中國服務貿易與經濟增長的關系研究第四稿

1、西南政法大學本科學年論文題目：中國服務貿易與經濟增長的關系研究經濟學院國際經濟與貿易專業(yè)2011級四班學號2011101233姓名王志敏指導教師唐潛寧成績西南政法大學教務處制20年月日23指導教師評語：教師簽名：20年月日中國服務貿易與經濟增長的關系研究王志敏西南政法大學經濟學院；重慶401120摘要：當今世界服務貿易迅速發(fā)展，全球經濟競爭的重點正從貨物貿易轉向服務貿易。本文從總體服務貿易、不同行業(yè)服務部門與經濟增長的關系出發(fā)，運用我國1982-2013年國際服務貿易進出口貿易額相關數(shù)據(jù)，服務貿易運輸部門、旅游部門以及其他商業(yè)服務部門數(shù)據(jù)與GD嗷據(jù)，通過建立多元線性回歸模型和誤差修正模型，對樣

2、本數(shù)據(jù)進行OLS回歸和ADF檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗，結果發(fā)現(xiàn)經濟增長和總體服務貿易、行業(yè)服務貿易之間存在著一種長期的穩(wěn)定關系，服務貿易進口無論是短期還是長期都促進了經濟增長，服務貿易出口在短期抑制了經濟增長，但從長期來看卻促進了經濟增長；旅游服務無論是進口還是出口都會促進經濟增長，運輸服務出口和其他商業(yè)服務進口抑制經濟增長，運輸服務進口和其他商業(yè)服務出口促進經濟的增長。最后本文提出了一些政策性建議，希望可以更好的發(fā)揮服務貿易對經濟增長的促進作用。關鍵詞：服務貿易；經濟增長；實證分析一、引言上世紀后半期，新的技術革命席卷全球，隨之而來的是區(qū)域經濟一體化和經濟全球化。各國為了在新的時期占據(jù)

3、發(fā)展的制高點，開始調整產業(yè)機構，發(fā)展第三產業(yè)和新興技術產業(yè)。第三產業(yè)中發(fā)展尤為快速的是服務貿易，隨著技術的不斷發(fā)展和完善，各國的服務貿易環(huán)境也不斷改善，服務貿易在整個世紀貿易中所占的比重開始逐漸超過國際貨物貿易。第三產業(yè)是國民經濟的重要組成部分，其發(fā)展對國民經濟有著重要的推動作用。服務業(yè)作為第三產業(yè)最為重要的一部分，其重要程度不言而喻。一個國家的服務業(yè)發(fā)展了，相對應的服務貿易也會發(fā)展，從而推動第三產業(yè)的發(fā)展，間接促進國民經濟的增長。與服務業(yè)的飛速發(fā)展相對應的是信息行業(yè)與通信行業(yè)的迅速發(fā)展，它們的發(fā)展使服務貿易在更多領域和更深層次上不斷推進。服務貿易在世界貿易中地位的不斷提升將改變世界貿易格局，

4、由貨物貿易為主轉為服務貿易為主。20世紀80年代以來，在經濟全球化的背景下，我國開始實行改革開放，在這樣有利的國際環(huán)境與國內政策支持下，我國的國際服務貿易也得到快速發(fā)展。中國統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，我國國際服務貿易總貿易額由1982年57億美元上升到2013年5471億美元，增長了96倍，增長速度已超過我國的國際貨物貿易。同時，2013年我國國際服務貿易出口額增加到2101億美元，進口額增加到3371億美元。我國GDPfi由1982年2816億美元到2013年97193億美元，增長了近35倍。上述數(shù)據(jù)表明，國際服務貿易已經成為我國國際競爭力的重要方面，成為推動我國經濟增長的新引擎。根據(jù)外匯管理局有關數(shù)

5、據(jù)，我國的服務貿易總額雖然保持著較高的年增長率，但是服務貿易進口的作用更加明顯，逆差現(xiàn)象一直存在，逆差額呈上升趨勢。這也意味著，我國必須優(yōu)化服務貿易的產業(yè)結構，才能促進經濟長期穩(wěn)定發(fā)展。二、文獻綜述國外和國內的學者關于國際服務貿易與經濟增長之間關系的研究主要分為兩個方向：一類是在宏觀方面，他們主要研究的是國際服務貿易進口、出口及進出口總額的變化對整個國家經濟增長的影響；而另一類是微觀方面，該類學者主要研究國際服務貿易中一些比較重要的部門和一些有重要地位的服務行業(yè)的進出口變化對該國經濟增長產生的影響，以及局部地區(qū)的服務貿易對該地區(qū)的影響。(一)服務貿易與經濟增長關系的國內外相關研究1、服務貿易與

6、經濟增長關系的國外研究綜述20世紀70年代，西方的一些學者開始對服務貿易進行比較系統(tǒng)的研究。到80年代得到了較大的發(fā)展，90年代已經趨于成熟和完善。這些學者的研究主要分為服務業(yè)整體與國家經濟增長的關系研究和服務業(yè)各部門與經濟增長的關系研究兩個部分，他們比較注重理論研究和實證研究的結合。(1)服務業(yè)整體與經濟增長的關系研究在經濟學領域，傳統(tǒng)的消費一一需求理論認為消費、投資和出口是拉動經濟增長的“三架馬車”，以此為基礎，一些學者把服務貿易相關參數(shù)加入了傳統(tǒng)貿易理論模型，經過研究分析得出了服務貿易可以促進經濟增長的結論。比如Richard和Kubo,他們通過對H-O-S模型進行修正，把技術差異和金融

7、服務貿易等參數(shù)加入傳統(tǒng)的H-O-S模型的基礎上，得出了比較優(yōu)勢理論不僅適用于貨物貿易，同樣適用于服務貿易的結論，這也進一步證明了服務貿易可以促進經濟增長的命題。Heir、SamusenSlapul(1985)從國際貿易理論中的規(guī)模經濟效應與不完全競爭理論出發(fā)，通過研究分析證明了服務貿易可以促進經濟增長。Markusen(1986)借助壟斷競爭的學說，通過研究發(fā)現(xiàn)：因為存在專業(yè)化受限的因素，單獨的貨物貿易是不能保證生產帕累托效率的，服務貿易卻可以實現(xiàn)帕累托最優(yōu)。從20世紀進入21世紀，計量經濟學逐漸得到發(fā)展并走向成熟，計量的方法開始用于測算服務貿易對經濟增長的貢獻率和拉動度。在這個時期，學者以貨

8、物貿易對經濟的拉動作用為立足點研究服務貿易對經濟增長的促進作用，國外有關服務貿易促進經濟增長的研究大多以國際貨物貿易促進經濟增長為基礎。AlanDeardorff(2001)指出服務貿易所提供的運輸、保險、金融等服務會使國際貨物貿易的開展更為方便迅速，推動貨物貿易發(fā)展，促進經濟增長。(2)服務業(yè)部門與經濟增長之間的關系研究近幾年，國外學者關于服務貿易與經濟增長之間關系的研究更多是傾向于服務業(yè)某些部門與經濟增長的關系，主要有金融業(yè)、電信業(yè)和旅游業(yè)。在金融業(yè)方面：MaddenGary、FaseMMGAbmaRCN2003)幾位學者通過實證研究分析，研究了9個東南亞新型經濟體金融發(fā)展與經濟增長之間的

9、關系，根據(jù)不同國家的數(shù)據(jù)為樣本，結果表明經濟增長的其中一個原因是金融業(yè)的發(fā)展，并且金融結構是經濟發(fā)展的主要原因，這在某種程度上說明了發(fā)展中國家促進經濟增長的一個可能措施是改革金融政策，調整金融結構。在電信業(yè)方面:TaylorReynolds,CharlesKenny,JiaLiu(2004)等學者通過研究FDI與東道國電信行業(yè)的基礎設施建設水平的關系，認為信息基礎設施的完善對經濟增長有著潛在的推動作用，該研究為基礎設施的建設水平和質量與FDI的流入有著重要關系提供了一些初步證據(jù)；DarkoDvornik、DubravkoSabolic(2007)對東歐某些國家電信業(yè)的投資情況與經濟增長的關系進

10、行了實證分析，他們選取了電信部門全部投資和服務滲透率作為主要指標，結果發(fā)現(xiàn)一個國家的電信業(yè)投資水平與經濟增長存在相關關系，最后提出有一些更好的指標可以描述電訊部門的發(fā)展情況。在旅游業(yè)方面：ChiOkOh(2005)對韓國的旅游業(yè)發(fā)展與經濟增長通過運用格蘭杰因果關系檢驗的方法，建立了二元VAR真型，結果表明兩個序列不存在長期的均衡關系，但是從格蘭杰因果關系檢驗結果可以看出經濟增長會促進旅游業(yè)的發(fā)展；Chien-ChiangLee、ChunPingChang(2008)兩位學者運用協(xié)整檢驗方法對OECD!家和非OECDS家的旅游發(fā)展與經濟增長因果關系進行研究，檢驗結果表明從長期來看，非OECDI家

11、的旅游業(yè)發(fā)展和經濟增長存在雙向因果關系，而OECDI家的旅游業(yè)發(fā)展可以促進經濟增長，經濟增長對旅游業(yè)的發(fā)展則沒有明顯的拉動作用。2、服務貿易與經濟增長關系的國內有關研究中國的服務業(yè)落后于世界服務貿易的發(fā)展，起步晚，發(fā)展時間短，因為實踐決定理論，所以造成了國內服務貿易理論研究相對匱乏的結果。我國學者的理論研究一般與實踐相結合。中國加入世貿組織之后，一些學者主要把與加入世貿組織相關的論題如國內服務業(yè)開放與服務貿易國際競爭力作為研究對象。我國的學者幾乎都采取的是實證分析的方法來研究服務貿易與經濟增長的關系。(1)關于服務貿易自由化與我國經濟增長的研究學者關于服務貿易自由化的研究主要是一些定性分析，研

12、究成果有：張漢林(1998)研究了世貿組織的建立背景，以及服務貿易自由化對我國將會產生的影響和應該采取的對策；熊春蘭(2000)認為服務貿易自由化對發(fā)展中國家的經濟效益和經濟安全會產生影響：一是服務貿易自由化對發(fā)展中國家的經濟效率、科技發(fā)展、增加就業(yè)等經濟效益方面具有積極的影響；二是服務市場的開放對國家經濟安全的影響弊大于利。苗秀杰(2005)認為服務貿易對我國既有正效應又有負效應。正效應表現(xiàn)為規(guī)模經濟、競爭優(yōu)勢、經濟刺激、資源利用充分和學習效應五方面；負效應主要為影響國家經濟安全、阻礙國內產業(yè)發(fā)展等。詹藝丹(2007)研究結果指出，東道國金融體系效率的提高有助于金融服務貿易自由化的實現(xiàn)，并以

13、此推動經濟增長。(2)服務業(yè)整體與經濟增長的關系研究在我國服務業(yè)整體與經濟增長的關系研究方面，危旭芳、鄭志國(2004)經過實證研究分析表明，中國的服務貿易進出口都正向促進了經濟增長，而且服務貿易進口對經濟的推動作用更為明顯。潘菁(2005年)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，服務貿易的進、出口額與經濟增長之間存在正相關，而且服務貿易進口額對經濟的拉動作用更大；胡日東、蘇桔芳(2005)運用協(xié)整檢驗和VECMK型的的實證分析方法對中國服務貿易進出口與經濟增長的關系進行了研究。結果表明中國的服務貿易進口、出口與經濟增長存在唯一的協(xié)整關系；短時間內，服務貿易進口和出口對經濟增長的作用不明顯，而從長期看，服務貿易出

14、口對經濟增長起推動作用，服務貿易進口起抑制作用，但是服務貿易總體而言對經濟增長有著促進作用。莊麗娟(2007)在實證研究的基礎上對服務貿易與經濟增長關系進行了試探性的理論分析，將對外投資理論與服務貿易結合在一起，最后同樣得出了服務貿易可以促進經濟增長的結論。同時，還有一些學者專門探討了服務貿易與區(qū)域經濟增長的關系。熊啟泉和張琰光（2008）通過運用出口擴張生產函數(shù)模型，研究了服務貿易對經濟增長的作用。結果表明，我國整體服務貿易對經濟增長的平均貢獻率為18.9%。張亮（2008）通過服務貿易進出口與GDP勺協(xié)整分析說明服務貿易進出口、進口、出口之間均存在單向因果關系和長期均衡關系。所以國家應該努

15、力擴大服務出口，重視服務進口，充分發(fā)揮服務貿易對經濟的促進作用。孫云奮、張軍（2008）運用協(xié)整分析對經濟增長與服務貿易進出口的關系進行研究，結果表明經濟增長與服務貿易之間存在長期均衡關系。最后提出：國家短期內要重點發(fā)展服務貿易進口，但長期內要重視服務貿易出口。曾慧琴（2009）利用OECDI家的服務貿易出口總額、進口總額、服務業(yè)增加值和GDR!行研究，結果發(fā)現(xiàn)，服務貿易出口和進口對經濟增長具有比較顯著的促進作用。（3）服務業(yè)各部門與經濟增長之間的關系研究具體的服務業(yè)部門研究成果主要有：何德旭（2005）發(fā)現(xiàn)我國金融業(yè)的發(fā)展會帶來經濟的同向增長；詹藝丹（2007）認為我國開展金融服務貿易會是雙

16、贏的結果，對我國金融制度的建立和完善以及經濟的增長都有促進作用；潘菁、劉輝煌（2007）認為知識性服務貿易的開展會帶來經濟的高速發(fā)展，在文中提出了我國應該努力發(fā)展知識型服務貿易；李平、梁俊啟（2007）對我國運輸、旅游及其他商業(yè)服務的進口、出口和GD嚶?lián)M行實證分析后得出，這三個部門的服務貿易進出口與GDPL間有著長期穩(wěn)定關系，但是服務貿易進口對經濟增長起抑制作用，而服務貿易出口則對經濟增長起推動作用。（二）服務貿易與經濟增長關系的國內外研究評述許多學者對服務貿易與經濟增長關系進行了研究，但是這些文獻仍然存在以下缺點：第一，單個整體或部門研究比較多，綜合研究少。我國學者更加注重的是整體服務貿易

17、與經濟增長關系的實證研究，而較少把整體與部門綜合起來研究服務貿易對經濟增長的影響。第二，在現(xiàn)有的定量研究中，很多學者的分析并沒有剔除物價和匯率等不穩(wěn)定因素的影響，即沒有對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，導致了許多數(shù)據(jù)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，使結論缺乏說服力。第三，在同樣的實證分析方法下，不同學者得出的結論也不盡相同，有人認為服務出口的作用大，有人認為服務進口的作用大，所以，我們還需要繼續(xù)驗證這個命題。本文中，以表示經濟增長的GDP乍為被解釋變量，服務貿易進口（IM）與出口（EX）、出口運輸部門（EXTD出口旅游部門（EXTS其他商業(yè)服務出口（EXOBD進口運輸部門（IMTD）、進口旅游部門（IMTS）

18、以及其他商業(yè)服務進口（IMOBD作為解釋變量，既從宏觀層面上研究經濟增長與服務貿易的關系，又從微觀上研究了服務貿易中的幾個部門對經濟增長的影響。本文主要通過ADF檢驗、協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果關系檢驗，建立誤差修正模型，研究以上解釋變量對被解釋變量的影響。三、檢驗的過程和實證結果分析（一）數(shù)據(jù)的選擇和處理所用數(shù)據(jù)為我國1982年2013年國內生產總值（GDPb服務貿易進出口總額（SD、服務貿易出口額（EX）、服務貿易進口額（IM）,出口運輸部門（EXTD）出口旅游部門（EXTS以及其他商業(yè)服務出口（EXOBD、進口運輸部門（IMTD）、進口旅游部門（IMTS）以及其他商業(yè)服務進口（IMOBD,文

19、中數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局，其中服務貿易進出口額來自收支平衡表，并以當年平均匯率將美元折算成人民幣。因為1982年2013年物價波動很大，因此1978年為P=100進行換算得出以后各期價格指數(shù)。一般而言，金融服務、旅游服務和電信服務是服務貿易中非常重要的三個部門，因為本文選取的數(shù)據(jù)取自1982-2013年，而金融服務的數(shù)據(jù)是從1996年才在中國統(tǒng)計局公布的，之前的數(shù)據(jù)為零，所以本文未把金融服務列為解釋變量。其中國內生產總值（GDP）為被解釋變量，服務貿易出口額（EX）、服務貿易進口額（IM）、服務貿易運輸部門（TD）、服務貿易旅游部門（TS）以及其他商業(yè)服務（OBD為解釋變量。（二）模型理論的建立為

20、了研究上述解釋變量與被解釋變量的關系，本文建立如下的多元線性回歸模型進行分析：方程一.LNGDP=二+BlnSTLNGDP-o1LNEX：2LNIM方程二：LNGDP=1LNEXTD-LNEXTSLNEXOBD%LNIMTD-LNIMTS：8LNIMOBDB代表服務貿易的對于經濟增長的影響，即為彈性系數(shù)。a代表原回歸方程一的截距項，表明在沒有考慮服務貿易對經濟的影響的情況下原本存在的GDPB1,B2分別代表服務貿易出口、進口對于經濟增長的影響；B3,B4,B5分別代表服務貿易出口部門中的運輸部門、旅游部門以及其他商業(yè)服務對于經濟增長的影響；B6,B7,B8分別表示服務貿易進口部門中的運輸部門、

21、旅游部門以及其他商業(yè)服務對于經濟增長的影響。a0代表原回歸方程二的截距項，表明在沒有考慮服務貿易進出口經濟增長的影響的情況下存在的GDPa1代表原回歸方程三的截距項，表明在沒有考慮服務貿易進出口中的運輸部門、旅游部門以及其他商業(yè)服務對經濟增長的影響的情況下存在的GDP(三)變量平穩(wěn)性檢驗只有模型中選取的變量具有平穩(wěn)性時，傳統(tǒng)的計量經濟分析方法才是有效的。而一般而言，時間序列數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)時間序列，如果不加檢驗和修正就運用傳統(tǒng)的計量經濟分析方法進行研究，那么該模型從而推斷得出的結論就有可能是錯誤的。因此，在建立模型之前必須檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。序列的平穩(wěn)性檢驗有圖示檢驗和單位根檢驗兩種方式，本文將通過

22、這兩種方法檢驗序列的平穩(wěn)性。1.圖小判斷(1)經濟增長與服務貿易總額的關系20變星之間給勢圖161Ooh oci cncx«imw-iiiii-a1-ii-ai-ivii-ig。ci csa ci osaLMSTLJNCDP圖一：變量之間趨勢圖從上圖可以看出，自1982年以來，LNS用口LNGD附線均向右上方傾斜，具有較為穩(wěn)定的同步增長趨勢。下表為LNST?口LNGD叱問的相關系數(shù)表，可以看出兩者之間具有比較顯著地正相關性。表1：相關系數(shù)LNGDP10.652633LNST0.6526331根據(jù)以往的研究，很多學者的研究都證明序列LNGDP,LNS存在序列相關性。此處，用最小二乘法進

23、行回歸分析如下：表2:回歸結果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C16.189410.17703191.449790.0000LNST0.1298590.0275254.7178840.0001所以回歸方程一為LNGDP=16.19+0.13LNST,由此表達式可知，每發(fā)生一單位的服務貿易LNSTLNGD就增長大約0.13個單位。由此可見，服務貿易對于經濟增長有著推動作用。(2)經濟增長與服務貿易進口、出口的關系由以上實證結果我們可以知道服務貿易對于我國的經濟增長具有重要作用。接下來本文會分析服務貿易的進口和出口分別對經濟有怎樣的影響，以及

24、各自對經濟增長的作用大小。圖一揭示的是服務貿易與經濟增長的序列趨勢，主要是從整體來看的。圖二為服務貿易進口和出口與經濟增長的趨勢，通過分析此圖，可以了解各個不同的變量與經濟增長的趨勢是否一致。表3為各變量相關系數(shù)表，主要反映各變量之間的相關系數(shù)，即相關性。各變量的趨勢圖LNGDPLNEXLNIM殿第鬻天再疑言駕昏空工I1-1z CM CM d 1rp圖二各變量的趨勢圖表3:各變量相關系數(shù)表LNGDPLNEXLNIM1-0.3866440.557239-0.38664410.5099430.5572390.5099431由圖二可知，圖中的三條曲線都是向右上方傾斜的，具有相同的趨勢，而且LNEXf

25、口LNIM曲線近乎重合，但都和LNGDP勺變化趨勢一致。表3說明在一定程度上LNGDPLNEXTLNIMT之間具有較高的相關性。同時僅從圖形上判斷，平穩(wěn)時間序列在圖形上往往表現(xiàn)出一種圍繞均值不斷波動的過程，而非平穩(wěn)時間序列則往往表現(xiàn)在不同的時間段具有不同的均值，非平穩(wěn)的時間序列將是計量方法失效，有可能會產生偽回歸。綜上可以初步判定時間序列為非平穩(wěn)序列。根據(jù)很多學者的研究，經濟增長與服務貿易進口與出口都存在著線性關系，用最小二乘法回歸如下:表4:回歸結果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C17.554370.131802133.18720.0

26、0LNEX-0.5170010.035119-14.721370.00LNIM0.4084390.02467016.556070.00所以回歸方程二為：LNGDP=17.550.52LNEX+0.41LNIM.由此表達式可以得到，每增加一單位的服務貿易出口（LNEX,LNGDpft減少0.52個單位；每發(fā)生一單位的服務貿易進口（LNIM）,LNGD就會增加0.41個單位。由上述分析可知：服務貿易出口對經濟增長起阻礙作用，服務貿易進口對經濟增長有促進作用。（3）經濟增長與服務貿易中出口部門中的運輸服務、旅游服務和其他商業(yè)服務以及服務貿易進口部門中的運輸服務、旅游服務和其他商業(yè)服務的關系這部分分析

27、會深入到服務貿易中的幾個具有代表性的部門：運輸、旅游以及其他商業(yè)部門。主要研究這些細分的部門對經濟增長的影響。圖三為各變量的趨勢圖。各變量趨勢圖圖三各變量趨勢圖表5各變量相關系數(shù)表LNGDPLNEXTDLNEXTSLNEXOBDLNIMTDLNIMTSLNIMOBDLNGDP10.7981240.4115540.4063940.8982970.9719440.422951LNEXTD0.79812410.4552370.4617840.7900440.4972560.374608LNEXTS0.4115540.45523710.9379620.8081440.9494770.818733LNE

28、XOBD0.4063940.4617840.93796210.8080560.9162850.771252LNIMTD0.7434620.7900440.8081440.80805610.8625120.702711LNIMTS0.5856810.4972560.9494770.9162850.86251210.787460LNIMOBD0.4229510.3746080.8187330.7712520.7027110.7874601由圖三可以看出：GD叫各變量的增長趨勢幾乎是一致的，但是其他商業(yè)服務進口在1985年出現(xiàn)下降趨勢，并且在1987-1989年這一時段出現(xiàn)為0的現(xiàn)象,到1990年開

29、始出現(xiàn)回升；在1993年以后，各變量都比較一致的增長。表5表明各變量之間在一定程度上具有較高的相關性。關于運輸服務、旅游服務和其他商業(yè)服務對經濟增長的影響程度，還沒有學者對其進行綜合研究，本文將采用最小二乘法對以上變量進行回歸，回歸結果如下：表6回歸結果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C17.696450.37794846.822380.0000LNEXTS-0.7118220.161813-4.3990310.0002LNEXTD0.3777340.0760124.9693770.0000LNEXOBD-0.1514930.083766

30、-1.8085340.0831LNIMTS0.3950310.0651026.0678510.0000LNIMTD-0.0534770.137796-0.3880920.7014LNIMOBD0.0657200.0372411.7646910.0903所以回歸方程三為:LNGDP=17.7-0.71LNEXTS0.38LNEXTD-0.15LNEXOBD0.4LNIMTS-0.05LNIMTD0.07LN由此表達是可以看出：LNEXTS®發(fā)生一個單位，LNGD至減少0.71個單位；LNEXT而發(fā)生一個單位，LNGD去增加0.38個單位；LNEXOBD發(fā)生一個單位，LNGD去減少0.1

31、5個單位；LNIMT狗發(fā)生一個單位，LNGD去增加0.4個單位；LNIMTD發(fā)生一個單位，LNGD除減少0.05個單位；LNIMOBDf發(fā)生一個單位，LNGD/增加0.07個單位。2、單位根檢驗(unitroottest)對時間序列的平穩(wěn)性除了通過圖形直觀判斷外，運用統(tǒng)計量進行統(tǒng)計檢驗則是更為準確和重要的。單位根檢驗是統(tǒng)計檢驗中普遍應用的一種檢驗方法。這種檢驗方法主要有DF檢驗和ADF檢驗。以上經過圖示分析說明該序列是非平穩(wěn)序列，下面筆者將采用比較常用的ADF檢驗的方法來說明該序列不是平穩(wěn)序列。ADF檢驗是通過下面三個模型來完成的：m模型一：'Xt"Xt4JVXt；ti1m模

32、型二：Xt-Xt4'；，'Xt；ti1m模型三：Xt=:c.Xtv'Xt葉i1三個模型都是以H0:6=0作為零假設（意味著存在一個單位根）為前提的。表7單位根檢驗情況變量ADF檢驗值檢驗形式臨界值平穩(wěn)性LNGDP0.913900(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNEX-1.624843(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNIM-0.618197(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNEXTD-1.031484(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNEXTS-1.707397(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNEXOBD-1.888

33、369(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNIMTD0.461892(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNIMTS-0.754941(C,T,0)*-2.960411/、平穩(wěn)LNIMOBD-3.154922(C,T,6)_*-3.724070平穩(wěn)D(LNGDP)-4.339017(C,T,1)*-2.963972平穩(wěn)D(LNEX)-4.606829(C,T,0)*-2.963972平穩(wěn)D(LNIM)-5.688198(C,T,0)*-2.963972平穩(wěn)D(LNEXTD)-5.432170(C,T,0)*-2.963972平穩(wěn)D(LNEXTS)-5.840893(C,T,0)*

34、-2.963972平穩(wěn)D(LNEXOBD)-7.049459(C,T,0)*-2.963972平穩(wěn)D(LNIMTD)-5.206625(C,T,0)*-2.963972平穩(wěn)D(LNIMTS)-5.891331(C,T,0)*-2.971853平穩(wěn)D(LNIMOBD)-4.806967(C,T,5)*-2.986225平穩(wěn)注：*,*,*分別表示1%5%10%勺顯著性水平。由表7可以看出，未經差分的序列LNGDP,LNEXTLNIMKLNEXTDLNEXTSLNEXOBDLNIMTDLNIMTS和LNIMOBDTB是非平穩(wěn)序列，而經過一次差分的序歹U,D(LNGDPbD(LNEXT)>D(L

35、NIMT)、D(LNEXTD)D(LNEXTS)D(LNEXOBD)D(LNIMTD'D(LNIMTS和D(LNIMOBDfB在5%勺置信水平下通過了單位根檢驗，所以它們是平穩(wěn)序列，是一階單整序列（四）協(xié)整檢驗因為文中的變量自身非平穩(wěn)，但它們的線性組合卻可能是平穩(wěn)的。非平穩(wěn)時間序列的線性組合具有平穩(wěn)性則說明了變量之間具有長期穩(wěn)定的比例關系，該關系稱為協(xié)整關系。為了使非平穩(wěn)時間序列成為平穩(wěn)時間序列，避免“偽回歸”問題的產生，下面對文中變量進行協(xié)整檢驗。1 .LNGD叫LNEXLNIM的協(xié)整檢驗因為LNGDPLNEXLNIM三個變量經過單位根檢驗表明是非平穩(wěn)的，但是經過一階差分之后成為平穩(wěn)

36、序列，所以是一階單整，可以進行Johansen檢驗，結果如下表：表8LNGDP與LNEXLNIM的協(xié)整檢驗HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05CriticalValueProb.*None*0.41670322.3292729.797070.2805Atmost10.1825906.15750715.494710.6769Atmost20.0036290.1090693.8414660.7412注：Tracetestindicatesnocointegratingeqn(s)atthe0.05level.從上表可以看出，沒有統(tǒng)計量

37、在5%勺檢驗水平上大于臨界值，所以不存在協(xié)整關系。表9標準化的協(xié)整系數(shù)表LNGDPLNEXLNIM1-0.529320-0.5540420.056020.04978通過上表（標準化的協(xié)整系數(shù)表）可以得出：LNGDP=0.53LNEX-O.55LNIM由上述表達式可以看出，服務貿易出口對經濟增長具有促進作用，服務貿易進口對經濟增長具有阻礙作用。這個結論與通過最小二乘法回歸得出的結論是不一致的。2 .LNGD叫LNEXTDLNEXTSLNEXOBDLNIMTDLNIMTSLNIMOBD勺協(xié)整檢驗因為LNGDPLNEXTDLNEXTSLNEXOBDLNIMTDLNIMTS?口LNIMOB/變量經過單

38、位根檢驗表明是非平穩(wěn)的，但是經過一階差分之后成為平穩(wěn)序列，所以用EVIEWS5.0!彳TJohansen檢驗，結果如下表：表10Johansen檢驗結果HypothesizedNo.ofCE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05CriticalValueProb.*None*0.8888952196.6831125.61540Atmost1*0857229135.144895.753660Atmost2*0.64003880.6425169.818890.0053Atmost3*0.58377552.0333047.856130.0192Atmost40.3714362

39、7.4904929.797070.0902Atmost50.35378014.4895915.494710.0704Atmost60.0776872.2643713.8414660.1324注：Tracetestindicates4cointegratingeqn(s)atthe0.05level*denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05level.從上表可以看出，有4個統(tǒng)計量大于在5%勺檢驗水平上大于臨界值，所以存在4個協(xié)整關系。表11標準化的協(xié)整系數(shù)表LNGDPLNEXTDLNEXTSLNEXOBDLNIMTDLNIMTSLNIMOBD1-0.480

40、49-1.147671.414351-0.31836-0.316760.0247060.086460.214280.130310.151910.106360.05872通過上表（標準化的協(xié)整系數(shù)表）可以得出：LNGO-CP48LNEX1T15DNEX1T41SNEXO0,B2LDNIM0T32LNIM0102sNI從上述表達式可以看出，每發(fā)生一單位的旅游服務出口，會減少1.15單位的LNGDP每發(fā)生一單位的運輸服務出口，會減少0.48單位的LNGDP每發(fā)生一單位的其他商業(yè)服務出口，會增加1.41單位的LNGDP每發(fā)生一單位的旅游服務進口，會減少0.32單位的LNGDP每發(fā)生一單位運輸服務進口，

41、會減少0.32單位的LNGD如發(fā)生一單位的其他商業(yè)服務進口，會增加0.02個單位的LNGDP.（五）Granger因果關系檢驗協(xié)整說明了變量間存在著長期的穩(wěn)定關系，但是無法說明之間存在因果關系。而格蘭杰因果分析是考察變量間的因果關系。1、LNGDPfLNEXLNIM的Granger因果關系檢驗為了確定以GD次代表的經濟增長和服務貿易進口和服務貿易出口之間存在的因果關系，于是進行Granger因果分析。根據(jù)VAR模型軟件默認給出的Granger檢驗的滯后階數(shù)為2階。檢驗結果如下：表12LNGDP與LNEXLNIM的Granger因果關系檢驗NullHypothesis:ObsF-Statisti

42、cProbabilityLNEXdoesnotGrangerCauseLNGDP302.694110.08718LNGDPdoesnotGrangerCauseLNEX301.846070.17874LNIMdoesnotGrangerCauseLNGDP306.600280.00499LNGDPdoesnotGrangerCauseLNIM300.619360.54635LNIMdoesnotGrangerCauseLNEX301.498540.24285LNEXdoesnotGrangerCauseLNIM300.792250.46387根據(jù)判定原則：當P值小于置信度則拒絕原假設，可以得知

43、服務貿易出口是經濟增長的Granger原因，經濟增長也是服務貿易出口的Granger原因；服務貿易進口是經濟增長的Granger原因，經濟增長也是服務貿易進口的Granger原因;服務貿易進口是服務貿易出口的Granger原因，服務貿易出口也是服務貿易進口的Granger原因。由上述分析可以知道，服務貿易進出口對經濟增長有促進作用，經濟增長對服務貿易的進口和出口也同樣有促進作用。2、LNGDPfLNEXTDLNEXTSLNEXOBDLNIMTDLNIMTSLNIMOBD勺Granger因果關系檢驗表13Granger檢驗結果NullHypothesis:ObsF-StatisticProbab

44、ilityLNEXTDdoesnotGrangerCauseLNGDP304.957340.01537LNGDPdoesnotGrangerCauseLNEXTD300.698700.50668LNEXTSdoesnotGrangerCauseLNGDP305.786740.00860LNGDPdoesnotGrangerCauseLNEXTS301.870090.17504LNEXOBDdoesnotGrangerCauseLNGDP306.733550.00458LNGDPdoesnotGrangerCauseLNEXOBD300.153960.85811LNIMTDdoesnotGran

45、gerCauseLNGDP305.138760.01351LNGDPdoesnotGrangerCauseLNIMTD300.586450.56377LNIMTSdoesnotGrangerCauseLNGDP302.862320.07761LNGDPdoesnotGrangerCauseLNIMTS300.066160.93616LNIMOBDdoesnotGrangerCauseLNGDP301.302640.28963LNGDPdoesnotGrangerCauseLNIMOBD300.097330.90759根據(jù)判定原則：當P值小于置信度則拒絕原假設，可以得知旅游服務出口是經濟增長的G

46、ranger原因，經濟增長卻不是旅游服務出口的Granger原因；運輸服務出口是經濟增長的Granger原因，經濟增長卻不是旅游服務出口的Granger原因；其他商業(yè)服務出口是經濟增長的Granger原因，經濟增長卻不是其他商業(yè)服務出口的Granger原因；運輸服務進口是經濟增長的Granger原因，但經濟增長不是運輸服務進口的Granger原因；旅游服務進口不是經濟增長的Granger原因，經濟增長也不是旅游服務進口的Granger原因；其他商業(yè)服務進口不是經濟增長的Granger原因，經濟增長也不是其他商業(yè)服務進口的Granger原因。由以上分析可以得到，其他商業(yè)服務出口、旅游服務出口和運

47、輸服務出口、運輸服務進口在一定程度上促進經濟增長；而旅游服務進口、其他商業(yè)服務進口對經濟增長沒有明顯的Granger關系；但是經濟增長不是這些所有因素的Granger原因，也就是說經濟增長不會帶動這些服務業(yè)的發(fā)展。（六）VECK差修正模型上文就關于各解釋變量對被解釋變量的長期影響作了實證分析，通過協(xié)整檢驗已經確定了服務貿易進口的的抑制作用和服務貿易出口的促進作用。而下面我們將研究在短期內各變量是如何影響GDP勺增長。由于當變量有一個短期的大范圍的波動時，VEC表達式會限制內生變量的長期性收斂于協(xié)整方程，于是引入VEC誤差修正模型通過短期變量的調整來實現(xiàn)長期變量的均衡。由于確定協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)

48、為3階，所以取2階，同時選擇有截距和無趨勢。通過軟件，下表為實現(xiàn)誤差修正模型得出的結果。表14誤差修正結果ErrorCorrection:D(LNGDP)D(LNEX)D(LNIM)CointEqlD(LNGDP(-1)-0.758333-0.285235-1.1786270.5950281.7180732.057274D(LNGDP(-2)0.165151-0.545992-0.380221D(LNEX(-1)0.5791572.2613272.556463D(LNEX(-2)0.3361570.2894790.717505D(LNIM(-1)-0.551670-2.492568-2.854

49、143D(LNIM(-2)-0.479801-0.369726-0.96299C0.0665710.1618390.267291AIC-6.358632SC-5.085632由上表可以看出，擬合優(yōu)度和調整過擬合優(yōu)度表現(xiàn)良好，而且AIC和SC也達到了較小的值，說明誤差修正模型效果還是可以的。從第一列可以看出誤差修正項（CB為負，符合反向修正機制，這也就表明了滯后一期的非均衡誤差以0.20的速度向均衡發(fā)展，起到修正作用。滯后一期、二期的服務貿易的出口對經濟增長起較明顯的促進作用；服務貿易進口在滯后一期、滯后二期對經濟增長起抑制作用。表15誤差修正結果ErrorCorrection:D(LNGDP)

50、D(LNEXTS)D(LNEXTD)D(LNEXOBD)CointEq1-0.028716-0.052777-0.0918070.101642D(LNGDP(-1)0.003679-0.510552-0.619836-0.008564D(LNGDP(-2)-0.117940-0.309130-0.215353-0.423994D(LNEXTS(-1)0.136398-0.220197-0.430731-0.341018D(LNEXTS(-2)-0.0674040.1914720.436123-0.008022D(LNEXTD(-1)0.1002820.0299680.0290480.09573

51、5D(LNEXTD(-2)0.0545240.001190-0.0418600.100823D(LNEXOBD(-1)-0.126768-0.027339-0.3135440.261814D(LNEXOBD(-2)-0.047232-0.067354-0.4251850.140511C0.0359270.0581900.01072700.040080AIC-2.480014SC-0.405496表16誤差修正結果ErrorCorrection:D(LNGDP)D(LNIMTD)D(LNIMTS)D(LNIMOBD)CointEq1-0.1088510.0246260.065495-1.5996

52、09D(LNGDP(-1)0.1417310.021313-0.466128-2.571714D(LNGDP(-2)0.028299-0.51269-0.071301-2.062446D(LNIMTD(-1)-0.0918510.109941-0.877073-0.993638D(LNIMTD(-2)-0.096895-0.3700170.149921-1.309513D(LNIMTS(-1)0.052899-0.287452-0.177450-0.400919D(LNIMTS(-2)-0.1193680.136331-0.1008820.326298D(LNIMOBD(-1)0.038626

53、0.1326570.5134910.293564D(LNIMOBD(-2)-0.0221760.066252-0.0232850.346302C0.0472890.0972940.1902640.322297AIC-2.734544SC-0.622810從上邊兩個表可以看出，擬合優(yōu)度和調整過擬合優(yōu)度表現(xiàn)良好，而且AIC和SC也達到了較小的值，說明誤差修正模型效果還是可以的。旅游服務出口在滯后一期對經濟增長有促進作用，在滯后二期對經濟增長有抑制作用；運輸服務出口在滯后一期和滯后二期對經濟增長都有促進作用；其他商業(yè)服務出口在滯后一期和滯后二期對經濟增長都有抑制作用；旅游服務進口在滯后一期對經濟增長

54、有促進作用，在滯后二期對經濟增長有抑制作用；運輸服務進口在滯后一期和滯后二期對經濟增長都有促進作用；其他商業(yè)服務進口在滯后一期對經濟增長有促進作用，在滯后二期對經濟增長有抑制作用。四、結論和建議（一）結論本文通過對中國1982-2013年的數(shù)據(jù)（服務貿易進出口和GDP進行回歸分析、平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果關系檢驗以及建立誤差修正模型，可以得出下列結論：第一、服務貿易對中國的經濟增長有著促進作用。服務貿易每發(fā)生一單位，中國的GDPB會增加0.13個單位，這說明中國在改革開放以后的30年內，服務貿易對中國經濟的增長起到了一定的推動作用。第二、服務貿易出口在短期對中國經濟增長有著明顯的促進作用，但是從長期看來，服務貿易出口會抑制經濟的增長。從誤差修正模型滯后一期來看，服務貿易出口每增加一個百分點，經濟上升0.3個百分點；從滯后二期來看，服務貿易出口每增加一個百分點，經濟下降0.