中国服务贸易与经济增长的关系研究第四稿

西南政法大学

本科学年论文题目：中国服务贸易与经济增长的关系研究

经济学院国际经济与贸易专业 2011 级四班

学号 2011101233

姓名王志敏

指导教师唐潜宁

成绩

西南政法大学教务处制

20 年月日

指导教师评语：

教师签名:

20 年月日

中国服务贸易与经济增长的关系研究

王志敏

西南政法大学经济学院；重庆 401120摘要: 当今世界服务贸易迅速发展，全球经济竞争的重点正从货物贸易转向服务贸易。本文从总体服务贸易、不同行业服务部门与经济增长的关系出发，运用我国1982-2013年国际服务贸易进出口贸易额相关数据，服务贸易运输部门、旅游部门以及其他商业服务部门数据与GDP数据，通过建立多元线性回归模型和误差修正模型，对样本数据进行OLS回归和ADF检验、协整检验、格兰杰因果检验，结果发现经济增长和总体服务贸易、行业服务贸易之间存在着一种长期的稳定关系，服务贸易进口无论是短期还是长期都促进了经济增长，服务贸易出口在短期抑制了经济增长，但从长期来看却促进了经济增长；旅游服务无论是进口还是出口都会促进经济增长，运输服务出口和其他商业服务进口抑制经济增长，运输服务进口和其他商业服务出口促进经济的增长。最后本文提出了一些政策性建议，希望可以更好的发挥服务贸易对经济增长的促进作用。

关键词：服务贸易；经济增长；实证分析

一、引言

上世纪后半期，新的技术革命席卷全球，随之而来的是区域经济一体化和经济全球化。各国为了在新的时期占据发展的制高点，开始调整产业机构，发展第三产业和新兴技术产业。第三产业中发展尤为快速的是服务贸易，随着技术的不断发展和完善，各国的服务贸易环境也不断改善，服务贸易在整个世纪贸易中所占的比重开始逐渐超过国际货物贸易。第三产业是国民经济的重要组成部分，其发展对国民经济有着重要的推动作用。服务业作为第三产业最为重要的一部分，其重要程度不言而喻。一个国家的服务业发展了，相对应的服务贸易也会发展，从而推动第三产业的发展，间接促进国民经济的增长。与服务业的飞速发展相对应的是信息行业与通信行业的迅速发展，它们的发展使服务贸易在更多领域和更深层次上不断推进。服务贸易在世界贸易中地位的不断提升将改变世界贸易格局，由货物贸易为主转为服务贸易为主。

20世纪80年代以来，在经济全球化的背景下，我国开始实行改革开放，在这样有利的国际环境与国内政策支持下，我国的国际服务贸易也得到快速发展。中国统计局数据显示，我国国际服务贸易总贸易额由1982年57亿美元上升到

2013年5471亿美元，增长了96倍，增长速度已超过我国的国际货物贸易。同时，2013年我国国际服务贸易出口额增加到2101亿美元，进口额增加到3371亿美元。我国GDP也由1982年2816亿美元到2013年97193亿美元，增长了近35倍。上述数据表明，国际服务贸易已经成为我国国际竞争力的重要方面，成为推动我国经济增长的新引擎。根据外汇管理局有关数据，我国的服务贸易总额虽然保持着较高的年增长率，但是服务贸易进口的作用更加明显，逆差现象一直存在，逆差额呈上升趋势。这也意味着，我国必须优化服务贸易的产业结构，才能促进经济长期稳定发展。

二、文献综述

国外和国内的学者关于国际服务贸易与经济增长之间关系的研究主要分为两个方向：一类是在宏观方面，他们主要研究的是国际服务贸易进口、出口及进出口总额的变化对整个国家经济增长的影响；而另一类是微观方面，该类学者主要研究国际服务贸易中一些比较重要的部门和一些有重要地位的服务行业的进出口变化对该国经济增长产生的影响，以及局部地区的服务贸易对该地区的影响。

（一）服务贸易与经济增长关系的国内外相关研究

1、服务贸易与经济增长关系的国外研究综述

20世纪70年代，西方的一些学者开始对服务贸易进行比较系统的研究。到80年代得到了较大的发展，90年代已经趋于成熟和完善。这些学者的研究主要分为服务业整体与国家经济增长的关系研究和服务业各部门与经济增长的关系研究两个部分，他们比较注重理论研究和实证研究的结合。

（1）服务业整体与经济增长的关系研究

在经济学领域，传统的消费——需求理论认为消费、投资和出口是拉动经济增长的“三架马车”，以此为基础，一些学者把服务贸易相关参数加入了传统贸易理论模型，经过研究分析得出了服务贸易可以促进经济增长的结论。比如Richard和Kubo，他们通过对H-O-S模型进行修正，把技术差异和金融服务贸易等参数加入传统的H-O-S模型的基础上，得出了比较优势理论不仅适用于货物贸易，同样适用于服务贸易的结论，这也进一步证明了服务贸易可以促进经济增长的命题。Heir、Samusen、Slapul（1985）从国际贸易理论中的规模经济效应与不完全竞争理论出发，通过研究分析证明了服务贸易可以促进经济增长。Markusen（1986）借助垄断竞争的学说，通过研究发现：因为存在专业化受限的

因素，单独的货物贸易是不能保证生产帕累托效率的，服务贸易却可以实现帕累托最优。

从20世纪进入21世纪，计量经济学逐渐得到发展并走向成熟,计量的方法开始用于测算服务贸易对经济增长的贡献率和拉动度。在这个时期，学者以货物贸易对经济的拉动作用为立足点研究服务贸易对经济增长的促进作用，国外有关服务贸易促进经济增长的研究大多以国际货物贸易促进经济增长为基础。Alan Deardorff（2001）指出服务贸易所提供的运输、保险、金融等服务会使国际货物贸易的开展更为方便迅速，推动货物贸易发展，促进经济增长。

（2）服务业部门与经济增长之间的关系研究

近几年，国外学者关于服务贸易与经济增长之间关系的研究更多是倾向于服务业某些部门与经济增长的关系，主要有金融业、电信业和旅游业。

在金融业方面：Madden Gary、Fase MMG、Abma RCN（2003）几位学者通过实证研究分析，研究了9个东南亚新型经济体金融发展与经济增长之间的关系，根据不同国家的数据为样本，结果表明经济增长的其中一个原因是金融业的发展，并且金融结构是经济发展的主要原因，这在某种程度上说明了发展中国家促进经济增长的一个可能措施是改革金融政策，调整金融结构。

在电信业方面:Taylor Reynolds，Charles Kenny，Jia Liu（2004）等学者通过研究FDI与东道国电信行业的基础设施建设水平的关系，认为信息基础设施的完善对经济增长有着潜在的推动作用，该研究为基础设施的建设水平和质量与FDI的流入有着重要关系提供了一些初步证据； Darko Dvornik、Dubravko Sabolic（2007）对东欧某些国家电信业的投资情况与经济增长的关系进行了实证分析，他们选取了电信部门全部投资和服务渗透率作为主要指标，结果发现一个国家的电信业投资水平与经济增长存在相关关系，最后提出有一些更好的指标可以描述电讯部门的发展情况。

在旅游业方面：Chi—Ok Oh（2005）对韩国的旅游业发展与经济增长通过运用格兰杰因果关系检验的方法，建立了二元VAR模型，结果表明两个序列不存在长期的均衡关系，但是从格兰杰因果关系检验结果可以看出经济增长会促进旅游业的发展；Chien—Chiang Lee、Chun—Ping Chang（2008）两位学者运用协整检验方法对OECD国家和非OECD 国家的旅游发展与经济增长因果关系进行研究，检验结果表明从长期来看，非OECD国家的旅游业发展和经济增长存在双向因果关系，而OECD国家的旅游业发展可以促进经济增长，经济增长对旅游业的发展则没有明显的拉动作用。

2、服务贸易与经济增长关系的国内有关研究

中国的服务业落后于世界服务贸易的发展，起步晚，发展时间短，因为实践决定理论，所以造成了国内服务贸易理论研究相对匮乏的结果。我国学者的理论研究一般与实践相结合。中国加入世贸组织之后，一些学者主要把与加入世贸组织相关的论题如国内服务业开放与服务贸易国际竞争力作为研究对象。我国的学者几乎都采取的是实证分析的方法来研究服务贸易与经济增长的关系。

（1）关于服务贸易自由化与我国经济增长的研究

学者关于服务贸易自由化的研究主要是一些定性分析，研究成果有：张汉林(1998)研究了世贸组织的建立背景，以及服务贸易自由化对我国将会产生的影响和应该采取的对策；熊春兰(2000)认为服务贸易自由化对发展中国家的经济效益和经济安全会产生影响：一是服务贸易自由化对发展中国家的经济效率、科技发展、增加就业等经济效益方面具有积极的影响；二是服务市场的开放对国家经济安全的影响弊大于利。

苗秀杰（2005）认为服务贸易对我国既有正效应又有负效应。正效应表现为规模经济、竞争优势、经济刺激、资源利用充分和学习效应五方面；负效应主要为影响国家经济安全、阻碍国内产业发展等。詹艺丹（2007）研究结果指出，东道国金融体系效率的提高有助于金融服务贸易自由化的实现，并以此推动经济增长。

（2）服务业整体与经济增长的关系研究

在我国服务业整体与经济增长的关系研究方面，危旭芳、郑志国( 2004)经过实证研究分析表明,中国的服务贸易进出口都正向促进了经济增长，而且服务贸易进口对经济的推动作用更为明显。

潘菁(2005年)通过实证研究发现，服务贸易的进、出口额与经济增长之间存在正相关，而且服务贸易进口额对经济的拉动作用更大；胡日东、苏梽芳(2005)运用协整检验和VECM模型的的实证分析方法对中国服务贸易进出口与经济增长的关系进行了研究。结果表明中国的服务贸易进口、出口与经济增长存在唯一的协整关系；短时间内，服务贸易进口和出口对经济增长的作用不明显，而从长期看，服务贸易出口对经济增长起推动作用，服务贸易进口起抑制作用，但是服务贸易总体而言对经济增长有着促进作用。

庄丽娟(2007)在实证研究的基础上对服务贸易与经济增长关系进行了试探性的理论分析，将对外投资理论与服务贸易结合在一起，最后同样得出了服务贸易可以促进经济增长的结论。同时，还有一些学者专门探讨了服务贸易与区域经济增长的关系。

熊启泉和张琰光( 2008)通过运用出口扩张生产函数模型,研究了服务贸易对经济增长的作用。结果表明,我国整体服务贸易对经济增长的平均贡献率为18.9%。张亮(2008)通过服务贸易进出口与GDP的协整分析说明服务贸易进出口、进口、出口之间均存在单向因果关系和长期均衡关系。所以国家应该努力扩大服务出口，重视服务进口，充分发挥服务贸易对经济的促进作用。孙云奋、张军(2008)运用协整分析对经济增长与服务贸易进出口的关系进行研究，结果表明经济增长与服务贸易之间存在长期均衡关系。最后提出：国家短期内要重点发展服务贸易进口，但长期内要重视服务贸易出口。

曾慧琴（2009）利用OECD国家的服务贸易出口总额、进口总额、服务业增加值和GDP进行研究，结果发现,服务贸易出口和进口对经济增长具有比较显著的促进作用。

（3）服务业各部门与经济增长之间的关系研究

具体的服务业部门研究成果主要有：何德旭(2005) 发现我国金融业的发展会带来经济的同向增长；詹艺丹(2007)认为我国开展金融服务贸易会是双赢的结果，对我国金融制度的建立和完善以及经济的增长都有促进作用；潘菁、刘辉煌(2007)认为知识性服务贸易的开展会带来经济的高速发展，在文中提出了我国应该努力发展知识型服务贸易；李平、梁俊启（2007）对我国运输、旅游及其他商业服务的进口、出口和GDP数据进行实证分析后得出，这三个部门的服务贸易进出口与GDP之间有着长期稳定关系，但是服务贸易进口对经济增长起抑制作用，而服务贸易出口则对经济增长起推动作用。

（二）服务贸易与经济增长关系的国内外研究评述

许多学者对服务贸易与经济增长关系进行了研究，但是这些文献仍然存在以下缺点：第一，单个整体或部门研究比较多，综合研究少。我国学者更加注重的是整体服务贸易与经济增长关系的实证研究，而较少把整体与部门综合起来研究服务贸易对经济增长的影响。第二，在现有的定量研究中，很多学者的分析并没有剔除物价和汇率等不稳定因素的影响，即没有对时间序列数据进行平稳性检验，导致了许多数据出现“伪回归”现象，使结论缺乏说服力。第三，在同样的实证分析方法下，不同学者得出的结论也不尽相同，有人认为服务出口的作用大，有人认为服务进口的作用大，所以，我们还需要继续验证这个命题。

本文中，以表示经济增长的GDP作为被解释变量，服务贸易进口（IM)与出口(EX)、出口运输部门（EXTD)、出口旅游部门（EXTS)、其他商业服务出口（EXOBD）、进口运输部门（IMTD)、进口旅游部门（IMTS)以及其他商业服务进口（IMOBD）作为解释变量，既从宏观层面上研究经济增长与服务贸易的关系，又从微观上研究了服务贸易中的几个部门对经济增长的影响。本文主要通过ADF检验、协整检

验以及格兰杰因果关系检验，建立误差修正模型，研究以上解释变量对被解释变量的影响。

三、检验的过程和实证结果分析

（一）数据的选择和处理

所用数据为我国1982年～2013年国内生产总值(GDP)、服务贸易进出口总额（ST ）、服务贸易出口额(EX)、服务贸易进口额(IM)，出口运输部门（EXTD)、出口旅游部门（EXTS)以及其他商业服务出口（EXOBD ）、进口运输部门（IMTD)、进口旅游部门（IMTS)以及其他商业服务进口（IMOBD ），文中数据来自中国统计局，其中服务贸易进出口额来自收支平衡表，并以当年平均汇率将美元折算成人民币。因为1982年～2013年物价波动很大，因此1978年为P=100进行换算得出以后各期价格指数。一般而言，金融服务、旅游服务和电信服务是服务贸易中非常重要的三个部门，因为本文选取的数据取自1982-2013年，而金融服务的数据是从1996年才在中国统计局公布的，之前的数据为零，所以本文未把金融服务列为解释变量。其中国内生产总值(GDP)为被解释变量，服务贸易出口额(EX)、服务贸易进口额(IM)、服务贸易运输部门（TD)、服务贸易旅游部门（TS)以及其他商业服务（OBD ）为解释变量。

（二）模型理论的建立

为了研究上述解释变量与被解释变量的关系，本文建立如下的多元线性回归模型进行分析：

方程一：LNST

LNGDP βα+=

方程二：LNIM

LNEX LNGDP 210ββα++=

方程三：

LNIMOBD LNIMTS LNIMTD LNEXOBD LNEXTS LNEXTD LNGDP 8765431ββββββα++++++=

β代表服务贸易的对于经济增长的影响，即为弹性系数。α代表原回归方程一的截距项，表明在没有考虑服务贸易对经济的影响的情况下原本存在的GDP 。

β1，β2分别代表服务贸易出口、进口对于经济增长的影响；β3，β4，β5分别代表服务贸易出口部门中的运输部门、旅游部门以及其他商业服务对于经济增长的影响；β6，β7，β8分别表示服务贸易进口部门中的运输部门、旅游部门以及其他商业服务对于经济增长的影响。α0代表原回归方程二的截距

项，表明在没有考虑服务贸易进出口经济增长的影响的情况下存在的GDP；α1代表原回归方程三的截距项，表明在没有考虑服务贸易进出口中的运输部门、旅游部门以及其他商业服务对经济增长的影响的情况下存在的GDP。

（三）变量平稳性检验

只有模型中选取的变量具有平稳性时，传统的计量经济分析方法才是有效的。而一般而言，时间序列数据是非平稳时间序列，如果不加检验和修正就运用传统的计量经济分析方法进行研究，那么该模型从而推断得出的结论就有可能是错误的。因此，在建立模型之前必须检验数据的平稳性。序列的平稳性检验有图示检验和单位根检验两种方式，本文将通过这两种方法检验序列的平稳性。

1.图示判断

（1）经济增长与服务贸易总额的关系

图一：变量之间趋势图

从上图可以看出，自1982年以来，LNST和LNGDP曲线均向右上方倾斜，具有较为稳定的同步增长趋势。下表为LNST和LNGDP之间的相关系数表，可以看出两者之间具有比较显著地正相关性。

表1：相关系数

LNGDP 1 0.652633

LNST 0.652633 1

根据以往的研究，很多学者的研究都证明序列LNGDP,LNST存在序列相关性。此处，用最小二乘法进行回归分析如下：

表2：回归结果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 16.18941 0.177031 91.44979 0.0000

LNST 0.129859 0.027525 4.717884 0.0001

所以回归方程一为LNST LNGDP 13.019.16+=,由此表达式可知，每发生一

单位的服务贸易LNST ，LNGDP 就增长大约0.13个单位。由此可见，服务贸易对于经济增长有着推动作用。

（2）经济增长与服务贸易进口、出口的关系

由以上实证结果我们可以知道服务贸易对于我国的经济增长具有重要作用。接下来本文会分析服务贸易的进口和出口分别对经济有怎样的影响，以及各自对经济增长的作用大小。

图一揭示的是服务贸易与经济增长的序列趋势，主要是从整体来看的。图二为服务贸易进口和出口与经济增长的趋势，通过分析此图，可以了解各个不同的变量与经济增长的趋势是否一致。表3为各变量相关系数表，主要反映各变量之间的相关系数，即相关性。

图二 各变量的趋势图

表3：各变量相关系数表 LNGDP LNEX LNIM 1 -0.386644 0.557239 -0.386644 1 0.509943 0.557239

0.509943

1

由图二可知，图中的三条曲线都是向右上方倾斜的，具有相同的趋势，而

且LNEX 和LNIM 曲线近乎重合，但都和LNGDP 的变化趋势一致。表3说明在一定程度上LNGDP 、LNEXT 、LNIMT 之间具有较高的相关性。同时仅从图形上判断，平稳时间序列在图形上往往表现出一种围绕均值不断波动的过程，而非平稳时间序列则往往表现在不同的时间段具有不同的均值，非平稳的时间序列将是计量方法失效，有可能会产生伪回归。综上可以初步判定时间序列为非平稳序列。

根据很多学者的研究，经济增长与服务贸易进口与出口都存在着线性关系，

用最小二乘法回归如下：

表4：回归结果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 17.55437 0.131802 133.1872 0.00

LNEX -0.517001 0.035119 -14.72137 0.00

LNIM 0.408439 0.024670 16.55607 0.00 所以回归方程二为：LNIM

.

17+

55

=.由此表达式可

-

LNGDP41

LNEX

.0

.0

52

以得到，每增加一单位的服务贸易出口（LNEX），LNGDP就减少0.52个单位；每发生一单位的服务贸易进口（LNIM），LNGDP就会增加0.41个单位。

由上述分析可知：服务贸易出口对经济增长起阻碍作用，服务贸易进口对经济增长有促进作用。

（3）经济增长与服务贸易中出口部门中的运输服务、旅游服务和其他商业服务以及服务贸易进口部门中的运输服务、旅游服务和其他商业服务的关系这部分分析会深入到服务贸易中的几个具有代表性的部门：运输、旅游以及其他商业部门。主要研究这些细分的部门对经济增长的影响。图三为各变量的趋势图。

图三各变量趋势图

表5 各变量相关系数表

LNGDP LNEXTD LNEXTS LNEXOBD LNIMTD LNIMTS LNIMOBD LNGDP 1 0.798124 0.411554 0.406394 0.898297 0.971944 0.422951 LNEXTD 0.798124 1 0.455237 0.461784 0.790044 0.497256 0.374608 LNEXTS 0.411554 0.455237 1 0.937962 0.808144 0.949477 0.818733 LNEXOBD 0.406394 0.461784 0.937962 1 0.808056 0.916285 0.771252 LNIMTD 0.743462 0.790044 0.808144 0.808056 1 0.862512 0.702711 LNIMTS 0.585681 0.497256 0.949477 0.916285 0.862512 1 0.787460 LNIMOBD 0.422951 0.374608 0.818733 0.771252 0.702711 0.787460 1

由图三可以看出：GDP 与各变量的增长趋势几乎是一致的，但是其他商业服务进口在1985年出现下降趋势，并且在1987-1989年这一时段出现为0的现象，到1990年开始出现回升；在1993年以后，各变量都比较一致的增长。表5表明各变量之间在一定程度上具有较高的相关性。

关于运输服务、旅游服务和其他商业服务对经济增长的影响程度，还没有学者对其进行综合研究，本文将采用最小二乘法对以上变量进行回归，回归结果如下：

表6 回归结果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 17.69645 0.377948 46.82238 0.0000 LNEXTS -0.711822 0.161813 -4.399031 0.0002 LNEXTD 0.377734 0.076012 4.969377 0.0000 LNEXOBD -0.151493 0.083766 -1.808534 0.0831 LNIMTS 0.395031 0.065102 6.067851 0.0000 LNIMTD -0.053477 0.137796 -0.388092 0.7014 LNIMOBD

0.065720

0.037241

1.764691

0.0903

所以回归方程三为：

LN

LNIMTD LNIMTS LNEXOBD LNEXTD LNEXTS LNGDP 07.005.04.015.038.071.07.17+-+-+-= 由此表达是可以看出：LNEXTS 每发生一个单位，LNGDP 会减少0.71个单位；LNEXTD 每发生一个单位，LNGDP 会增加0.38个单位；LNEXOBD 每发生一个单位，LNGDP 会减少0.15个单位；LNIMTS 每发生一个单位，LNGDP 会增加0.4个单位；LNIMTD 每发生一个单位，LNGDP 会减少0.05个单位；LNIMOBD 每发生一个单位，LNGDP 会增加0.07个单位。 2、单位根检验（unit root test)

对时间序列的平稳性除了通过图形直观判断外，运用统计量进行统计检验则是更为准确和重要的。单位根检验是统计检验中普遍应用的一种检验方法。这种检验方法主要有DF 检验和ADF 检验。

以上经过图示分析说明该序列是非平稳序列，下面笔者将采用比较常用的ADF 检验的方法来说明该序列不是平稳序列。ADF 检验是通过下面三个模型来完成的：

模型一：11m

t t i t i t i X X X δβε--==++∑

模型二：11

m

t t i t i t i X X X αδβε--==+++∑

模型三：11

m

t t i t i t i X X X αδβε--==+++∑

三个模型都是以 0:0H δ= 作为零假设（意味着存在一个单位根）为前提的。

表7 单位根检验情况

变量 ADF 检验值 检验形式 临界值 平稳性 LNGDP 0.913900 （C,T,0） -2.960411**

不平稳 LNEX -1.624843 （C,T,0） -2.960411** 不平稳 LNIM -0.618197 （C,T,0） -2.960411** 不平稳 LNEXTD -1.031484 （C,T,0) -2.960411** 不平稳 LNEXTS -1.707397 (C,T,0) -2.960411** 不平稳 LNEXOBD -1.888369 (C,T,0) -2.960411** 不平稳 LNIMTD 0.461892 （C,T,0) -2.960411** 不平稳 LNIMTS -0.754941 (C,T,0) -2.960411** 不平稳 LNIMOBD -3.154922 (C,T,6) -3.724070* 平稳 D(LNGDP) -4.339017 (C,T,1) -2.963972** 平稳 D(LNEX) -4.606829 （C,T,0） -2.963972** 平稳 D(LNIM) -5.688198 （C,T,0） -2.963972** 平稳 D(LNEXTD)) -5.432170 （C,T,0） -2.963972** 平稳 D(LNEXTS) -5.840893 (C,T,0) -2.963972** 平稳 D(LNEXOBD) -7.049459 (C,T,0) -2.963972** 平稳 D(LNIMTD) -5.206625 (C,T,0) -2.963972** 平稳 D(LNIMTS) -5.891331 (C,T,0) -2.971853** 平稳 D(LNIMOBD)

-4.806967

(C,T,5)

-2.986225**

平稳

注：*，**，***分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

由表7可以看出，未经差分的序列LNGDP,LNEXT 、LNIMT 、LNEXTD 、LNEXTS 、LNEXOBD 、LNIMTD 、LNIMTS 和LNIMOBD 都是非平稳序列，而经过一次差分的序列,D(LNGDP)、D(LNEXT)、D(LNIMT)、D(LNEXTD)、D(LNEXTS)、D(LNEXOBD)、D(LNIMTD)、D(LNIMTS)和D （LNIMOBD)都在5%的置信水平下通过了单位根检验，所以它们是平稳序列，是一阶单整序列。 （四）协整检验

因为文中的变量自身非平稳,但它们的线性组合却可能是平稳的。非平稳时间序列的线性组合具有平稳性则说明了变量之间具有长期稳定的比例关系，该关系称为协整关系。为了使非平稳时间序列成为平稳时间序列，避免 “伪回归”问题的产生，下面对文中变量进行协整检验。

1.LNGDP与LNEX、LNIM的协整检验

因为LNGDP、LNEX、LNIM三个变量经过单位根检验表明是非平稳的,但是经过一阶差分之后成为平稳序列，所以是一阶单整，可以进行Johansen检验，结果如下表：

表8 LNGDP与LNEX、LNIM的协整检验

Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue

Trace

Statistic

0.05

Critical Value

Prob.**

None * 0.416703 22.32927 29.79707 0.2805

At most 1 0.182590 6.157507 15.49471 0.6769

At most 2 0.003629 0.109069 3.841466 0.7412

注： Trace test indicates no cointegrating eqn(s) at the 0.05 level.

从上表可以看出，没有统计量在5%的检验水平上大于临界值，所以不存在协整关系。

表9 标准化的协整系数表

LNGDP LNEX LNIM

1 -0.529320 -0.554042

0.05602 0.04978

通过上表（标准化的协整系数表）可以得出：

LNIM

O

LNEX

LNGDP55

.

53

.0-

=

由上述表达式可以看出，服务贸易出口对经济增长具有促进作用，服务贸易进口对经济增长具有阻碍作用。这个结论与通过最小二乘法回归得出的结论是不一致的。

2.LNGDP与LNEXTD、LNEXTS、LNEXOBD、LNIMTD、LNIMTS、LNIMOBD的协整检验

因为LNGDP、LNEXTD、LNEXTS、LNEXOBD、LNIMTD、LNIMTS和LNIMOBD等变量经过单位根检验表明是非平稳的,但是经过一阶差分之后成为平稳序列，所以用EVIEWS5.0进行Johansen检验，结果如下表：

表10 Johansen检验结果

Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue

Trace

Statistic

0.05

Critical Value

Prob.**

None * 0.8888952 196.6831 125.6154 0

At most 1 * 0857229 135.1448 95.75366 0

At most 2 * 0.640038 80.64251 69.81889 0.0053

At most 3 * 0.583775 52.03330 47.85613 0.0192

At most 4 0.371436 27.49049 29.79707 0.0902

At most 5 0.353780 14.48959 15.49471 0.0704

At most 6 0.077687 2.264371 3.841466 0.1324

注：Trace test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level* denotes rejection of the

hypothesis at the 0.05 level.

从上表可以看出，有4个统计量大于在5%的检验水平上大于临界值，所以存

在4个协整关系。

表11 标准化的协整系数表

LNGDP LNEXTD LNEXTS LNEXOBD LNIMTD LNIMTS LNIMOBD

1 -0.48049 -1.14767 1.414351 -0.31836 -0.31676 0.024706

0.08646 0.21428 0.13031 0.15191 0.10636 0.05872

通过上表（标准化的协整系数表）可以得出：

48

.1

41

.1

.0+

-

=

-

-

+

-

15

L N E X O B D

.0

L N I M T D

L N I M T S

L N I L N E X T D

L N E X T S

32

L N G D P02

.0

.0

32

从上述表达式可以看出，每发生一单位的旅游服务出口，会减少1.15单位

的LNGDP；每发生一单位的运输服务出口，会减少0.48单位的LNGDP；每发生一

单位的其他商业服务出口，会增加1.41单位的LNGDP；每发生一单位的旅游服

务进口，会减少0.32单位的LNGDP；每发生一单位运输服务进口，会减少0.32

单位的LNGDP；每发生一单位的其他商业服务进口，会增加0.02个单位的LNGDP.

（五） Granger因果关系检验

协整说明了变量间存在着长期的稳定关系，但是无法说明之间存在因果关

系。而格兰杰因果分析是考察变量间的因果关系。

1、LNGDP与LNEX、LNIM 的Granger因果关系检验

为了确定以GDP为代表的经济增长和服务贸易进口和服务贸易出口之间存

在的因果关系，于是进行Granger因果分析。根据VAR模型软件默认给出的

Granger检验的滞后阶数为2阶。检验结果如下：

表12 LNGDP与LNEX、LNIM 的Granger因果关系检验

Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability

LNEX does not Granger Cause LNGDP 30 2.69411 0.08718

LNGDP does not Granger Cause LNEX 30 1.84607 0.17874

LNIM does not Granger Cause LNGDP 30 6.60028 0.00499

LNGDP does not Granger Cause LNIM 30 0.61936 0.54635

LNIM does not Granger Cause LNEX 30 1.49854 0.24285

LNEX does not Granger Cause LNIM 30 0.79225 0.46387 根据判定原则：当P值小于置信度则拒绝原假设，可以得知服务贸易出口是经济增长的Granger原因，经济增长也是服务贸易出口的Granger原因；服务贸易进口是经济增长的Granger原因，经济增长也是服务贸易进口的Granger原因；服务贸易进口是服务贸易出口的Granger原因，服务贸易出口也是服务贸易进口的Granger原因。

由上述分析可以知道，服务贸易进出口对经济增长有促进作用，经济增长对服务贸易的进口和出口也同样有促进作用。

2、LNGDP与LNEXTD、LNEXTS、LNEXOBD、LNIMTD、LNIMTS、LNIMOBD的Granger 因果关系检验

表13 Granger检验结果

Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability LNEXTD does not Granger Cause LNGDP 30 4.95734 0.01537

LNGDP does not Granger Cause LNEXTD 30 0.69870 0.50668

LNEXTS does not Granger Cause LNGDP 30 5.78674 0.00860

LNGDP does not Granger Cause LNEXTS 30 1.87009 0.17504

LNEXOBD does not Granger Cause LNGDP 30 6.73355 0.00458

LNGDP does not Granger Cause LNEXOBD 30 0.15396 0.85811

LNIMTD does not Granger Cause LNGDP 30 5.13876 0.01351

LNGDP does not Granger Cause LNIMTD 30 0.58645 0.56377

LNIMTS does not Granger Cause LNGDP 30 2.86232 0.07761

LNGDP does not Granger Cause LNIMTS 30 0.06616 0.93616

LNIMOBD does not Granger Cause LNGDP 30 1.30264 0.28963

LNGDP does not Granger Cause LNIMOBD 30 0.09733 0.90759 根据判定原则：当P值小于置信度则拒绝原假设，可以得知旅游服务出口是经济增长的Granger原因，经济增长却不是旅游服务出口的Granger原因；运输服务出口是经济增长的Granger原因，经济增长却不是旅游服务出口的Granger 原因；其他商业服务出口是经济增长的Granger原因，经济增长却不是其他商业服务出口的Granger原因；运输服务进口是经济增长的Granger原因，但经济增长不是运输服务进口的Granger原因；旅游服务进口不是经济增长的Granger

原因，经济增长也不是旅游服务进口的Granger原因；其他商业服务进口不是经济增长的Granger原因，经济增长也不是其他商业服务进口的Granger原因。

由以上分析可以得到，其他商业服务出口、旅游服务出口和运输服务出口、运输服务进口在一定程度上促进经济增长；而旅游服务进口、其他商业服务进口对经济增长没有明显的Granger关系；但是经济增长不是这些所有因素的

Granger原因，也就是说经济增长不会带动这些服务业的发展。

（六）VEC误差修正模型

上文就关于各解释变量对被解释变量的长期影响作了实证分析，通过协整检验已经确定了服务贸易进口的的抑制作用和服务贸易出口的促进作用。而下面我们将研究在短期内各变量是如何影响GDP的增长。由于当变量有一个短期的大范围的波动时，VEC表达式会限制内生变量的长期性收敛于协整方程，于是引入VEC 误差修正模型通过短期变量的调整来实现长期变量的均衡。由于确定协整检验的滞后阶数为3阶，所以取2阶，同时选择有截距和无趋势。通过软件，下表为实现误差修正模型得出的结果。

表14 误差修正结果

Error Correction: D(LNGDP) D(LNEX) D(LNIM)

CointEq1

D(LNGDP(-1)) -0.758333 -0.285235 -1.178627 0.595028 1.718073 2.057274

D(LNGDP(-2)) 0.165151 -0.545992 -0.380221

D(LNEX(-1)) 0.579157 2.261327 2.556463

D(LNEX(-2)) 0.336157 0.289479 0.717505

D(LNIM(-1)) -0.551670 -2.492568 -2.854143

D(LNIM(-2)) -0.479801 -0.369726 -0.96299

C 0.066571 0.161839 0.267291

AIC -6.358632

SC -5.085632

由上表可以看出，拟合优度和调整过拟合优度表现良好，而且AIC和SC也达到了较小的值，说明误差修正模型效果还是可以的。从第一列可以看出误差修正项（CE）为负，符合反向修正机制，这也就表明了滞后一期的非均衡误差以0.20的速度向均衡发展，起到修正作用。滞后一期、二期的服务贸易的出口对经济增长起较明显的促进作用；服务贸易进口在滞后一期、滞后二期对经济增长起抑制作用。

表15 误差修正结果

Error

Correction:

D(LNGDP) D(LNEXTS) D(LNEXTD) D(LNEXOBD) CointEq1 -0.028716 -0.052777 -0.091807 0.101642

D(LNGDP(-1)) 0.003679 -0.510552 -0.619836 -0.008564

D(LNGDP(-2)) -0.117940 -0.309130 -0.215353 -0.423994

D(LNEXTS(-1)) 0.136398 -0.220197 -0.430731 -0.341018

D(LNEXTS(-2)) -0.067404 0.191472 0.436123 -0.008022

D(LNEXTD(-1)) 0.100282 0.029968 0.029048 0.095735

D(LNEXTD(-2)) 0.054524 0.001190 -0.041860 0.100823

D(LNEXOBD(-1)) -0.126768 -0.027339 -0.313544 0.261814

D(LNEXOBD(-2)) -0.047232 -0.067354 -0.425185 0.140511

C 0.035927 0.058190 0.0107270 0.040080

AIC -2.480014

SC -0.405496

表16 误差修正结果

Error

D(LNGDP) D(LNIMTD) D(LNIMTS) D(LNIMOBD) Correction:

CointEq1 -0.108851 0.024626 0.065495 -1.599609

D(LNGDP(-1)) 0.141731 0.021313 -0.466128 -2.571714

D(LNGDP(-2)) 0.028299 -0.51269 -0.071301 -2.062446

D(LNIMTD(-1)) -0.091851 0.109941 -0.877073 -0.993638

D(LNIMTD(-2)) -0.096895 -0.370017 0.149921 -1.309513

D(LNIMTS(-1)) 0.052899 -0.287452 -0.177450 -0.400919

D(LNIMTS(-2)) -0.119368 0.136331 -0.100882 0.326298

D(LNIMOBD(-1)) 0.038626 0.132657 0.513491 0.293564

D(LNIMOBD(-2)) -0.022176 0.066252 -0.023285 0.346302

C 0.047289 0.097294 0.190264 0.322297

AIC -2.734544

SC -0.622810

从上边两个表可以看出，拟合优度和调整过拟合优度表现良好,而且AIC和SC也达到了较小的值，说明误差修正模型效果还是可以的。旅游服务出口在滞后一期对经济增长有促进作用，在滞后二期对经济增长有抑制作用；运输服务出口在滞后一期和滞后二期对经济增长都有促进作用；其他商业服务出口在滞后一期和滞后二期对经济增长都有抑制作用；旅游服务进口在滞后一期对经济增长有促进作用，在滞后二期对经济增长有抑制作用；运输服务进口在滞后一期和滞后二期对经济增长都有促进作用；其他商业服务进口在滞后一期对经济增长有促进作用，在滞后二期对经济增长有抑制作用。

四、结论和建议

（一）结论

本文通过对中国1982-2013年的数据（服务贸易进出口和GDP）进行回归分析、平稳性检验、协整检验、Granger因果关系检验以及建立误差修正模型，可以得出下列结论：

第一、服务贸易对中国的经济增长有着促进作用。服务贸易每发生一单位，

中国的GDP就会增加0.13个单位，这说明中国在改革开放以后的30年内，服务贸易对中国经济的增长起到了一定的推动作用。

第二、服务贸易出口在短期对中国经济增长有着明显的促进作用，但是从长期看来，服务贸易出口会抑制经济的增长。从误差修正模型滞后一期来看，服务贸易出口每增加一个百分点，经济上升0.3个百分点；从滞后二期来看，服务贸易出口每增加一个百分点，经济下降0.34个百分点；但从回归模型二可以看出，服务贸易每发生一单位的出口，GDP会减少0.52个单位，说明长期来看，服务贸易出口对经济有较为明显的抑制作用；服务贸易进口短期对经济增长起着抑制作用，从长期看服务贸易进口会促进经济增长。从误差修正模型滞后一期来看，服务贸易进口每增加一个百分点，经济下降0.55个百分点；从滞后二期来看，服务贸易进口每增加一个百分点，经济下降0.48个百分点，从回归模型二可以看出服务贸易没发生一单位的进口，GDP会增加0.41个单位。

第三、从长期来看（回归方程三分析），旅游服务出口、其他商业服务出口、运输服务进口对中国的经济增长是有抑制作用的，而旅游服务出口对经济的抑制作用比较明显，其他两者的抑制作用则不是十分明显，效果微弱；运输服务出口、旅游服务进口、其他商业服务进口对经济增长具有促进作用，其中，运输服务出口和旅游服务进口对经济增长的促进作用比较显著，其他商业服务进口对经济增长的促进作用不太显著；从短期来看，运输服务进出口对经济增长的具有促进作用，旅游服务进出口对经济增长在滞后一期具有促进作用，在滞后二期具有抑制作用，其他商业服务对经济增长主要起抑制作用。

（二）建议

第一、继续推动服务贸易向纵深发展，使服务贸易逐渐成为拉动中国经济增长的主力军。在经济全球化的今天，国家之间的各种贸易壁垒也在不断削减，货物贸易作为国际贸易的重要组成部分正在高速发展，而它也一直在发挥着主力作用，不断推动经济增长；服务贸易作为后起的新生力量，从20世纪80年代开始，逐渐崭露锋芒，对经济的推动作用开始显现。但是，中国作为一个发展中国家，在国际贸易竞争中处于弱势地位，而且与其他发展中国家一样，对服务贸易的开发度还不够，这也就制约着服务贸易对经济的拉动力度，所以中国应该加大扶持服务业发展的力度，在发展运输部门和旅游部门等传统部门之外，应该把某些至今还没开放的服务部门加大开放力度，充分发挥服务业作为无形贸易的优势，以此促进经济的腾飞。同时，中国政府可以出台一些优惠政策，鼓励企业投资服务业，促进服务贸易发展。中国应该顺应全球经济发展的趋势，充分发挥服务贸易的推动经济增长的强大作用，实现推动经济发展重心的转移——由货物贸易为主

转为服务贸易为重心。

第二、中国应该加大服务贸易出口力度，在继续发展运输等传统部门的基础上增加服务贸易出口种类。从1982-2013年的数据可以看出，中国的服务贸易一直处于逆差状态，即进口大于出口，在近年来尤其明显。而且中国的服务贸易偏向于传统部门，在新兴和新技术部门发展较慢，从而导致服务贸易出口的质量不高，对经济的推动作用也没有充分发挥，甚至出现抑制作用。虽然运输服务出口对经济增长有推动作用，但是我们不应该只注重运输服务，也应该重视新兴服务部门的发展。比如大力发展第三产业，第三产业是服务贸易的产业基础，第三产业发展程度在很大程度上影响着服务贸易的开展力度，而服务贸易的发展水平也制约着第三产业的发展速度，两者相辅相成。但只有第三产业得到发展，服务贸易出口才可能增加，从而发挥对经济增长的贡献作用。笔者认为，中国应该放开对一些服务部门的管制，增加知识和密集型服务的出口，以质取胜，从而增加服务贸易出口，拉动经济增长。

第三、服务贸易进口应该继续保持，但更多的应该引进服务部门的新技术行业。经过实证分析，服务贸易进口是对经济增长具有明显促进作用。所以，中国需要继续鼓励服务贸易进口，可以通过引进新技术行业，同时与中国的服务业相结合，鼓励创新，形成中国特色的服务业再出口，从而形成“进口—创新—出口”模式，更好地发挥服务业对经济的推动作用。同时，服务贸易进口可以通过引进和消化稀缺要素来增强我国服务贸易的比较优势，并逐步培育竞争优势，长期来说有利于我国服务贸易国际竞争力的提高，进而有利于中国经济的增长。

第四、国家应该保持并优化具有比较优势的旅游服务进口贸易，因为旅游服务进口对经济的增长具有显著的推动作用。首先，充分利用和整合我国的旅游资源，提高旅游行业服务人员素质，吸引更多游客入境旅游。我国有着世界级的旅游资源，但利用程度并不太好，而且服务人员素质较低，这是制约我国成为旅游大国的主要因素；其次，加强旅游行业配套设施建设。近年来，我国的旅游业在不断发展，但是与旅游业相配套的基础设施和娱乐设施有待完善，如交通、娱乐、通信等辅助产业，游客在景区享受不到好的服务，出行也不方便，所以应发展旅游的食、住、行、游、购、娱一条龙服务，提高旅游服务质量；再次，大力发展生态旅游、人文旅游，还游者以自然，让他们在旅游的过程中真正可以享受到旅游的乐趣。

第五、中国应该逐渐完善关于服务贸易的法律法规，为服务贸易发展提供一个良好的法律环境。中国在顺应经济全球化趋势的的同时，在法律法规的制定上仍有一些缺陷，并不完全符合GATS要求。因此，中国制定和完善既符合中国国情又与GATS规定相一致的服务贸易法律法规是非常必要的。完善服务贸易法律