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服务业外商来华直接投资对我国服务贸易出口的影响研究———以金

作者：张根能邹雪张培日期：2015-12-15 13:59 来源：未知

【摘要】进入 21 世纪以来，随着国际产业结构的调整，服务业成为国际直接投资的重点领域，我国服务业市场的巨大容量和潜力正使我国成为对服务业 FDI 最有吸引力的国家之一。文章选取我国金融业、运输通讯业以及旅游业为代表性行业，利用协整检验和格兰杰因果关系检验方法，实证分析三个代表性服务行业的 FDI 对其相应行业出口的影响。研究表明三个行业的 FDI 与其对应行业的服务贸易出口之间均存在协整关系，且金融业和运输通讯业的 FDI 对其相应行业的服务贸易出口具有促进作用，旅游业的 FDI 对其服务贸易出口具有替代作用。格兰杰因果关系检验发现三个行业的服务贸易出口与其相应的 FDI 之间存在着单向的格兰杰因果关系。
【关键词】服务业 FDI；服务贸易出口；协整分析； Granger 因果关系检验
一、文献综述
中国服务业外商直接投资对我国服务贸易出口具有明显的拉动作用，但由于服务业门类繁多，各行业在要素密集程度、劳动生产率、新技术运用程度、服务对象等方面存在个体的差异，例如金融业为人力和技术密集型行业，交通运输仓储邮政业为资本密集型行业，批发零售和餐饮业属于劳动密集型行业，那么各行业外商直接投资的引入对我国相应行业服务贸易出口的影响是否相同呢？本文旨在选取典型的服务业分析服务业分行业外商直接投资对相应行业服务贸易出口的影响。
截止目前，关于具体行业的服务业外商直接投资与其相应行业服务贸易之间关系的相关研究相对较少。Moshirian、 Li 和Sim （2005） [1]的研究结果为金融服务业国际直接投资与金融服务贸易之间存在互补关系。李中尧、郭健全（2013） [2]的研究表明我国实际使用的 FDI 与金融服务贸易出口之间呈现正向相互促进的关系。曾家健、肖晓军（2010） [3]从外商直接投资对国际贸易的影响出发，利用回归和 Granger 因果检验法，对金融业国际直接投资与其进出口的关系进行了分析。结果发现，两者之间存在十分显著的正向关系，但却不存在显著的因果关系。冯家（2013） [4]从定性和定量两个方面对 FDI 对我国金融服务贸易的影响进行分析，研究结果表明金融业 FDI 对我国金融服务贸易出口的影响不显著。
虽然学界获得了一些研究成果，但是在对具体行业的 FDI对其相应行业服务贸易出口影响的实证研究方面，由于我国统计年鉴中国民经济统计指标与国际收支平衡表中对服务业的分类统计口径不一致，而大多数文献在实证研究时并未对所研究的行业在国民经济统计指标和国际收支平衡表中的对应行业加以区分和解释，这就很有可能造成在选取数据时多选或者遗漏一些数据。本文试图对此问题进行完善，以期获得更准确的实证研究结果。
二、实证分析
（一）行业归并与选择
由于我国分行业外商直接投资数据来自历年《中国统计年鉴》，分行业服务贸易出口数据来源于国家外汇管理局网站公布的历年《中国国际收支平衡表》，二者的统计口径不一致，具体如表1 所示。统计年鉴中把我国服务业分为 15 大行业，而中国国际收支平衡表的统计指标为 13 个，两个统计体系中行业并不一一对应，这使得对我国服务业分行业 FDI 对我国相应行业服务出口贸易影响的研究在数据搜集和整理方面有较大困难，且现有可借鉴的资料较少，故本文在研究此问题前首先界定服务业名称以及在统计年鉴和国际收支平衡表中包含的行业类别，具体如表 2 所示。本文选取金融业、运输通讯业和旅游业这三个行业作为研究对象，从要素密集程度来看，这三大服务行业分别具有不同的要素密集程度，金融业为人力资本和技术密集型行业，运输通讯业属于资本密集型行业，旅游业为劳动密集型行业， [5]故三个行业本身在服务业中具有代表性，对这三个行业的研究有助于我们更深入的了解 FDI 的流入对不同要素密集程度的服务行业出口贸易的影响差异。

（二）变量选取和数据说明
本文分别选取我国金融业、运输通讯业以及旅游业服务贸易出口为被解释变量，选取金融业、运输通讯业以及旅游业外商直接投资作为解释变量，考虑到各宏观经济时间序列经过对数处理后不会改变其性质，且可以减少实际数据的大幅波动和异方差，所以实证分析中的所有变量均采用取对数后的数值。我国金融业、运输通讯业以及旅游业服务贸易出口数据和外商直接投资数据分别来源于《中国国际收支平衡表》以及《中国统计年鉴》，两者单位均为亿美元。由于我国自 1997 年才有具体的分行业服务贸易出口数据和服务业外商直接投资实际使用数据，因此，本文所有变量的样本区间均为 1997—2010年，实证分析使用 Eviews6.0 完成。
（三）变量的平稳性检验
由于本文采用的是时间序列数据，因此需要首先检验其是否同阶平稳。本文采用 ADF 检验对各变量进行了平稳性检验，其结果如表 3 所示。表中 lnEX1、 lnEX2 以及 lnEX3 分别表示我国金融业、运输通讯业以及旅游业服务贸易出口； lnFDIS1、lnFDIS2 以及 lnFDIS3 分别表示金融业、运输通讯业以及旅游业外商直接投资。DlnEX1、 DlnEX2 以及 DlnEX3 分别为我国金融业、运输通讯业以及旅游业服务贸易出口的一阶差分； DlnFDIS1、DlnFDIS2、 DlnFDIS3 分别为金融业、运输通讯业以及旅游业外商直接投资的一阶差分。

注：（1）检验形式（C， T， L）中的 C， T， L 分别表示 ADF 检验方程中的常数项，时间趋势项
和滞后阶数； 0 表示无常数项或时间趋势项；（2）滞后阶数根据 AIC 最小原则来确定；（3） *， **
分别表示在 1%， 5%显著性水平下拒绝非平稳的原假设
由表 3 可以看出，各变量的原序列均没有通过单位根的检验，从而是非平稳序列；而各变量的一阶差分均通过了单位根检验，从而表明各变量的一阶差分序列都是平稳时间序列，即各变量都是 I （1）序列，满足协整检验的条件。
（四）协整分析
由于本文分析的是两变量之间的协整关系，因此采用普通最小二乘法（OLS）进行协整分析，式（1）、（2）、（3）分别为我国金融业、运输通讯业以及旅游业的 OLS 协整分析的回归结果。

协整方程下面第一行括号里的数字为各个协整系数估计值的渐近标准差，第二行括号中的数字为 t 统计量， r2为决定系数， F 值为 F 统计量。从t 值可以看出，各系数均是统计上显著异于 0 的。
使用 OLS 两步法进行协整检验时，要求协整回归方程的残差序列不包含单位根，才能说明解释变量和被解释变量之间满足协整关系。现对残差序列进行单位根检验，结果如表 4 所示。三个行业的 ADF 统计值均通过 5%的临界值，表明协整回归的残差序列是不存在单位根的，即三个行业的服务业 FDI 和相应行业的服务出口贸易之间的协整关系是成立的，它门之间均存在着个长期稳定的均衡关系。

注：（1）检验形式（C， T， L）中的 C， T， L 分别表示 ADF 检验方程中的常数项，时间趋势项
和滞后阶数； 0 表示无常数项或时间趋势项；（2）滞后阶数根据 AIC 最小原则来确定；（3） **
表示在 5%显著性水平下拒绝非平稳的原假设
由协整方程（1）、（2）、（3）可知，我国金融业、运输通讯业以及旅游业的 FDI 能够解释其相应行业服务贸易出口的变化。金融业 FDI 和运输通讯业 FDI 的系数大于零，说明我国金融业FDI和运输通讯业 FDI 对其相应行业服务出口贸易具有促进作用。但金融业服务贸易出口的弹性系数为 0.80，明显大于运输通讯业的弹性系数 0.36，笔者认为其主要原因是：金融业属于人力资本和技术资本密集的行业，该类行业的人力资本状况对贸易比较优势的影响较大，我国加入世贸组织后分阶段逐步放开我国金融业，外商投资该行业，带动国内相关人力资本和技术资本的提高，进而促进我国相应行业服务的出口； [6]运输通讯业中运输和通讯两个行业的性质有很大的不同，近年来我国的运输服务贸易竞争力为负值，是属于相对有比较劣势的行业，而通讯行业服务贸易竞争力为正值，是属于相对有微弱比较优势的行业，但我国的通讯行业表现出强烈的垄断性，政府的过度保护直接导致通讯部门的低开放度，从而使外资不能发挥应有的作用。 [7]
旅游业 FDI的系数小于零，说明我国旅游业 FDI对我国旅游业服务贸易出口具有替代影响，旅游业 FDI 每增长1%，我国旅游业服务贸易出口将减少 0.54%，笔者认为可能原因是旅游业属于劳动密集型行业，外商直接投资的注入对提高其综合竞争能力或者劳动生产率的作用不明显，外商投资于该行业属于市场寻求型投资，注重在国内的盈利，不太注重出口的拓展。
（五） Granger因果关系检验
由上述协整分析可知，我国金融业、运输通讯业以及旅游业的 FDI 与我国相应行业服务贸易出口之间存在长期稳定的协整关系，但是它们之间是否存在因果关系呢？对此本文采用Granger 因果关系检验法对相关变量进行实证检验。在检验解释变量与被解释变量之间的因果关系时，作者利用 Eviews6.0能够提供的最大滞后阶数，将所有结果都列示出来，如表 5 所示。

注：结论是在 10%显著性水平下得到的
由表 5 可知，在检验三个行业的 FDI 是否为其服务贸易出口的格兰杰原因时，在所选的最大滞后期内，都接受了原假设，说明金融业、运输通讯业以及旅游业的 FDI 均不是其对应行业服务贸易出口的格兰杰原因。
在三个行业的服务贸易出口是否为其 FDI 的格兰杰原因的检验中，我们发现金融业在滞后 1 期时拒绝了原假设，即证明在滞后 1 期时，金融业服务贸易出口是金融业 FDI 的格兰杰原因，当滞后 2—4 期时，均接受原假设，说明在滞后 2—4 期情况下，金融业服务贸易出口不是金融业 FDI 的格兰杰原因。而运输通讯业和旅游业都是在滞后 1—2 期时，拒绝了原假设，在滞后 3—4 期时，接受原假设，说明在滞后 1—2 期情况下，运输通讯业和旅游业的服务贸易出口是其相应行业 FDI 的格兰杰原因，在滞后 3—4 期时，运输通讯业和旅游业的服务贸易出口不是其相应行业 FDI 的格兰杰原因。
以上分析表明金融业、运输通讯业以及旅游业的 FDI 均不是其服务贸易出口的格兰杰原因，但金融业、运输通讯业以及旅游业的服务贸易出口均是其 FDI 的格兰杰原因，即金融业、运输通讯业以及旅游业的服务贸易出口与其对应行业 FDI 之间存在着单向的因果关系。通常情况下，如果变量之间存在协整关系，那么至少在一个方向上存在格兰杰因果关系，因此我们所做的格兰杰因果关系检验进一步证实了金融业、运输通讯业以及旅游业的服务贸易出口与其对应行业 FDI 之间的协整关系。
三、结论
本文研究了我国服务业分行业外商来华直接投资对我国相应行业服务贸易出口的影响，得出的主要研究结论为：（1）协整分析表明我国金融业、运输通讯业以及旅游业的服务贸易出口与其相对应行业的外商直接投资之间均存在长期稳定的协整关系。（2）金融业FDI和运输通讯业FDI的系数为正，说明我国金融业和运输通讯业 FDI 对其相应行业服务贸易出口具有促进作用，金融业 FDI 每增长 1%，我国金融业服务贸易出口将增加 0.80%，运输通讯业 FDI 每增长 1%，我国运输通讯业服务贸易出口将增加 0.36%；旅游业 FDI 系数为负，说明旅游业 FDI对旅游业服务贸易出口具有替代作用，旅游业 FDI 每增长 1%，我国旅游业服务贸易出口将减少 0.54%。（3）格兰杰因果关系检验表明金融业、运输通讯业以及旅游业的 FDI 均不是其对应行业服务贸易出口的格兰杰原因；但金融业、运输通讯业和旅游业的服务贸易出口均是其相应行业 FDI 的格兰杰原因。因此，金融业、运输通讯业以及旅游业的服务贸易出口与 FDI 之间存在着单向的因果关系。
【参考文献】
[1] Moshirian， Donghui Li， Ah-Boom Sim.Intra-industry Trade in financialservices[J].Journal of International money and finance， 2005 （24） .
[2] 李中尧，郭健全.FDI对我国金融服务贸易出口影响的实证研究[J].经营管理者，2013 （1） .
[3] 曾家健，肖晓军.我国金融服务业FDI与其贸易之间关系的实证分析[J].特区经济，2010 （10）.
[4] 冯家 .FDI 对我国金融服务贸易的影响与对策分析[J] .现代物业， 2013 （4） .
[5] 钟晓君.服务业 FDI 对我国服务业增长效应研究[J].技术经济与管理研究， 2009 （4） .
[6] 薛敬孝，韩燕.服务业 FDI 对我国就业的影响[J].南开学报：哲学社会科学版，2006 （2） .
[7] 查冬兰，吴晓兰.服务业外国直接投资对服务业各行业经济增长的影响分析———以江苏省为例[J].国际贸易问题， 2006 （11）