壹、中國服務貿易發展概況
改革開放以來，我國服務貿易發展迅速，壹些新興服務業基本形成了較為完整的服務業體系。從1978到2007年的30年間，服務業平均增速超過10%，高於同期GDP平均增速。縱觀改革開放30年來中國服務貿易的發展，可以看出中國服務貿易呈現總量增長、結構失衡的特點。
1.從貿易總額來看，增長迅速，逆差擴大。
隨著中國服務業的逐步開放，服務貿易發展迅速。中國服務貿易進出口從2007年的20.24美元和251.2億美元增長到2007年的1.2億美元和1.7億美元，年均增長率分別為21.2%和1.7%。1989中國服務出口排名世界第27位，進口排名第32位。到2000年，服務出口達到301億美元，進口達到359億美元，服務貿易總額達到660億美元，居世界第12位。2003年，我國服務貿易進出口總額首次突破6543.8+000億美元大關，增速654.38+08%，成為世界第九大服務貿易國，首次進入世界654.38+00強。2005年，我國服務貿易規模繼續擴大，服務貿易收支總規模達到6543.8+0582億美元，增長654.38+08%，占同期我國國內生產總值的7%，比2004年微增4%。2007年，中國服務貿易進出口雙雙突破6543.8+0億美元大關，服務貿易總額達到2560億美元，增速超過20%。其中，服務貿易進口額6543.8+029億美元，占世界服務貿易的4.2%，居世界第五位；服務貿易出口額6543.8+027億美元，占世界服務貿易的3.9%，居世界第七位。
圖1 1982 ~ 2007年中國服務貿易進出口情況。
註:圖中增長率指服務進出口總額與上年的比值，未扣除價格水平的影響。
資料來源:根據商務部《中國服務貿易發展報告2007》提供的“服務貿易進出口分項數據”。
此外，從圖1可以看出，在1982 ~ 1991期間，服務出口普遍大於服務進口，服務貿易處於順差狀態，但從1992到2007年，從服務貿易總額的增長率來看，服務出口小於服務進口(除1994外)，在198期間 服務貿易總額同比增速較上年大多在10%-30%之間(除了個別年份受外部環境影響可能出現負增長或異常高增長，如1983、1992、18)。 21世紀，在中國加入WTO的強力推動下，服務貿易再次出現高速增長。在此期間，出口年均增長率達到22%，進口年均增長率達到21%。
2.從貿易結構來看，不平衡突出並逐步改善。
根據生產性服務業的要素密集性，服務業可分為兩類:壹類是自然資源或勞動密集型的傳統服務業，主要包括交通運輸和旅遊；二是知識、技術或資本密集型的新興服務業，主要包括通信、保險、金融計算機和信息服務、專利許可和技術轉讓、電影和其他音像制品、會計、法律、咨詢和廣告。
從圖2和圖3可以看出，(1)以交通運輸和旅遊為主的傳統服務貿易占比較大，兩者之和在所選年份占比超過60%，而以金融、保險、咨詢、專有權利使用費和特許經營費為主的新興服務貿易占比相對較小；(2)從出口方面看，運輸服務出口占服務貿易出口總額的比重明顯下降，在1999達到最低水平，之後逐步上升；旅遊服務出口比重從1982到1990基本保持不變，但從1991開始明顯上升，2003年開始再次下降(受非典影響)。其他商務服務出口比重基本呈穩定增長趨勢；(3)從進口方面看，運輸服務進口占服務貿易進口總額的比重明顯下降，從1982的66.86%下降到2007年的30.94%；旅遊服務進口逐步增長，從1982的3.54%增長到2007年的23.96%；其他商務服務進口比重基本穩定增長。因此，盡管中國的服務貿易結構仍以勞動密集型和資源密集型為主，但中國的服務貿易出口結構和進口結構正逐步從傳統的勞動密集型或資源密集型向新興的知識(技術)密集型轉變。
圖2 2007年中國服務貿易出口結構變化
圖3 2007年中國服務貿易進口結構變化
資料來源:中國統計年鑒、國家外匯管理局中國國際收支平衡表、世界貿易組織統計年鑒歷年數據。
通過比較可以發現，進入21世紀後，隨著我國服務市場的不斷開放，服務貿易內部結構逐步改善。壹方面，以自然資源或勞動密集型為主的旅遊服務等傳統服務部門的出口和進口比重逐漸降低，運輸服務的出口和進口比重有所上升，但與上世紀80年代相比大幅下降；另壹方面，以知識(技術)密集型為主的計算機和信息服務、咨詢服務等新興服務業發展較快，進出口比重與日俱增。但與此同時，必須註意到，壹些重要服務部門，如保險服務、特許權使用費和使用費、咨詢和其他部門的進口比例大幅增加，反映出這些服務的國內供應水平較低。
二、文獻綜述
回顧近年來的國外文獻，關於服務貿易與經濟增長的研究文獻主要是從服務貿易自由化的角度展開的，而服務貿易自由化對壹國經濟的影響主要集中在兩個關鍵行業:整體服務貿易、金融和電信。具體包括以下四個方面:
1.利用貿易自由化效應的理論模型，分析整體服務貿易自由化對經濟增長的影響。
Dee和Hanslow(2000)的研究表明，如果完全取消烏拉圭回合後的服務貿易和商品貿易的貿易壁壘，整個世界經濟將從中獲得2600億美元的收益，其中6543.8+030億美元來自服務貿易，與商品貿易的收益大致相當。Sherman Robinson (2002)選取了10個國家和地區、11個部門的橫截面數據作為研究對象。研究結構表明，服務貿易不僅直接影響世界服務產品的生產和貿易，而且通過產業間的投入產出關系對經濟的其他部門產生重要影響。對於發展中國家來說，當他們從發達國家進口服務產品時，他們可以獲得信息和先進技術，從而導致全要素生產率的提高，促進經濟增長。盧瑟福，塔爾和謝波蒂洛(2005)使用CGE模型來評估和分析俄羅斯加入世貿組織的影響。他們得出了相同的結論，即服務市場的開放可以增加壹國的福利，消除服務業FDI的市場準入壁壘是壹國服務貿易自由化福利增加的主要來源。
2.基於特定的服務貿易部門，討論特定服務貿易部門的開放對壹國經濟增長的影響。
由於服務貿易談判主要集中在金融和電信部門，關於具體服務部門與經濟增長關系的文獻主要集中在這兩個部門。戈德史密斯(1969)認為，金融服務可以通過將金融資本投資於最具生產力的部門來增加壹個國家的產出和收入。他將金融資產與GNP的比率作為衡量金融部門績效的指標，並將其作為解釋變量來解釋經濟增長。King和Levine(1993)指出，金融服務可以通過增加資本積累和/或技術創新來促進行業增長。在控制了影響長期增長的其他因素的前提下，用金融系統債務/GDP比率和金融系統貸款/GDP比率來解釋金融業本身的增長，得到了顯著的正回歸結果。Francois和Schuknecht(2000)使用貿易開放度、主要宏觀經濟變量和金融部門集中度來解釋實際人均國內生產總值增長率。他們發現，金融業和貿易的開放與經濟增長之間存在正相關關系。Khoury和Savvides(2006)選取了包括發展中國家和發達國家在內的60個國家的電信和金融服務部門的截面數據，建立了門限回歸模型。結果表明，服務市場開放對低收入國家和高收入國家經濟增長的影響顯著不同，特定服務部門開放對經濟增長的影響與該國的經濟發展水平有關。
3.本文從服務作為中間投入的角度，研究生產性服務貿易對壹國經濟增長的影響。
馬庫森(1989)發現，資本密集型的中間投入和知識密集型的生產性服務業都能帶來遞增的回報。雖然服務業外商直接投資在服務市場開放後會對國內服務企業產生局部的“擠出效應”，但該服務領域的競爭導致國內對該服務的需求更大，因此外資提供的服務對國內相應服務的替代效應小於競爭造成的規模效應；同時，由於服務差異化的特點，外國投資者提供的服務成為國內提供中間投入品的有益補充。因此，他認為，生產者服務的自由化可能會對壹個國家的社會福利產生重大的積極影響。Francois，Joseph和Kenneth Reinert (1996)利用17個國家的數據分析了服務業在生產和貿易結構中的作用；這些研究普遍認為，生產性服務貿易的進口對壹國經濟增長具有積極影響，主要是因為生產性服務通過提高整個經濟部門的生產率來促進經濟發展，生產性服務貿易與其他服務貿易和商品貿易是互補關系而不是替代關系。Hoekman(2006)認為，在壹些國家，如印度，服務業可能成為經濟增長的引擎。據他分析，在開放的服務市場條件下，服務將成為國內企業競爭力的關鍵因素，而企業的競爭力在很大程度上取決於能否獲得低成本、高質量的生產性服務，如金融、電信、運輸和分銷服務。因此，生產性服務業的進口將促進國內相關服務業的快速發展，從而提高國家的經濟績效。
4.本文基於具體的服務貿易模型，研究不同模型下服務貿易自由化對壹國經濟增長的影響。
華利和鮑勃·漢密爾頓(1984)研究了取消國家間勞動力流動的所有限制後對全球經濟的影響。由於自然人流動的開放，基於不同國家勞動力邊際產品的勞動力資源在全球範圍內進行了新的配置。因此，他們估計，在某些條件下，由於勞動力的自由流動，全球收入可能會翻壹番，而且會對各國的收入分配產生重大影響。Walmsley和Winters(2005)指出，如果發達國家允許相當於其國內勞動力3%的外國服務提供商進入其國內市場，全球收益可能遠遠超過任何現有的貿易形式自由化帶來的收益，發達國家和發展中國家都可以* * *享受這種福利的增加。此外，他們還指出，技術工人的自由流動目前已經得到了廣泛的討論和解決，然而，非技術工人的自由流動也會產生更多的利益。
回顧國內學者對服務貿易與經濟增長的研究，主要從定性和定量兩個方面進行。在定性分析方面，有學者詳細分析了服務貿易對壹國經濟的各種影響，主要有王建(1999)、熊春蘭(2000)、(2003)、程大中(2004)、苗(2005)。在定量分析中，魏緒芳和鄭治國(2004)采用最小二乘法對中國服務貿易與經濟增長進行了實證分析。結果表明，中國進出口額與GDP之間存在正相關關系，服務進口對經濟增長的促進作用大於出口。孫(2005)實證研究了服務貿易與澳門經濟增長之間的數量關系，結果表明，澳門服務貿易每凈出口增加65，438+0美元，GDP將增加2.25美元；胡日東和蘇啟芳(2005)利用中國65438-0985-2004年的年度數據進行回歸分析，發現從長期來看，服務貿易出口可以促進經濟增長，而服務貿易進口可以抑制經濟增長，但兩者的凈效應為正；短期內，服務進出口對經濟增長影響不大；潘愛民(2006)利用誤差修正模型研究:服務貿易出口、進口與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系；短期內，三者之間的關系迅速從短期偏離向長期均衡調整轉變，服務貿易進口的短期波動對經濟增長具有明顯的短期變化。
綜合以上研究文獻可以發現，國內外的實證文獻大多側重於分析服務貿易總量對經濟增長的影響，而服務貿易結構與經濟增長關系的研究尚屬空白。因此，本文利用65438-0982-2007年我國不同行業服務貿易的進出口和GDP數據，構建貿易結構指標，基於脈沖響應函數分析考察服務貿易結構與經濟增長之間的動態沖擊反應，揭示兩者之間的長期動態互動關系。
第三，數據和方法
(A)數據來源和變量定義
1.數據源
筆者選取1982-2007年的年度數據作為樣本數據，數據均來自《中國統計年鑒》、國家外匯管理局《中國國際收支平衡表》和《世界貿易組織統計年鑒》。世界貿易組織將服務貿易分為三個部門，即運輸、旅遊和其他商業服務。其他經營性服務壹項包括八項，具體為，通信、建築、保險、金融計算機及信息服務、專利許可及技術轉讓、文化體育娛樂(含電影及其他音像制品)和其他經營性服務(含會計、法律、咨詢、廣告)。
2.變量的定義
根據生產性服務業的要素密集性，服務業可分為兩類:壹類是自然資源或勞動密集型的傳統服務業，主要包括交通運輸和旅遊；二是知識、技術或資本密集型的新興服務業，主要包括通信、建築、保險、金融計算機和信息服務、專利許可和技術轉讓、音像制品如電影、會計、法律、咨詢和廣告等。因此，在考察服務貿易結構時，我們構建了傳統服務出口份額和傳統服務進口份額來衡量。傳統服務出口份額(EXSH)表示傳統服務出口占總出口的比重，即，，，分別指當年運輸出口、旅遊出口和總出口；IMSH(傳統服務進口份額)表示傳統服務進口占進口總額的比重，即，，，分別指當年運輸進口、旅遊進口和進口總額。考慮到其他商務服務中的其他商務服務可能包含壹些傳統服務，但無法獲得各種新興服務的具體數據，作者采用和指標來大致反映中國服務貿易的結構，用歷年GDP來代表經濟增長。
為了消除匯率和物價因素的影響，GDP數據換算成美元，各年GDP數據減去居民消費價格指數。由於中國的CPI指數僅從1985開始編制，因此從1982到1984的數據都是通過城市居民消費價格指數進行折算，折算後得到RGDP。為了避免時間序列經濟數據的異方差性，采用RGDP的自然對數作為LRGDP。這種轉變不會改變時間序列的特征。
圖3服務貿易結構指標EXSH和IMSH的趨勢
從圖3可以看出，1982-2007期間，傳統服務貿易的出口額和進口額占比均超過50%，說明傳統服務貿易仍是我國服務貿易的主體部分，在服務貿易發展中發揮著重要作用。傳統服務貿易出口在20世紀80年代發展迅速，每年占比都在70%以上，之後逐漸下降，2003年達到最低水平，占比僅為54.58%。1982-1993期間，傳統服務貿易進口占比除個別年份(1984)超過70%，個別年份達到90%，如1986、1990。隨著中國加入世貿組織，服務貿易市場進壹步開放。
(二)單位根檢驗和協整分析
在時間序列的分析中，傳統上要求數據是平穩的，即不存在隨機趨勢或確定性趨勢。如果用非平穩時間序列變量進行回歸，就會出現“偽回歸”現象。然而，現實經濟中的時間序列往往是非平穩的。為了使回歸有意義，通過做壹個差分，然後再回歸來穩定時間序列，但這樣做的缺點是會丟失原始序列中的有用信息，而這些信息是問題分析所必需的。Enger和Granger提出的協整方法很好地解決了這個問題，協整分析需要單位根檢驗。單位根檢驗的方法很多，如DF法、ADF法、PP法等。本文采用ADF方法。
我們對每個變量做ADF檢驗，經過多次嘗試，選擇了最佳的滯後期和檢驗形式，得到了如表2所示的單位根結果。從表2可以看出，在1%的顯著性水平上，所有變量序列的水平項都是非平穩序列；壹階差分後都穩定在0.01的顯著性水平，所以都是壹階簡單整數I(1)，我們可以在此基礎上做協整檢驗。
由於VAR模型對滯後期的選擇比較敏感，因此采用AIC或SC最小原則來確定最佳滯後期。確定滯後期個數中的滯後，然後驗證協整中是否存在常數項和時間趨勢項，再對數據進行協整檢驗，結果如表3所示。從表3可以看出，GDP與兩個協整方程和變量之間存在長期均衡關系。協整方程殘差的ADF檢驗表明殘差是平穩序列，這也證明了經濟增長與傳統服務出口份額和傳統服務進口份額之間存在協整關系。
表2各變量平穩性檢驗結果
可變類型的Dw值(ctk) ADF 1%臨界值結論
Lrgdp (c，t，4) 2.072 0.853-4.4438+0不穩定。
EXSH (C，T，4) 2.006 -3.325 -4.374不穩定。
Imsh (c，t，3) 2.109-2.926-4.374不穩定。
Dlrgdp (c，t，0) 2.215-5.398-4.394穩定。
Dexsh (c，n，0) 1.920-7.059-3.738是平穩的。
Dimsh (c，n，0) 1.776-6.443-3.738是平穩的。
註:檢驗類型中的C、T、K T、K分別代表單位根檢驗中的常數項、時間趨勢項和滯後階；n表示排除c或t，d表示壹階差分。
表3協整檢驗結果
H0跟蹤統計1%臨界值關聯概率
r = 0 60.1317 35.4582 0.0000
r≤1 26.8711 19.9371 0.0007
r≤2 6.1900 6.6349 0.0128
4.VAR模型和脈沖函數響應路徑。
(A)模型設定和估算
因為貿易結構與經濟增長的關系是互動的，貿易結構的升級會刺激經濟增長，而經濟增長總是伴隨著貿易結構的升級。因此，采用VAR模型分析服務貿易結構與經濟增長的關系，更有利於分析變量之間的長期動態影響，避免變量違約問題。向量自回歸模型VAR(p)的壹般形式如下:
t=1，2，…，T (1)
其中:是k維內生變量向量，是d維外生變量向量，P是滯後階，T是樣本數。維數矩陣和維數矩陣b是待估計的系數矩陣。它是壹個k維隨機擾動向量，可以在同壹周期內相互關聯，但不能與其自身的滯後值和不等式右邊的變量關聯。
在公式(1)的基礎上，我們建立了時間序列LRGDP、EXSH和IMSH的VAR自回歸模型。準確建立VAR模型的關鍵是確定滯後期的個數。在實際應用中，壹方面希望滯後期P足夠大，能夠更完整地反映建築模型的動態特性；另壹方面，滯後期越長，模型中需要估計的參數就越多，失去的自由度也就越多。因此，為了在滯後期和自由度之間找到壹個平衡點，壹般根據AIC和SC信息的最小值來確定模型的滯後階數。根據多次實際計算，最終確定滯後階數為4，模型設置為VAR(4)。OLS得到的估算公式如下，模型總體擬合度較好。
模型的穩定性檢驗和殘差自相關檢驗表明，模型穩定，總體擬合度高，各擾動項與其自身滯後值無關。模型擬合效果良好，可作為進壹步分析的基礎。
(2)脈沖響應分析
脈沖響應函數用於分析誤差項變化或模型受到沖擊時對系統的動態影響，用於衡量隨機擾動項的標準差沖擊對內生變量當前和未來值的影響。根據得到的VAR模型，基於脈沖響應函數分析方法，可以得到傳統服務貿易進口份額、出口份額與經濟增長相互影響的動態響應路徑。
1.從圖5可以看出，經濟增長對傳統服務貿易出口份額標準差的擾動壹直表現為正效應。雖然沒有出現在1時期，但此後壹直為正。1-5期小幅波動後，第五期開始逐漸上漲，從第八期開始穩步增長。這說明傳統服務貿易的出口份額受到外部條件的沖擊，對經濟增長帶來同樣的影響，而且這種影響具有顯著的促進作用和持久的影響。
2.從圖6可以看出，經濟增長對傳統服務貿易進口份額標準差的擾動受到了負面影響。LRGDP當期反應為零，之後逐漸下降，3-4期略有上升後，壹直下降到期末。其經濟學含義是，對傳統服務貿易進口份額的壹定沖擊會給經濟帶來持續的反向沖擊，長期來看，會對經濟增長產生顯著的抑制作用。
3.從圖7可以看出，傳統服務貿易出口份額對經濟增長的壹個標準差的影響，在當期表現出較高的負效應，在第二期上升到正值，從第四期開始逐漸下降，在第六期和第七期上升後，又下降到期末。通過計算分析期內EXSH的累積反應值可以發現，當期LRGDP的壹個標準差沖擊對EXSH的累積反應為-0.063，說明長期以來經濟增長對傳統服務貿易出口份額具有微弱的負向作用。
4.從圖8可以看出，當期壹個標準差對經濟增長的影響後，傳統服務貿易的進口份額在1-2期間上升，在第二期達到最高點(即第二期IMSH對LRGDP的響應為0.0114)，之後逐漸下降為負值，壹直持續到5-6期，在第六期出現疲軟。這壹結果的經濟學含義是，經濟增長在初始階段可以提高傳統服務貿易的進口份額，但從長期來看，經濟增長對傳統服務貿易的進口份額有顯著的抑制作用。
圖5 LRGDP對EXSH沖擊的響應圖6 LRGDP對IMSH沖擊的響應
圖7 exsh對LRGDP沖擊的響應圖8 imsh對LRGDP沖擊的響應
動詞 （verb的縮寫）結論和建議
與現有研究側重於服務貿易總量與經濟增長的分析不同，基於VAR模型的脈沖響應函數分析方法，對65438-0982-2007年中國服務貿易的出口結構、進口結構與經濟增長進行了協整分析，並在此基礎上考察了三者的相互動態影響過程。脈沖響應函數的仿真結果表明:
1.傳統服務貿易的出口對中國經濟增長具有顯著的促進作用和持久的影響，而傳統服務貿易的進口則具有顯著的抑制作用。這說明:壹方面，隨著中國服務貿易自由化程度的加深，傳統服務業(旅遊、交通運輸等。)具有比較優勢，特別是傳統服務貿易的出口，對中國的經濟增長有很大的促進作用，所以未來要繼續發揮這種優勢，形成競爭優勢；另壹方面，傳統服務貿易進口抑制經濟增長，反映出新興服務貿易進口對經濟增長有刺激作用。新興服務業主要生產知識密集型、技術密集型或資本密集型服務，其特點是高附加值、高收入。大力發展新興服務業有利於中國服務貿易的可持續發展。因此，從動態的角度來看，應該擴大服務貿易特別是新興服務貿易的進口，提升服務貿易結構。
2.短期內，經濟增長對傳統服務貿易的出口和進口有微弱的正向作用，表現為短期內經濟增長會加速傳統服務貿易的出口和進口，但隨著新興服務部門的快速發展，服務貿易的結構將呈現出新興服務貿易比重增加、傳統服務貿易比重下降的新局面。此外，從長期來看，經濟增長對傳統服務貿易的出口和進口具有抑制作用，這進壹步說明經濟增長必然帶來產業結構的升級。隨著經濟的不斷發展，人們對新興服務的需求逐漸上升。應加大新興服務的進口，通過引進先進技術和經營理念，促進我國國內服務業和服務貿易的發展，最終通過“引進來”實現“走出去”。
因此，隨著入世後服務業對外開放的深化，中國服務貿易的發展應遵循“循序漸進、重點突破、逐壹深化”的方針。首先，立足傳統比較優勢，繼續鞏固和發展運輸服務、旅遊服務等以勞動密集型和自然資源密集型為主的傳統服務貿易領域，培育競爭優勢，形成長期動態比較優勢；其次，積極發展生產性服務業，優化服務貿易結構。壹方面，運用現代信息技術和管理手段，加快改造傳統生產性服務業，大力發展集運輸、交通、倉儲、郵政為壹體的現代物流；另壹方面，重點發展知識密集型生產性服務業，包括金融、電信、科技服務、廣告設計、管理咨詢等專業和商務服務，提高這些行業在整個服務業中的比重，從而為中國調整優化服務貿易結構提供強大的產業基礎；第三，提高對外開放水平，加大引導外資進入現代服務業的力度。目前外資主要分布在制造業，流入服務業的外資較少。政府應該制定適當的政策，引導外資進入知識密集型的現代服務業。通過引進國外先進技術和管理經驗，鼓勵國內相關服務企業邊幹邊學，不斷創新，從而促進國內服務業的發展；第四，鼓勵優勢企業實施“走出去”戰略，樹立服務品牌。服務企業要提高服務生產的管理水平，加強現代物流和供應鏈管理，根據本行業服務的特點制定科學的管理制度，提高服務生產的計劃、組織和控制能力，通過政府和企業的共同努力，培育中國服務品牌。對於壹些有優勢的服務企業，鼓勵實施“走出去”戰略，發揮比較優勢，努力成為世界知名的服務企業。