一 引言及文献述评

服务贸易出口和服务业对外直接投资作为服务经济国际化的两种主要模式，一直备受世界各国政府重视。服务贸易出口和服务业对外直接投资是服务企业融入全球生产网络、深度参与国际价值链分工与重构的显著特征。在构建人类命运共同体和共建“一带一路”倡议的现实背景下，服务贸易出口和服务业对外投资是调节各国资源配置，激发生产要素活力，实现互联互通共享发展成果的重要抓手，对于中国消化过剩产能，实现供给侧结构性改革目标具有重大战略意义。出口贸易是海外市场的先导探索，为企业对外直接投资提供经验信息(崔远淼和沈璐敏，2020)[1]。对外直接投资是企业获取技术、资源与市场的必然选择(李捷瑜等，2020)[2]。过去很长一段时期以来，在出口导向型政策引导下，出口成为驱动中国经济规模扩张的重要力量，在中国对外开放体系中占据主导地位(尹忠明和李东坤，2015)[3]。然而随着国际金融危机、欧洲主权债务危机和全球新冠肺炎疫情的相继爆发，外部市场需求进一步萎缩，严重限制中国服务贸易出口增长。对于近年来服务贸易长期处于逆差状态的中国服务业来说，需要另辟发展蹊径。在中国资本加速走向世界的背景下，利用对外直接投资挖掘国际市场成为有效方式(王培志和孙利平，2020)[4]。李克强总理在2020年政府工作报告中强调要“高质量共建‘一带一路’”、“发挥企业主体作用”、“引导对外投资健康发展”。服务业对外直接投资可以有效应对外部市场需求萎缩困境，通过设立海外子公司实现当地生产和销售，避开东道国贸易壁垒，达到企业国际化经营目标。

鉴于对外直接投资与对外贸易在宏观经济发展及企业国际化进程中扮演的重要角色，关于两者之间的内在联系也引起了学术界的广泛关注与强烈兴趣，学者试图对“两者之间能否兼得？”这一问题给出理论阐释与经验证据。归纳来看，主要存在三类观点：

1.对外直接投资与出口贸易相互替代。Mundell(1957)[5]将对外直接投资与对外贸易置于完全竞争、生产要素自由流动、规模报酬不变的理论框架下，得出在存在贸易壁垒的条件下，资本的跨国流动能够有效绕过贸易壁垒，通过当地生产替代出口贸易，对外投资与对外贸易呈现替代关系。这一开山鼻祖式的研究迅速获得众多学者的跟进研究，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]的研究不约而同地证实贸易壁垒引致的资本流动对出口贸易的替代作用。Egger(2001)[12]利用动态面板数据模型为对外投资与出口的替代关系提供了来自欧盟的经验证据。Helpman et al.(2004)[13]的实证结果也支持对外投资出口替代的观点。

2.对外直接投资与对外贸易相互促进。Kojima(1978)[14]基于边际产业扩张理论，指出一国对外投资应该从处于或者即将处于比较劣势的边际产业依次进行，此时资本跨国流动可以同时发挥母国和东道国的比较优势，促进分工效率的形成和对外贸易规模的扩大。对外投资与出口贸易互补的观点也得到诸多实证结果的印证(Hejazi和Safarian，2001[15]；Mariam和Cecilio，2004[16]；Lipsey和Wesis，1981[17])。国内研究方面，陈恩和曾纪斌(2014)[18]采用随机前沿引力模型分析得出对外直接投资对中国出口效率提高具有积极作用的结论。项本武(2009)[19]研究表明中国对外直接投资对出口具有促进作用。郑志丹(2017)[20]通过构建Probit联立方程和似无相关模型，验证了OFDI与出口间呈现协同促进效应。张纪凤和黄萍(2013)[21]研究指出中国OFDI对出口贸易有明显促进作用。郎丽华和刘新宇(2016)[22]研究指出对外直接投资与出口规模互补。苏二豆和薛军(2020)[23]采用双重差分法实证表明服务型对外直接投资促进了中国企业出口规模的扩大。还有学者将对外直接投资进行分类，研究得出垂直型对外直接投资和水平型对外直接投资都能促进出口，但水平型对外直接投资出口促进作用更强(闫周府等，2019)[24]。

3.对外直接投资与对外贸易之间同时存在替代与促进关系。陈培如和冼国明(2018)[25]研究发现中国对外直接投资的集约边际与出口相互替代，扩展边际对出口具有互补效应。对外直接投资与出口间的关系是不确定的，替代与促进关系可能同时存在(Bergstrand和Egger，2007[26]；王杰等，2016[27])。究其原因在于，对外直接投资与出口贸易之间的关系或许不是简单的一成不变，可能会因产业差异(Svenson，2004[28]；Liu et al.，2005[29])、产品结构(Blonigen，2001)[30]、母国特征(Egger和Pfaffermayr，2004)[31]、投资方式(Head和Ries，2001)[32]、东道国特征(柴庆春和胡添雨，2012[33]；王胜等，2014[34]；程中海和张伟俊，2017[35])、投资动机(Schmitz和Helmberger，1970[36]；Meng，2016[37])以及研究时间段选择(范海君，2012)[38]等因素的不同而呈现差异。

综上，目前研究聚焦于对外直接投资整体对出口贸易的影响效应。甚少有学者从细分产业层面针对服务业对外直接投资和服务贸易出口之间的动态相关性进行系统的理论解析与实证检验。然而，不容忽视的一个事实是，近年来中国对外直接投资资金中，服务业占据七成以上，服务企业在中国企业国际化经营进程中扮演愈来愈重要的角色。更值得指出的是，服务产品与货物产品无论在商品特征抑或贸易形态层面都存在显著差异。因此，以对外直接投资整体为视角的研究容易忽视服务业对外直接投资蓬勃发展的事实，掩盖服务产品的固有属性，不利于揭示服务业对外直接投资与服务贸易的本质特征与内在逻辑关联。有鉴于此，本文以细分产业视角深入剖析服务业对外直接投资与服务贸易出口之间的内在联系。本文的边际贡献在于：一是从理论层面系统揭示服务业对外直接投资影响服务贸易出口的作用机制，明确服务业对外直接投资对服务贸易出口的“创造效应”和“替代效应”同时存在，服务业对外直接投资与服务贸易出口间的替代抑或创造关系在时序维度处于不断的动态调整中，本文构建的动态分析视角有别于从静态角度理解服务业对外直接投资与服务贸易出口的关系，丰富了服务业对外直接投资与服务贸易出口相互作用机制的认识；二是通过构建SVAR计量模型，从经验层面证实了上述理论分析，表明服务业对外直接投资短期对服务贸易出口形成替代，中长期则对服务贸易出口产生创造效应。本文对于“一带一路”倡议下中国服务企业“走出去”以及促进中国服务贸易出口竞争力的培育与形成具有理论意义和现实指导价值。

二 中国服务贸易出口与服务业对外直接投资的现实特征

改革开放以来，随着市场经济体制的确立和不断完善，中国服务贸易经历了由无到有，由封闭到开放的历史进程。特别是随着市场经济主体深入认识到服务业对于经济社会发展的重大作用，摈弃过往长期以来忽视甚至否定服务业“价值创造”功能的观念，沐浴着改革开放春风的中国服务业迎来了快速发展的浪潮，中国服务业国际化道路也逐步铺开，作为服务业国际化两种主要模式的服务贸易出口和服务业对外直接投资获得良好的发展环境。

图1 中国服务贸易出口趋势(1982-2017年)

从图1可以看出，中国服务贸易出口基本呈现逐年上升态势，在中国加入世界贸易组织之前，中国服务贸易出口一直在较低水平徘徊，每年服务贸易出口额不超过500亿美元，服务贸易也大体保持略微顺差。随着中国加入世界贸易组织，中国服务贸易出口规模和出口增长速度都快速提升，2017年，中国服务贸易出口2281亿美元，创下新高；与此同时，中国服务贸易也逐步由顺差转变为逆差，并且逆差幅度逐年扩大，2017年中国服务贸易逆差达到2395亿美元，反映出中国服务产业在国际服务产业链体系中的竞争力有待提升。

图2 中国服务业对外直接投资趋势(2007-2017年)

与此同时，中国服务业对外直接投资也呈现逐年递增趋势，2007年，中国服务业对外直接投资仅195.64亿美元，2017年，中国服务业对外直接投资已经增长到1211.03亿美元。特别是2013年“一带一路”倡议提出以来，中国服务企业“走出去”的步伐明显加快，服务业对外直接投资规模显著提高，显示出“一带一路”倡议对于中国服务业国际化经营的巨大推动作用。

三 服务业对外直接投资影响服务贸易出口的理论机制

(一)服务业对外直接投资对服务贸易出口替代效应的理论机制

1.服务业对外直接投资的“技术溢出效应”提高了东道国服务企业的管理服务业水平、生产效率以及国际竞争力，东道国企业和居民转向购买本国服务提供商的产品对母国出口服务产品形成替代，服务业对外直接投资对服务贸易出口产生“替代效应”。根据Melitz(2003)[39]的异质性企业贸易理论，生产率较低的企业供应国内市场，生产率较高的企业通过出口进入国外市场，生产率最高的企业通过对外直接投资进入国外市场。因此，服务业对外直接投资企业一般都具备较为先进的管理服务水平；并且，中国服务业对外直接投资东道国大部分是服务业和经济发展水平欠发达的发展中国家，以2017年为例，中国对亚洲和拉丁美洲直接投资比重合计接近八成，中国对非洲直接投资比重也稳步提升，这种发展阶段的差距进一步拉大服务业对外直接投资企业和东道国服务企业的技术差距。服务业对外直接投资企业的生产经营活动对当地本土服务企业产生“示范效应”，当地服务企业通过“干中学”(Learning by Doing)不断提高自身服务产品层次和质量。人才流动则进一步加剧服务业跨国公司的技术外溢以及促进东道国服务企业的技术吸收。东道国服务企业通过“吸收—模仿—创新”的技术升级路径提升自身服务产品的国际竞争力，并“挤出”母国服务产品，实现对母国服务产品的替代。

2.服务业对外直接投资通过“竞争效应”激活东道国市场活力，增强东道国服务企业创新动能，促进东道国服务企业全要素生产率和产品品质提升，对母国服务产品出口形成替代。在服务业跨国公司尚未进入东道国时期，东道国服务企业面对的竞争威胁局限于本土服务企业。这种本土同行业的竞争一方面导致本国服务企业无法有效参与全球价值链分工，丧失在全球生产网络中通过为全球企业提供服务而获得分工利益并提升自身服务产品质量与层次的机会；另一方面，本土同行业的竞争不足以激发服务企业的所有创新潜能和生产要素活力，部分服务企业在“死于安乐”、“得过且过”的状态中与国际先进服务产品标准渐行渐远。服务业对外直接投资彻底改变了东道国原有服务业市场竞争格局与环境生态。首先，跨国服务企业的进入带来“鲶鱼效应”(钟晓君，2019)[40]，激活东道国服务市场的竞争活力，提升东道国服务企业的忧患意识，刺激东道国服务企业不断提高生产效率和服务质量；其次，跨国服务企业带来的竞争压力倒逼东道国本土服务企业努力寻求更大的市场发展空间，在全球生产网络中实现生产要素的优化配置和产品质量的跨越式提升。综上分析，服务业对外直接投资带来的竞争效应有利于盘活东道国服务企业市场活力，促使东道国服务企业不断提升自身产品质量和服务水平，实现对母国服务产品的替代。

(二)服务业对外直接投资对服务贸易出口创造效应的理论机制

1.服务业对外直接投资通过“市场临近效应”对母国服务贸易出口形成创造。具体来说，“市场临近效应”通过两种路径促进服务贸易出口：一是增加客户体验。众所周知，服务产品和货物产品在产品形态和贸易特征上存在显著差异。大多数服务产品具有无形性、生产和消费同时性以及不易储存性等特性，这就导致消费者决定是否购买服务产品的判断依据在于客户体验的好坏。客户体验在买卖双方达成服务交易过程中起关键作用。正如迈克尔(2010)[41]所指出“商品是一个物体，一件工具，一件物品；服务是一种行为，一次表现，一次努力”。服务跨国公司通过对外直接投资在海外设立子公司，获得自身服务产品“表现”和“努力”的机会。境外消费者通过在子公司消费服务产品的直观客户体验，有利于增加对服务产品的认可度和满意度，进而促进母国服务贸易出口。例如麦当劳的对外直接投资活动增加餐饮服务出口，希尔顿的对外直接投资增加住宿服务出口等。二是提升产品品牌知名度。品牌可以增加客户粘性，对于扩大顾客忠诚度至关重要，同时，品牌也是买卖双方达成服务交易的重要催化剂。早在20世纪八十年代，就有学者指出跨国公司子公司在境外的经营活动能够增加母公司的品牌知名度，进而促进产品出口(Lipsey和Weiss，1984)[42]。然而，品牌的建立无法一蹴而就，必须在“市场临近”的环境中，通过大量市场调研，在深刻理解当地消费者的消费需求、消费习惯和消费文化的基础上，研发与设计出符合当地文化特征与消费特色的服务产品。毋庸置疑，服务业对外直接投资有利于扩大服务业跨国公司产品知名度，形成“品牌效应”，并促进服务产品出口。综上分析，服务业对外直接投资通过“市场临近效应”，增加客户体验，扩大品牌知名度，有利于服务产品的出口创造。

2.服务业对外直接投资通过“效率提升效应”对母国服务贸易出口形成创造。已有研究表明，对外直接投资对母公司劳动生产率和全要素生产率的提升具有促进作用(杨亚平和吴祝红，2015)[43]。综合Buckley et al.(2007)[44]、Ramasamy et al.(2012)[45]和顾雪松等(2016)[46]的研究，结合服务业对外直接投资的事实特征，将服务业对外直接投资划分为资源寻求型、技术获取型、效率改进型和市场拓展型四类。对于资源寻求型服务业跨国公司来说，海外直接投资的目标在于寻求东道国丰裕且低廉的禀赋资源，为了更高效地开发当地资源，子公司一般会沿用母公司已有的技术、物流、仓储和通信等，促进母国与资源开采相关的服务和设备出口。技术获取型服务业跨国公司海外投资的目标在于获取先进的生产技术与服务技能，东道国主要为发达国家或地区。通过并购发达国家高技术含量的战略资产、在当地设立联合研发中心以及雇佣当地高技能人才等途径，促进发达国家生产技术和服务在子公司和母公司内部形成逆向转移。逆向技术溢出提高母公司生产效率(毛其淋和许家云，2014)[47]，提升母公司生产技术水平和服务质量，进而促进服务贸易出口。效率改进型服务业跨国公司立足全球生产网络，充分利用国际国内两种资源、两类市场，准确把握不同东道国所具备的不同比较优势，通过将服务产品价值链中特定环节向具有比较优势的东道国转移，实现企业自身特定优势(Specific Advantage)与东道国比较优势(Comparative Advantage)的有效融合，优化企业服务产品价值链条的技术效率，提升企业全要素生产率和国际竞争力，促进服务产品出口。市场拓展型服务跨国公司根据其在东道国业务类型的差异可进一步细分为商务服务类和当地生产销售类。商务服务类对外直接投资通过在东道国设立贸易服务机构，从事销售渠道扩展、产品宣传、订单收集、信息咨询、物流调度、售后服务等业务，能够降低企业出口成本(蒋冠宏和蒋殿春，2014)[48]，有利于扩大服务业跨国公司产品出口。当地生产和销售型服务业对外直接投资对服务贸易出口的影响则具有不确定性，取决于企业投资后的贸易形式(Blonigen，2005)[49]。

(三)服务业对外直接投资对服务贸易出口效应动态调整的理论机制

动态上看，服务业对外直接投资对服务贸易出口的“替代效应”与“创造效应”并存。在某一时期，服务业对外直接投资外在表现为增加抑或减少服务贸易出口取决于“替代效应”与“创造效应”孰大孰小。当“替代效应”大于“创造效应”时，服务业对外直接投资外在表现为抑制服务贸易出口；当“替代效应”小于“创造效应”时，服务业对外直接投资外在表现为促进服务贸易出口。

四 服务业对外直接投资与服务贸易出口的长期均衡关系检验

鉴于服务贸易出口和服务业对外直接投资在时序维度具有相近的发展态势，本文选取中国服务业对外直接投资额(SODI)和中国服务贸易出口额(SEx)作为核心变量，进一步考察它们之间是否存在长期均衡关系。其中，服务业对外直接投资数据为交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱乐业，公共管理和社会组织等14个服务行业对外直接投资额之和。采用美元兑换人民币年平均汇价将计价单位转换人民币，并运用居民消费价格指数(2007=100)对变量进行平减，将变量转化为不受价格变动因素影响的实际值。同时，为了增大数据线性化趋势并在一定程度消除异方差，本文对变量做自然对数处理并运用ADF单位根检验法检验其平稳性，结果如表1所示。

表1 变量的平稳性检验

由表1可以得出结论，服务贸易出口和服务业对外直接投资变量即使在10%的显著性水平下也不能拒绝序列含有单位根的原假设，因此服务贸易出口和服务业对外直接投资都是非平稳变量；通过一阶差分，服务贸易出口和服务业对外直接投资变量都在5%的显著性水平下拒绝序列含有单位根的原假设，变量一阶差分平稳，因此服务贸易出口和服务业对外直接投资变量都是一阶单整变量。服务贸易出口和服务业对外直接投资满足存在长期均衡关系的前提条件。

进一步地，采用基于向量自回归模型回归系数的协整检验法对服务贸易出口和服务业对外直接投资是否存在长期均衡关系进行检验，根据数据特征，AIC以及SC准则确认协整方程存在截距项，得到协整检验结果如表2所示。

表2 长期均衡关系检验结果

由表2可知，服务贸易出口和服务业对外直接投资在1%的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设，同时在10%的显著性水平下不能拒绝至多一个协整关系的原假设，表明服务贸易出口和服务业对外直接投资存在显著的长期均衡关系。

既然服务贸易出口和服务业对外直接投资存在长期均衡关系，那么究竟是服务业对外直接投资引起服务贸易出口变动？抑或服务贸易出口引起服务业对外直接投资变动？还是服务业对外直接投资与服务贸易出口之间存在双向因果关系？本文采取格兰杰因果关系检验法进行检验，结果如表3所示。

表3 格兰杰因果关系检验结果

根据检验结果，服务业对外直接投资与服务贸易出口之间并不存在双向因果关系，仅存在服务业对外直接投资对服务贸易出口的单向影响，服务业对外直接投资对服务贸易出口的变动具有重要影响。这种影响表现为：一方面，服务业对外直接投资可以通过“技术溢出效应”和“竞争效应”，提升东道国服务企业技术水平，盘活东道国服务市场生产要素，进而对母国服务产品出口形成替代；另一方面，服务对外直接投资可以通过“市场临近效应”和“效率提升效应”，增加国外客户体验、提升品牌知名度和提升母公司全要素生产率等方式，进而对母国服务产品出口形成创造。

五 服务业对外直接投资影响服务贸易出口的动态路径

通过协整与格兰杰因果分析可知，服务业对外直接投资与服务贸易出口之间存在长期均衡关系，且这种均衡关系是通过服务业对外直接投资对服务贸易出口的单向影响形成的。本节进一步探究服务业对外直接投资影响服务业贸易出口的动态路径，以深度刻画和反映服务业对外直接投资与服务贸易出口之间的动态相关性，回答服务业对外直接投资与服务贸易出口是互补抑或替代的问题。

(一)SVAR模型的设定与估计

向量自回归模型(VAR模型)是将经济系统中所有内生变量的滞后值作为模型的解释变量所构建的反映经济系统动态变化规律的非结构化多方程计量经济模型，一般可以表示为：

zt=γ1zt-1+γ2zt-2+…+γszt-s+ΨWt+ζt

其中，zt是h维内生变量向量，Wt是l维外生变量向量，h×h维矩阵γ1,γ2…γs和h×1维矩阵Ψ是模型的待估系数矩阵，s是模型内生变量向量zt的滞后阶数，ζt为模型的随机误差项，ζt不存在序列相关，且不与模型解释变量相关，但允许ζt之间存在同期相关。

上述向量自回归模型(VAR模型)的缺点是无法展现变量的当期值对被解释变量的影响，变量间的当期影响被纳入随机误差项中。为了反映变量间当期交互影响，需要采用结构化向量自回归模型(SVAR模型)，一般的h维s阶SVAR(s)模型的形式为：

B0zt=B1zt-1+B2zt-2+…+Bszt-s+υt

其中，B0是对角线为1的h阶方阵，反映经济系统中同期变量的相互关系，υt是h维无法观测的结构新息向量(Innovation Vector)。

将上式转换为滞后算子表达，可以得到：

B(L)zt=υt

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

如果矩阵多项式B(L)可逆，则有：

zt=G(L)υt

(1)

同时，一般的h维s阶VAR模型表示为：

zt=γ1zt-1+γ2zt-2+…+γszt-s+ζt

采用滞后算子表达：γ(L)zt=ζt

(2)

其中，γ(L)=I-γ1L-γ2L2-…-γsLs。

在满足平稳性条件(即行列式|γ(L)|的根都在单位圆外)的前提下，上式可以进一步转换为向量移动平均形式：

zt=J(L)ζt

(3)

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

联合式(1)和式(3)，可以得到典型的SVAR模型的基本表达形式为：

J(L)ζt=G(L)υt

(4)

假设A、B是h×h的可逆矩阵，用矩阵A左乘式(2)，可得：Aγ(L)zt=Aζt， 如果A、B满足Aζt=Bυt，E(υt)=0h，E(υtυt′)=Ih，则称为AB型SVAR模型。

在上述分析的基础上，建立服务贸易出口和服务业对外直接投资的SVAR模型，根据AIC、SC及HQ准则，选择最优滞后期为2，因此模型设定为SVAR(2)，其形式为：

C0zt=Γ1zt-1+Γ2zt-2+υt

(5)

其中，zt=(lnSEx, lnSODI)′，考虑式(5)是AB型SVAR模型，则有：Aζt=Bυt，且A=C0，矩阵A和矩阵B的形式可以表示为：

其中，υ1t和υ2t分别反映了对服务贸易出口和服务业对外直接投资的结构冲击。为了使SVAR模型满足识别条件，需要对模型施加h(h-1)/2=1个约束条件，根据前文格兰杰因果关系检验结果可知，服务贸易出口不是服务业对外直接投资的格兰杰原因，仅存在服务业对外直接投资对服务贸易出口的单向影响，因此，施加约束：服务业对外直接投资不随当期服务贸易出口的变动而变动，即a21=0。

在施加约束后，SVAR模型恰好识别，采用完全信息极大似然法(FIML)对上述SVAR模型进行估计，得到模型估计结果：

上述模型检验结果良好，所有估计量都在1%的水平下通过变量显著性检验，模型统计性质良好，可以作进一步的脉冲响应函数分析。

(二)基于SVAR模型的脉冲响应函数分析

脉冲响应函数用于反映SVAR模型中某内生变量新息受到当期一个标准差冲击后，经过SVAR模型所构建的经济系统，传导给自身及其他内生变量，从而对系统中所有内生变量的当期和未来值产生影响的分析方法。脉冲响应函数图可以直观地反映内生变量对冲击所产生的动态路径。对于h维s阶的SVAR(s)模型，脉冲响应函数可以表示为：

为了反映服务业对外直接投资影响服务贸易出口的长期动态路径，基于前文所建立SVAR(2)模型，作出服务贸易出口和服务业对外直接投资的脉冲响应函数图。如图3所示，图中纵轴代表服务贸易出口对服务业对外直接投资一个标准差冲击的脉冲响应值，横轴代表冲击作用的滞后时间(单位：年)，虚线代表正负两倍标准差分布带。

图3 服务贸易出口对服务业对外直接投资结构冲击的响应函数

由图3可以看出，服务贸易出口对于服务业对外直接投资的正向冲击在第一期就表现出最大的负效应，其负向响应值为-0.024。然而服务业对外直接投资对服务贸易出口的负向影响在第二期开始逐渐衰减，服务贸易出口的第二期负向响应值已经衰退为-0.006。从第三期开始，服务业对外直接投资的正向冲击对服务贸易出口产生强烈的正向影响，正向响应值达到最大的0.057。此后，服务业对外直接投资对服务贸易出口的正向影响逐渐递减。脉冲响应函数分析表明，服务业对外直接投资对服务贸易出口的影响不是一成不变的，这种影响随着时间的推移呈现动态特征。在短期，服务业对外直接投资的“替代效应”大于“创造效应”，服务业对外直接投资将对服务贸易出口产生抑制作用，此时服务业对外直接投资与服务贸易外在表现为互相替代；然而，随着时间的推移，服务业对外直接投资对服务贸易出口的拉动效应充分显示出来，从中长期来看，服务业对外直接投资的“创造效应”大于“替代效应”，服务业对外直接投资对服务业贸易出口产生促进作用，服务业对外直接投资与服务贸易实现协同发展并互相补充。

(三)基于SVAR模型的预测方差分解

为了进一步考察服务业对外直接投资对服务贸易出口变动的重要程度，本文基于SVAR(2)模型进行预测方差分解。通过方差分解，可以准确地分辨出服务贸易出口的变动是由自身变动传导引起，还是有系统中服务业对外直接投资的变动引起。服务贸易出口的预测方差分解如表4所示。

表4 服务贸易出口的预测方差分解

由表4可知，服务贸易出口的短期变动是由其自身和服务业对外直接投资共同引起的。随着时间的推移，服务业出口自身变动的贡献率逐渐降低，服务业对外直接投资对服务贸易出口变化的贡献度却呈现逐期增大的趋势，从长期来看，服务贸易出口89%的变动是由服务业对外直接投资引起的。表明服务业对外直接投资对服务贸易出口具有重要作用。

六 结论及政策建议

本文剖析了服务业对外直接投资影响服务贸易出口的理论机制：一方面，服务业对直接投资通过“技术溢出效应”和“竞争效应”改变东道国服务业市场生态，激活东道国服务业市场要素活力，促进东道国通过本土服务产品形成对母国服务产品的替代；另一方面，服务业对外直接投资通过“市场临近效应”和“效率提升效应”对母国服务贸易出口产生创造作用。即服务业对外直接投资对服务贸易出口的“替代效应”与“创造效应”并存。在某一时期，服务业对外直接投资外在表现为增加抑或减少服务贸易出口取决于“替代效应”与“创造效应”孰大孰小。当“替代效应”大于“创造效应”时，服务业对外直接投资抑制服务贸易出口；当“替代效应”小于“创造效应”时，服务业对外直接投资促进服务贸易出口。通过建立SVAR模型对中国的经验研究显示，服务业对外直接投资短期内抑制了服务贸易出口，中长期则对服务贸易出口具有促进作用；预测方差分解显示服务业对外直接投资是服务贸易出口变动的重要影响因素。据此，提出以下政策建议：

第一，共商共建共享“一带一路”发展契机，增加“一带一路”沿线国家服务出口及对外直接投资，加强与“一带一路”沿线国家在服务业领域的合作，让“一带一路”沿线国家成为中国服务贸易出口与服务业对外直接投资的新增长点以及中国服务资本和服务产品走向世界的重要窗口。

第二，正确认识服务业对外直接投资对服务贸易出口带来的“短期阵痛”，通过提升服务企业技术创新能力、改进服务产品质量、提升服务产品层次等途径，培育国内服务企业国际竞争新优势，抵消服务业对外直接投资带来的短期不利影响和冲击，保障服务贸易出口回稳向好。

第三，积极发挥服务业对外直接投资在中长期对服务贸易出口的创造效应，扩大服务业对外直接投资规模，提高服务业对外直接投资质量，改善服务业对外直接投资结构，增加对发达国家及现代服务业的投资，增强学习能力，有效利用逆向技术溢出，促进中国服务贸易结构升级和出口竞争力提升。

第四，发挥政府在行政审批、信息发布、风险提示、税收优惠、金融支持等方面的职能，鼓励有实力的服务企业在完备风险评估的基础上积极“走出去”，增强中国服务企业综合利用两类资源、两种市场的能力，打造具有世界影响力的中国服务业跨国公司巨头；同时，鼓励走出去企业选用本土服务提供商，在促进中国服务企业服务出口的同时，实现服务业对外直接投资与服务贸易出口的协同发展。