出口；當(dāng)“替代效應(yīng)”小于“創(chuàng)造效應(yīng)”時，服務(wù)業(yè)對外直接投資促進服務(wù)貿(mào)易出口。通過建立SVAR模型對中國的經(jīng)驗研究顯示，服務(wù)業(yè)對外直接投資短期內(nèi)抑制了服務(wù)貿(mào)易出口，中長期則對服務(wù)貿(mào)易出口具有促進作用；預(yù)測方差分解顯示服務(wù)業(yè)對外直接投資是服務(wù)貿(mào)易出口變動的重要影響因素。據(jù)此，提出以下政策建議：

第一，共商共建共享“一帶一路”發(fā)展契機，增加“一帶一路”沿線國家服務(wù)出口及對外直接投資，加強與“一帶一路”沿線國家在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的合作，讓“一帶一路”沿線國家成為中國服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)對外直接投資的新增長點以及中國服務(wù)資本和服務(wù)產(chǎn)品走向世界的重要窗口。

第二，正確認識服務(wù)業(yè)對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口帶來的“短期陣痛”，通過提升服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力、改進服務(wù)產(chǎn)品質(zhì)量、提升服務(wù)產(chǎn)品層次等途徑，培育國內(nèi)服務(wù)企業(yè)國際競爭新優(yōu)勢，抵消服務(wù)業(yè)對外直接投資帶來的短期不利影響和沖擊，保障服務(wù)貿(mào)易出口回穩(wěn)向好。

第三，積極發(fā)揮服務(wù)業(yè)對外直接投資在中長期對服務(wù)貿(mào)易出口的創(chuàng)造效應(yīng)，擴大服務(wù)業(yè)對外直接投資規(guī)模，提高服務(wù)業(yè)對外直接投資質(zhì)量，改善服務(wù)業(yè)對外直接投資結(jié)構(gòu)，增加對發(fā)達國家及現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的投資，增強學(xué)習(xí)能力，有效利用逆向技術(shù)溢出，促進中國服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級和出口競爭力提升。

第四，發(fā)揮政府在行政審批、信息發(fā)布、風(fēng)險提示、稅收優(yōu)惠、金融支持等方面的職能，鼓勵有實力的服務(wù)企業(yè)在完備風(fēng)險評估的基礎(chǔ)上積極“走出去”，增強中國服務(wù)企業(yè)綜合利用兩類資源、兩種市場的能力，打造具有世界影響力的中國服務(wù)業(yè)跨國公司巨頭；同時，鼓勵走出去企業(yè)選用本土服務(wù)提供商，在促進中國服務(wù)企業(yè)服務(wù)出口的同時，實現(xiàn)服務(wù)業(yè)對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易出口的協(xié)同發(fā)展。