壹，跨國投資對服務貿易的影響:理論分析
貿易與資本流動的關系最早是由蒙代爾1957提出的。他建立了壹個標準的2X2X2貿易模型，假設其中壹個國家具有勞動密集型產業的比較優勢，出口勞動密集型產品，該國設置貿易壁壘進口資本密集型產品，從而使其資本的邊際產品上升，造成外資流入。根據Rybczynski定理，在商品價格不變的情況下，資本要素的增加會增加資本密集型產品的生產，減少勞動密集型產品的生產，該國勞動密集型產品的出口量會減少，從而資本流入會取代貿易出口。20世紀80年代，馬庫森和斯文森在標準的2X2X2模型中假設，兩國存在技術差異，導致不同的要素價格和要素的國際流動，每個國家都會得到在其出口產品中集約使用的生產要素。根據Rybczynski定理，兩國間要素稟賦的變化會促進兩國出口部門的擴張，因此要素流動與商品貿易之間的關系是互補的。
傳統的國際貿易純理論是以商品貿易為基礎的，服務貿易具有壹些不同於商品貿易的特征。第壹，國際服務貿易是勞動力和貨幣的交換，不是物和貨幣的交換；二是服務的生產和消費多發生在同壹時間、同壹地點，服務無法存儲；第三，統計方法不同。國際服務貿易統計在各國的國際收支中，貨物貿易統計在各國的海關中。盡管服務貿易具有這些顯著特征，主流經濟學觀點仍然堅持認為傳統的比較優勢理論在國際服務貿易中是有效的。薩丕爾在1981對服務貿易進行了壹系列實證研究，其主要結論是:“傳統貿易理論適用於服務貿易，要素稟賦在服務貿易模式的決定中起著重要作用。”Deardorf 1985成功解釋了國際服務貿易如何在標準H-O模型框架下通過改變個體約束來遵循比較優勢原則。目前國際經濟學家壹致的觀點是“服務貿易領域也存在比較優勢的合理內核”。因此，在分析跨國投資對服務貿易的影響時，我們仍然沿用傳統的國際貿易純理論方法。
我們分析的出發點是假設經濟是完全競爭的。每個國家在國際市場上都是小國，每個國家產品產量的變化不會引起國際市場產品價格的變化。而且，假設壹個國家由兩個經濟部門組成，M是制造業或農業部門，S是服務業部門。兩個部門都用資本K和勞動力L作為投入要素，反映消費者效用的社會無差異曲線是相似的。
外國資本的流入增加了壹個國家的資本要素稟賦。通常假設外國直接投資(以下簡稱FDI)可以在生產部門之間自由分配。但在本文中，我們認為跨國投資是與特定行業相關的，即FDI不會在該國各行業間自由流動，而是在資本流入後被鎖定在特定行業。這壹假設對各國的生產函數有不同的影響。當FDI可以在部門之間自由流動時，它會影響兩個部門的生產能力，而當FDI與特定行業相關聯時，它只會改變該行業的生產能力。
在界定了跨國投資的特征後，我們首先分析了外資流入發達國家的情況。壹般發達國家在服務業方面具有比較優勢，可以用圖1中的產品空間來表示該國的生產、消費和貿易。在圖1中，橫軸和縱軸分別代表這個國家服務業和制造業的產品產量MS，其中服務業的產量增長比例高於制造業。因為國際市場上產品的價格不變，價格曲線的斜率不變，平行地向PP '移動。這個時候國家會在A點產生，社會無差異曲線也差不多。因此，在C點，服務的凈出口是BA。可以看出，這個國家服務的生產和消費都增加了，但是可以證明服務生產的增加大於服務消費的增加，所以服務的凈出口增加了。也就是說，外國直接投資的流入增加了該國的凈服務出口，提高了該國服務業的競爭力和比較優勢。
附圖
圖1外國直接投資流入引起的生產、消費和貿易變化(發達國家)
其次，我們分析發展中國家的情況。壹般來說，發展中國家不具備服務業的比較優勢，但它們的比較優勢在於制造業或初級產品業。這時，可以用圖2中的產品空間來表示它們的生產、消費和貿易。在FID流入之前，該國的生產和消費點是A[，1]'和C[，1]'，是服務的凈進口國，在FDI流入之後，服務的凈進口是B [，1]'，因為該國的比較優勢在制造業。1]'向外移向M'S '，而國際市場相對價格不變。FDI流入後，生產點和消費點分別是A '和C '，凈進口量變成了B'C '。我們發現這個國家服務的生產和消費增加了，這可以證明服務消費的增加大於服務產出的增加，也就是說服務的凈進口增加了，FDI的流入增加了這個國家服務的凈進口量。
附圖
圖2外國直接投資流入引起的生產、消費和貿易變化(發展中國家)
基於以上分析，我們可以得出以下結論:在發達國家，外國直接投資的流入促進了服務凈出口，擴大了發達國家的服務貿易順差，增強了其服務業的比較優勢；對發展中國家來說，外國直接投資流入增加了凈服務進口，擴大了發展中國家的服務貿易逆差，降低了它們在服務業中的比較優勢。
外商直接投資對服務貿易的影響除了改變壹國的要素稟賦結構，從而改變其進出口額和服務貿易的比較優勢外，還有其他途徑。外資企業的設立必然導致對服務的需求，而這種需求具有明顯的國家傾向。由於東道國的外匯管制和利潤稅制度，跨國公司希望將利潤轉移到母公司，因此傾向於選擇母公司所在國的服務商；與東道國在語言和文化上的差異也促使跨國公司更多地選擇母國的服務供給。然而，這種選擇外國服務供應的趨勢在發達國家和發展中國家之間有很大的不同。發達國家的服務商國際化程度更高，服務質量更好，企業信用更好。因此，發達國家的跨國公司選擇母國服務供給的傾向相對較小；在發展中國家，服務業水平低，服務質量不理想，語言文化上的壁壘更大，所以發展中國家的跨國公司更願意使用外國尤其是母國的服務。由此我們認為，雖然跨國公司在服務供給選擇上的國家傾向導致了東道國服務進口的增加，但這種影響的程度在發達國家和發展中國家有很大的不同，發達國家弱，發展中國家強。因此，可以認為，在發達國家的跨國投資仍然增加了其凈服務出口，增強了其在服務業的比較優勢，而對發展中國家及其在服務業的比較優勢的作用更強。
二、計量檢驗
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從上壹節的理論分析中，我們得出結論，外資流入對壹國的服務貿易有著重要的影響，而這種影響在發達國家和發展中國家的表現有很大的不同。由於大多數發達國家具有服務業的比較優勢，流入的外資有很大比例投向其服務業，促進了服務出口，擴大了服務貿易順差，增強了其比較優勢；對於發展中國家來說，由於服務業不是他們的比較優勢，服務業的外資比重很小，從而增加了他們的服務進口，擴大了服務貿易逆差，降低了他們在服務業的比較優勢。在此，我們希望利用發達國家和發展中國家的相關數據建立壹個計量經濟模型來檢驗上述結論。
當然，還有其他重要因素會影響壹國服務業的比較優勢。我們需要將這些因素作為計量經濟模型中的控制變量加以考慮，以準確估計外國直接投資在服務貿易中的作用。
在計量經濟模型中，解釋變量是各國服務貿易的比較優勢，衡量某壹產業的比較優勢有多種方法。本文選擇服務業凈出口占服務業進出口總額的比例作為被解釋變量，各國服務貿易進出口值均來自各國的國際收支。
附圖
其中Xs為服務貿易出口額，Ms為服務貿易進口額。
外資流入量以FDI占GDP的比例(以下簡稱rFDI)來衡量。FDI的數額來源於各國的國際收支，GDP的數據來源於歷年的世界銀行發展報告。
壹個國家的經濟發展水平會明顯影響服務業的發展。隨著人均收入的增加，個人對服務的需求在其支出中所占的份額也會相應增加。對服務的更高需求將帶動服務業的快速發展，從而建立服務業的比較優勢。另壹方面，對服務需求的增加也意味著對服務進口需求的增加，這將減少以貿易流量衡量的比較優勢。這兩個方面的重要性需要用數據來估計，用每個國家的人均GDP值rGDP和rGDP的對數值lnGDP來衡量，數據也來自世界銀行歷年的發展報告。
政府對服務貿易的管制政策顯然也是影響服務貿易的壹個重要因素。服務部門有壹定的特殊性。服務業中的金融、電信、郵政、交通、教育、研發部門對壹個國家的經濟、政治和國家安全有著非常重要的影響。因此，大多數國家對服務業的開放采取謹慎的態度。由於發展中國家在服務業上不具備優勢，擔心無法與發達國家在服務業上競爭，對開放本國服務市場進行了嚴格控制。管制政策在壹定程度上約束了這些國家。因此，政府對服務貿易的管制程度是影響服務貿易的另壹個重要變量。Hoekmon 1994《烏拉圭回合服務貿易協議評析》(註:引自楊《:服務貿易:中國與世界》，1999。)提出了壹種衡量各國服務業開放程度的方法。他將服務業的開放程度分為三類:完全自由化、不開放和其他。每壹類都算為:1；0;0.5。然後，將《服務貿易總協定》155服務部門中的每壹個服務部門分為跨境提供、境外消費、商業存在和自然人存在四種不同的提供模式。在GATS談判中，每個國家對這155部門中的每種供應方式做出了不同的讓步承諾，因此總共有620項承諾。根據每壹項減讓承諾的程度，用三種評分方法對它們進行評分，然後將620分累加求和，得到壹個國家的總分，這是對其服務業開放程度的衡量。本文選取各國服務貿易開放度的估計值作為變量SeOPEN的數據。這些估計分數是在1994的《服務貿易總協定》談判結果的基礎上計算出來的，我們用它來衡量從1990到1999各個國家的開放程度。
壹個國家的人口素質和勞動力的受教育水平顯然對服務業的比較優勢起著重要作用。高人口素質和教育水平將有助於建立服務業的比較優勢，但另壹方面，高人口素質將增加對服務的需求，這也可能導致對服務進口需求的增加。可見，人口的素質也會對服務業的優勢產生正反兩方面的作用，這壹點更為重要。本文采用HR測算各國15歲以上成年人中非文盲人口比例，數據來源於聯合國教科文組織國家教育與掃盲統計數據庫。應該指出，大多數發達國家的教育水平很高，文盲率很低。他們不再公布20世紀80年代後文盲人口比例的數據。我們用100%來代表這些國家的非文盲人口比例。LnHR是HR的對數。
此外，壹些變量如文化習俗、自然條件和在R&D的投資也會影響壹個國家服務業的比較優勢。然而，這些因素大多難以量化，因此這些控制變量不包括在我們的計量經濟學回歸方程中。
根據以上討論，我們建立如下基本測量模型:
SeRNX[，it]=α[，i]+β[，1]RFDI[，it]+βRGDPSeOPENHR[，it]+ε[，it] (2)
其中I為國家下標，T為時間下標，□[，i]表示存在壹種不隨時間變化的效應，這種效應包含了壹些回歸方程中沒有考慮的因素，如國家間的文化差異、自然資源等。□[，it]是隨機擾動項。
本文利用12發達國家和11發展中國家從1990到1999的相關數據進行計量回歸。12發達國家有:美國、日本、加拿大、澳大利亞、新西蘭、英國、德國、法國、意大利、瑞典、奧地利、新加坡；11發展中國家是:阿根廷、巴西、埃及、中國、印度、印度尼西亞、韓國、馬來西亞、泰國、菲律賓和墨西哥。
2.回歸結果
這是壹個跨國時間序列模型。在這個模型中有兩種處理αi的方法。固定效應法將α[，i]視為壹組特定的常數，隨機效應法將α[，i]視為壹組隨機變量。當α[，i]與回歸變量相關時，使用固定效應方法。使用代理變量的最小二乘回歸(LSDV)(註:LSDV(最小二乘啞變量)是壹種估計跨地區(跨部門)時間序列數據的回歸方法。在該模型中，假設不同地區(部門)之間的差異由回歸方程的常數項表示。這相當於給每個地區(部門)設置了壹個虛擬變量，n個地區有n個代理變量。在估計解釋變量的系數值時，也要估計代理變量的系數值。具體估計算法見參考文獻[9]。得到的回歸系數是壹致有效的。我們用Hausman-test對模型進行了檢驗，發現α[，i]與回歸變量SeRNX相關，所以我們決定用LSDV方法進行回歸。為了消除擾動項的異方差性和序列相關性，我們選擇可行的廣義最小二乘法(FGLS)(註:可行的廣義最小二乘法)和後面提到的Chow-test的具體算法，見參考文獻[9]。)。
表1 23個國家的回歸結果
附圖
註:*表示通過1%顯著性的t檢驗。* *表示通過了顯著性為5%的T檢驗。#表示通過了1%顯著性的f檢驗。估計系數下括號內的數值為T統計量。
表2 12發達國家回歸結果
附圖
註:*表示通過1%顯著性的t檢驗。* *表示通過了顯著性為5%的T檢驗。#表示通過了1%顯著性的f檢驗。估計系數下括號內的數值為T統計量。
我們用23個國家的數據進行了壹般回歸，回歸結果如表1所示。
從表1中，我們發現rFDI系數的估計值在所有方程中都是正的、穩定的和顯著的。人均GDP的估計系數也為正，但不顯著；SeOPEN對SeRNX的作用是積極的、顯著的和穩定的。人口素質HR對SeRNX的影響是負面的、顯著的、穩定的。回歸方程均以1%的顯著度通過f檢驗，擬合優度小於0.3，擬合不理想。
由此可以判斷，總體而言，FDI流入對壹國服務業的比較優勢有壹定的促進作用；人均GDP的影響不是很確定，這與人均GDP水平對服務業比較優勢的正負效應有關；服務業開放對提升其比較優勢有非常顯著的作用；而人口素質對服務業優勢有顯著的負向作用，這是意料之外的，可能與使用的數據有關。用文盲人口比例來衡量人口素質，並不能詳細描述各國之間勞動力技能知識文化的差距，但本文主要著眼於跨國投資與服務貿易的關系，因此不再深入研究人口素質的作用。
理論分析表明，跨國投資在發達國家和發展中國家的作用是不同的。可以得出結論，揭示服務貿易比較優勢決定因素的計量經濟學方程對這兩類國家具有不同的結構，也就是說，方程3對發達國家和發展中國家具有不同的系數。我們使用Chow-test檢驗來檢驗這個等式在發達國家和發展中國家之間是否有結構變化。因此，將這兩類國家分開進行回歸。
表2顯示了發達國家數據的回歸結果。我們發現rFDI系數的估計值都是正的符號，並且都通過了顯著性為5%的T檢驗，比較穩定。人均GDP對SeRNX的影響與所有樣本回歸結果相同，不顯著，但為正；SeOPEN對SeRNX有積極作用，意義重大。所有方程均通過了顯著性為1%的f檢驗，與所有23個國家相比擬合優度明顯提高。
表3 11發展中國家的回歸結果
附圖
註:*表示通過1%顯著性的t檢驗。* *表示通過了顯著性為5%的T檢驗。#表示通過了1%顯著性的f檢驗。估計系數下括號內的數值為T統計量。
表4不包括埃及10發展中國家的回歸結果。
附圖
註:*表示通過1%顯著性的t檢驗。* *表示通過了顯著性為5%的T檢驗。#表示通過了1%顯著性的f檢驗。估計系數下括號內的數值為T統計量。
發達國家的回歸結果表明，正如我們的理論分析所預測的，跨國投資進入發達國家促進了它們在服務貿易中的比較優勢，發達國家服務業的開放對它們在服務業中的比較優勢產生了積極的影響。
表3是11發展中國家的數據回歸結果。我們可以看到，rFDI對SeRNX的作用已經變得消極和微不足道。人均GDP對SeRNX也成了負面影響，且不顯著；SeOPEN的影響還是很明顯的正面；所有方程都通過了顯著性為1%的f檢驗，擬合優度也有所提高。
觀察我們使用的數據發現，在發展中的中國國家中，埃及是壹個特殊的國家，其服務貿易出口遠遠超過進口，在服務業方面表現出很強的優勢，甚至超過了大多數發達國家。所以我們刪除了埃及的數據，對剩下的10個發展中國家進行回歸，回歸方程中的rFDI變量被其平方rFDI代替[2]。結果如表4所示。
從表4中我們發現，剔除埃及，使用rFDI[2]作為解釋變量後，FDI流入對服務業比較優勢的影響顯著提高，T統計量的值較表3有較大提高，這種影響仍然為負，與我們理論分析中對發展中國家的預測壹致；人均GDP在SeRNX中也起到了顯著的作用，表現為負的作用，說明在發展中國家，隨著人均收入或人均產出的增加，對服務進口的需求增加更多，但對服務出口的促進作用並不十分重要，導致服務業的比較優勢下降；服務業開放對發展中國家服務業優勢的建立具有與發達國家相同的促進作用，而且非常顯著。表4中的回歸方程均通過f檢驗，顯著性為1%。
三。結論和政策影響
基於上述理論分析和計量回歸的結果，我們發現跨國投資對壹國服務貿易比較優勢的影響在發達國家和發展中國家有著非常不同的表現。
發達國家在服務貿易領域普遍具有比較優勢，大多是服務貿易凈出口國，流入發達國家的FDI有很大比例投向服務業。服務業資本要素的相對增加，進壹步增強了發達國家服務業的比較優勢。相反，發展中國家不具備服務業的比較優勢，大多是服務貿易的凈進口國。流入發展中國家的國際資本大多投向具有比較優勢的第壹產業和勞動密集型制造業，而投向服務業的比例很小。第壹產業和制造業資本要素的增加增強了這些產業的比較優勢，相對降低了發展中國家在服務業的比較優勢。
跨國投資與服務貿易的關系在發達國家和發展中國家是完全不同的，這是我們的實證檢驗所證實的。這壹結論也啟示我們，國家吸引外資的政策會對服務業的發展產生重要影響。在發達國家，外資的流入自然促進了服務業的發展。對於服務業沒有優勢的發展中國家來說，如果沒有適當的政策幹預，大量的外資流入將對該國的服務業和服務貿易不利。這些國家的政府應該制定壹定的產業政策，引導壹定數量的外資投資本國的服務業，以保證自己在這個越來越重要的行業有壹定的競爭力。
這個結論也從某個角度說明，發展中國家利用外資越多越好。外資的進入會對壹些經濟因素產生負面影響，適當的利用外資水平和正確的外資引導政策是必要的。
服務業國家的開放程度對確立其在服務業的優勢起著重要作用。我們的研究表明，各國在《服務貿易總協定》談判中做出的讓步增強了它們在服務貿易中的比較優勢。因此，壹國服務業的開放，並不會像通常想象的那樣，使該國服務業被外國服務提供者占領。相反，從純粹的經濟角度來看，開放國內服務市場有利於其服務業和服務貿易的發展。