邹嘉丽 杜红梅

(湖南农业大学商学院，湖南长沙410128)

一、引言

随着“服务经济”时代的到来，服务贸易在各国经济发展中的地位也越来越重要。改革开放以来，虽然我国服务贸易得到了迅速发展，但总量不足，整体发展水平不高。而且近年来我国服务贸易长期处于逆差地位，2013年逆差高达1184.6亿美元。自从加入WTO以来，我国服务业逐步开放，服务业FDI呈现增长态势，2013年达614.51亿美元，比1993年的136.3亿美元增长了4倍多。相对于制造业而言，服务业FDI份额逐渐增加，对我国服务贸易的发展会产生长期稳定影响。当今，服务贸易已成为衡量一国现代经济发展程度的重要标准之一，探寻服务业FDI与服务贸易之间的关系作为我国外经贸政策的优化与调整的依据，对促进我国服务贸易的发展具有重要的现实意义。

二、文献综述

国内外学者对服务业FDI进行了大量研究分析，而国外学者的研究起步较早，如Alexis Hardin＆Leanne Holmes(1997)［1]强调了FDI在服务贸易中地位的重要性，认为如果在服务贸易的统计中纳入服务业FDI，那么服务贸易在世界贸易总额中的份额将会大幅提升。Markusen，Rutherfofd ＆ David Tarr(1999)［2]对服务业 FDI和市场专业化问题进行了重点研究，认为由于服务具有不可贸易的特点，导致对服务进行贸易的成本比较高，于是对外直接投资就成为进行服务贸易的最佳方式。

我国在21世纪之前对服务业利用FDI的研究较少，进入21世纪以后此方面的研究逐渐增多，但观点存在分歧。有些学者认为服务业FDI对我国服务贸易的发展没有很大的促进作用，如董苑玫(2007)［3]通过对我国1984—2005年服务业FDI与服务贸易的数据进行实证分析发现，在很大程度上我国贸易的发展由商品贸易带动，而服务业FDI对服务贸易的拉动作用有限;姚黎(2008)［4]认为在我国外资的大量进入所引起的对现代服务的巨大需求只能通过进口来弥补，所以服务业进口是FDI的格兰杰原因，但FDI对服务贸易进口没有促进作用;徐卫章(2010)［5]和朱宝玲(2010)［6]通过实证分析均得出服务业FDI对于我国服务贸易出口的促进作用不明显的结论。也有些学者认为吸引服务业FDI有利于我国服务贸易的发展，如周海蓉(2008)［7]利用23年的数据对服务业FDI和服务贸易进行协整和因果关系检验，得出外商直接投资是推动中国服务业发展的因素之一;黄海燕(2011)［8]和彭秋艳(2013)［9]进行研究后得出服务业FDI和服务贸易之间有很强的促进关系。

在研究服务业FDI与服务贸易的关系时，结论出现差异可能是因为学者们研究的时间跨度不同或研究对象不同。长期以来，大多数学者在研究两者关系时往往把服务贸易进出口额作为一个整体来进行分析，而本文将具体分析服务业利用FDI分别对服务贸易出口额和进口额的影响。

三、服务业FDI对我国服务贸易影响的理论分析

服务业FDI的流入促进了我国服务贸易的发展。一方面，给我国服务市场提供了充足的资金，并带来先进的技术，完善了我国服务市场。另一方面，通过技术溢出效应、竞争效应、示范效应等促使我国服务企业改进技术、更新理念来提高其在市场上的竞争力，提高我国服务贸易的质量，有利于我国服务贸易的长远发展。下面对服务业FDI如何影响我国服务贸易进出口做具体分析。

在出口方面，出口导向型服务业FDI和市场寻求型服务业FDI分别有不同的影响路径。出口导向型服务业FDI的流入可直接扩大我国服务贸易的出口。投资国通过在我国注资，利用我国相对低廉的生产要素(如劳动力等)来生产服务产品，并将这些服务产品返销到投资国借以获得产品的竞争力，这无疑会增加我国服务贸易的出口。市场寻求型服务业FDI的流入不能直接扩大我国服务贸易的出口，而是通过提升服务贸易竞争力来实现对出口的促进作用。在这种情况下，投资国的目的是在我国建立子公司，生产出来的服务产品直接销往我国市场，来扩大在我国所占的市场份额。在整个过程中，投资国为了占据有利地位，抢夺更多的市场份额，其注入的服务业FDI质量一般会高于我国国内的服务业水平，同样会产生技术溢出效应和竞争效应，由此提升我国服务水平和服务贸易的国际竞争力，最终促进我国服务贸易出口。

在进口方面，首先，投资国来我国投资后，在生产要素方面除了对劳动力和资源的需求外，还会产生对资本和技术的需求，以及在前后产业关联上会对保险、法律等服务产品有需求，即对资本和技术密集型服务的需求。而由于我国服务市场起步晚，服务行业相对落后，无法满足这些生产性的服务需求，只能通过进口来实现。投资国为了扩大企业规模，提升其竞争力，会十分注重服务功能的优化，于是会增加对生产性服务的进口。其次，FDI可以通过关联效应、贸易效应等来促进我国的经济增长，经济增长会刺激人们对服务的需求，而我国服务产业相对薄弱，所以只能通过进口来满足人们的需求。

四、服务业FDI对我国服务贸易影响的实证分析

(一)数据选取与说明

从历年《中国国际收支平衡表》和商务部服务贸易司官方网站发布的统计数据，可得到我国1993—2013年度服务贸易进口、出口的数据。1997—2013年外商投资在服务业的数据可直接从《中国统计年鉴》中计算得到。但由于1997年以前的年份并未统计实际利用外资额，只有签订的合同总额，所以1993—1996年的数据是根据合同额折算出来的，折算方式为:该年服务业实际利用FDI总额 =该年服务业签订 FDI的合同额×(该年实际利用FDI总额/该年签订 FDI合同总额)。所有数据的单位统一为亿美元。

本文用SFDI来表示我国服务业每年实际利用外商投资总额，分别用EX、IM来表示我国每年服务贸易出口总额、进口总额。

(二)ADF单位根检验

在对时间序列变量进行回归分析前，先对其进行单位根检验，以判断其是否为平稳序列，避免发生伪回归现象。为了消除数据可能存在的异方差性，对所有的数据进行了对数处理，处理后三个变量分别表示为LNSFDI、LNEX、LNIM，再分别对其作一阶差分得△(lnSFDI)、△(lnEX)和△(lnIM)。ADF单位根检验结果如表1所示。

表1 ADF单位根检验结果

2.△(*)表示*变量的一阶差分

3.使用的软件为Eviews6.0表1中lnSFDI的检验结果，ADF检验统计量的值是－2.472036，超过了5%的临界值－3.673616，所以 lnSFDI是不平稳的。然后进一步对lnSFDI的一阶差分序列进行检验，看其是否为平稳序列。对于lnSFDI的一阶差分的检验，ADF统计量的值是－2.339409，小于5%的临界值 －1.960171;则可知在95%的置信水平下，1993—2013年数据是一阶平稳序列，即lnSFDI是I(1)的。同样对1993—2013年的lnEX和lnIM进行检验，表明在95%的置信水平下两者也是一阶平稳序列，即lnEX和lnIM都是I(1)的。

(三)协整性检验

表2 残差序列单位根检验

2.使用的软件为Eviews6.0.

SFDI与EX和SFDI与IM之间是否存在稳定关系，需进行协整检验。据协整理论，若两个序列之间满足单整阶数相同且具有协整关系，则这两个序列之间必存在一种长期的均衡关系，从而有效避免了伪回归问题。本文采用EG两步法检验。由表1可知一阶差分序列△(lnSFDI)、△(lnEX)和△(lnIM)均平稳，由此判定lnSFDI、lnEX和lnIM为一阶单整序列，满足协整检验前提。所以对lnSFDI与lnEX和lnFDI与lnIM分别作OLS回归，将所得的残差序列分别保存在名为k1和k2的序列中，并对回归序列方程中估计残差序列k1和k2做单位根检验，其ADF检验结果如表2所示。

由于k1的ADF统计量－3.104764小于5%的临界值－1.959071，因此可以认为k1为平稳序列，进而知lnSFDI和lnEX具有协整关系，且协整方程:

同理，k2在95%的置信水平下也为平稳序列，从而lnSFDI和lnIM也具有协整关系，协整方程如下:

(四)误差修正模型

为了得到lnSFDI与lnEX和lnSFDI与lnIM之间的短期动态均衡关系，建立误差修正模型(ECM)。根据上式(Ⅰ)、(Ⅱ)分别得误差修正项:

于是，误差修正模型为:

(五)格兰杰因果关系检验

在协整检验中已知SFDI与EX和IM之间均存在正相关关系，但是不代表服务业FDI与服务贸易进出口之间就存在因果关系。为了证实它们之间是否存在因果关系，需对其进行因果关系检验，本文使用的检验方法是格兰杰因果关系检验法，各变量间的因果关系检验结果如表3所示。

表3 格兰杰因果关系检验结果

SFDI不是IM的格兰杰原因8.06943 4 0.0065拒绝IM不是SFDI的格兰杰原因17.9156 4 0.0005拒绝

从表3可以看出在5%的显著性水平下，lnSFDI不是lnEX的格兰杰原因的假设和lnEX不是lnSFDI的格兰杰原因的假设都被拒绝。所以说服务业外商直接投资和服务贸易出口之间存在双向的因果关系。同样可以发现，服务业外商直接投资和服务贸易进口之间同样存在双向的因果关系。

五、结论与对策建议

本文通过对我国1993—2013年服务业外商直接投资和服务贸易进出口进行协整检验，并在此基础上进行了格兰杰因果关系检验来分析我国服务业外商直接投资增长与服务贸易进出口之间的关系，得出结论:

(1)SFDI与服务贸易进出口之间存在长期稳定的关系。协整性检验表明SFDI与EX和SFDI与IM之间存在协整方程，SFDI每增加1个百分点，我国的服务贸易出口将增加1.257914个百分点，服务贸易进口将增加1.333523个百分点。

(2)误差修正模型表明，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制。服务出口每年对上一年的非均衡偏离纠正程度为7.7%，服务进口每年对上一年的非均衡偏离纠正程度为7.14%。服务出口关于SFDI的短期弹性为0.28，其大于服务进口关于 SFDI的短期弹性0.16。

(3)两个变量的格兰杰因果关系检验结果表明，服务出口和进口都与SFDI之间存在双向的因果关系。即服务进出口推动了外商直接投资，同时SFDI流入又促进了我国服务贸易的进出口。

基于实证结果，结合当前我国服务贸易的特点，提出以下对策建议:

第一，将外商直接投资与我国的相关政策尤其是产业政策相结合，合理地引导外商投资投向，防止外资过多地流入某些产业，造成产业发展不平衡。同时要加快外资引入服务业的速度，特别是促进外资向以生产性服务业和知识服务业为代表的现代服务业的转移。

第二，应加快我国服务业的发展，提高服务质量，降低服务成本。加强对服务行业的监管，营造公平竞争的服务贸易环境，为吸收外资创造良好的条件。同时加大我国服务业的开放力度，并处理好服务业开放与合理保护的关系，根据自身的情况适当地进行服务业的开放，这可以加大服务业FDI的引入。

第三，大力发展服务外包，将它变成我国服务贸易发展的重点，在宏观政策、规划设计、人才培训、招商引资、综合协调等方面给予全面支持，鼓励大规模、高质量的FDI进入服务外包领域。给予服务外包发包商前置审批和工商登记注册的便利，降低注册资金的要求，选择基础设施完善、人力资源丰富的城市进行重点扶持，加强服务外包基地城市的建设。

［1] Alexis Hardin and Leanne Holmes.Service Trade and Foreign Direct Investment［R] .Ganberra ：Australian Government.Publisher.Service，November 1997：55.

［2] Markusen， J.R.， Rutherford， ＆ David Tarr.Foreign Direct Investment in Services and Domestic Market for Expertise ［R] .Second Annual Conference on Global Economic Analysis，1999(6)：5.

［3] 董苑玫.服务业FDI流入与我国服务贸易发展的相关性分析［D] .广州：广东外语外贸大学硕士学位论文，2007.

［4] 姚黎.我国服务业的FDI与服务贸易发展关系的实证分析［J] .商场现代化，2008(21)：11.

［5] 徐卫章.FDI对中国服务贸易影响的实证分析［J] .黑龙江对外经贸，2010(4)：36.

［6] 朱宝玲.服务业FDI流入对我国服务贸易影响研究［D] .辽宁：东北财经大学硕士学位论文，2010.

［7] 周海蓉.我国服务业外商直接投资与服务贸易关系的实证分析［J] .预测，2008(5)：5.

［8] 黄海燕.服务业利用FDI与我国服务贸易发展关系的研究［D] .南昌：南昌大学硕士学位论文，2011.

［9] 彭秋艳，卢灵娇.服务业FDI与服务贸易关系实证研究［J] .对外经贸，2013(7)：47.