壹、中國服務貿易發展概況
改革開放以來，我國的服務貿易發展迅速，壹些新興的服務業從無到有，基本形成了較為完整的服務業體系。1978年到2007年的30年間，服務業平均增速超過10%，高於同期國內生產總值的平均增長速度。縱觀改革開放30年來中國服務貿易發展歷程，可以看出，中國服務貿易表現出總量增長和結構失衡的特點。
1.從貿易總量上看，迅速增長，逆差擴大。
隨著我國的服務業逐步開放，服務貿易得到了快速發展。中國服務貿易進、出口分別從1982年的20.24、25.12億美元發展到2007年的1290、1270億美元，年均增長率分別為21.2%和17.6%,具體情況如圖1所示。1989年我國的服務出口在全世界名列第27位，進口居第32位，到2000年服務出口301億美元，進口359億美元，服務貿易總額660億美元，居世界第12位。2003年中國服務貿易進出口總額首次突破1000億美元大關，增長率為18%，成為全球第九大服務貿易國，首次進入世界前10位3。2005年，中國服務貿易的規模繼續擴大，服務貿易收支總規模達到1582億美元，增長18%，占同期中國GDP的7%，較2004年略有上升4。2007年，中國服務貿易進出口雙雙突破1000億美元大關，服務貿易總額為2560億美元，增速超過20%。其中服務貿易進口額為1290億美元，占世界服務貿易份額4.2%，居世界第五位；服務貿易出口額為1270億美元，占世界服務貿易份額3.9%，居世界第七位5。
圖1 1982～2007年中國服務貿易進、出口情況
註：圖中增長率是指服務進、出口總額比上年增長的比率，沒有扣除價格水平的影響。
資料來源：根據商務部《中國服務貿易發展報告2007》提供的有關年份“服務貿易進出口分項目情況”整理而成。
除此以外，從圖1可以看出，1982～1991年期間，服務出口壹般大於服務進口，服務貿易處於順差狀態，但自1992年開始直至2007年，服務出口小於服務進口(1994年除外)，服務貿易處於逆差狀態，且逆差呈現逐年加大的態勢。從服務貿易總額的增速看，1982～2007年期間，服務貿易總額比上年增長的速度多數處於10%～30%之間(少數年份可能由於受到外部環境的影響而出現負增長或異常高速增長除外，如1983, 1992和1996年等)。進入21世紀，在入世的強有力推動下，服務貿易又出現高速增長，這期間出口年均增速達到22%，進口年均增速達到21%。
2.從貿易結構上看，失衡突出，逐步改善。
根據生產服務的要素密集屬性，將服務分為兩種類型：壹是自然資源或勞動密集型的傳統服務，主要包括運輸和旅遊等；二是知識、技術或資本密集型的新興服務，主要包括通訊、保險、金融計算機和信息服務、專利許可和技術轉讓、電影等音像制品、會計、法律、咨詢和廣告等。
從圖2和圖3可以看出，(1)無論是服務出口還是進口，以運輸和旅遊為主的傳統服務貿易都占有較大比重，兩者之和的比重在選取的年份中均超過60%，而以金融、保險、咨詢、專有權利使用費和特許費等為主的新興服務貿易占比較小；(2)從出口方面看，運輸服務出口占服務貿易出口總額的比重顯著下降，在1999年，占比至最低水平，此後逐漸回升；旅遊服務出口從1982年至1990年間的比重基本不變，但從1991年開始比重則明顯上升，直至2003年(由於非典的原因)比重又開始回落；其他商務服務出口比重則基本呈現穩步增長的態勢；(3)從進口方面看，運輸服務進口占服務貿易進口總額的比重顯著下降，由1982年的66.86%下降為2007年的30.94%；旅遊服務進口則逐步增加，從1982年的3.54%增加到2007年的23.96%；其他商務服務進口比重也基本呈現穩步增長的態勢。因此，雖然我國的服務貿易結構仍然以勞動密集型和資源密集型為主，但是我國的服務貿易出口結構進口結構正逐步由傳統的勞動密集型或資源密集型向新興的知識（技術）密集型轉化。
圖2 1982～2007年中國服務貿易出口結構變化
圖3 1982～2007年中國服務貿易進口結構變化
資料來源： 《中國統計年鑒》、國家外匯管理局《中國國際收支平衡表》、世界貿易組織統計年鑒歷年數據。
通過比較可以發現，進入21世紀以後，隨著我國服務市場的不斷放開，服務貿易內部結構逐步改善，壹方面，以自然資源或勞動密集型為主的傳統服務部門如旅遊服務，其出口比重和進口比重都在逐步下降，而運輸服務雖然出口比重和進口比重都在增加，但相對於20世紀80年代而言，卻是大幅下降；另壹方面，以知識(技術)密集型為主的新興服務部門如計算機和信息服務、咨詢服務都得到了相對較快發展，進口和出口比重都日益提高。但同時也必須看到，部分重要服務部門如保險服務、專有權利使用費和特許費、咨詢等部門的進口比重顯著上升，反映了這些服務的國內供給水平較低。
二、文獻綜述
回顧近年來已有的國外文獻，對於服務貿易與經濟增長的研究文獻主要從服務貿易自由化角度展開，而服務貿易自由化對壹國經濟影響主要集中在總體服務貿易、金融和電信兩個關鍵行業領域。具體而言，大致包括以下四個方面：
1.利用貿易自由化效應的理論模型，分析總體服務貿易自由化對經濟增長的影響。
Dee and Hanslow(2000)研究表明，如果完全取消烏拉圭回合後的服務貿易和商品貿易的貿易壁壘，則整個世界經濟可以從中獲利2600億美元，其中1300億美元來自服務貿易，約與商品貿易獲利等同。Sherman Robinson (2002 )選取了10個國家和地區、11個部門的截面數據作為研究對象，研究結構表明，服務貿易不僅直接影響世界服務產品的生產和貿易，而且通過產業間投入和產出的關系對經濟其他部門產生重要影響。對於發展中國家而言，當其從發達國家進口服務產品時，可獲得信息和先進的技術，從而引起了全要素生產率提高，對經濟增長產生了推動作用。Rutherford, Tarr and Shepotylo(2005)則利用CGE模型對俄羅斯的“入世”效應進行了評估分析。他們得出了壹個***同的結論，就是服務市場的開放能夠增加壹個國家的福利，而消除服務業FDI市場準入壁壘是壹國服務貿易自由化福利增加的主要來源。
2.基於特定服務貿易部門，討論具體服務貿易部門開放對壹國經濟增長的影響。
由於服務貿易談判主要集中在金融和電信兩個部門，因此研究具體服務部門和經濟增長關系的文獻主要圍繞這兩個部門展開。Goldsmith(1969)認為金融服務業通過將金融資本投資於最有生產效率的部門，使得壹國產出和收入增長。他利用金融資產和GNP的比例作為衡量金融部門業績的指標，並以此作為解釋變量來解釋經濟的增長。King and Levine(1993)指出金融服務通過提高資本積累和（或）技術創新帶動行業增長，在控制其它影響長期增長因素的前提下，采用金融系統負債/GDP、金融系統對私人部門貸款/GDP這兩個比例來解釋金融業自身的增長，並得到了顯著正的回歸結果。Francois and Schuknecht(2000)運用貿易開放度、主要宏觀經濟變量以及金融部門集中度來解釋實際人均GDP增長率。他們發現金融業開放與貿易和經濟增長之間存在著正向關系。Khoury and Savvides(2006)選取了包括發展中國家和發達國家在內的60個國家的電信和金融服務部門橫截面數據，建立了起點回歸模型（Threshold Regression Model）。研究結果表明，服務市場開放對低收入國家和高收入國家的經濟增長效應具有顯著的差異,具體服務部門開放對經濟增長的影響與該國經濟發展水平有關。
3.基於服務作為中間投入品角度，研究生產者服務貿易對壹國經濟增長的影響。
Markusen(1989)研究發現，不論是資本密集型的中間投入制造品，還是知識密集型的生產者服務都能夠帶來報酬遞增。雖然服務市場開放以後，服務業外商直接投資會對國內服務企業產生部分的“擠出效應”，但由於該服務部門的競爭導致了國內對該服務的更大需求，因而，外資提供的服務對國內相應服務的替代效應小於因競爭產生的規模效應；同時，由於服務差異化的特性，使得外商提供的服務成為國內提供中間投入品的有益補充。因此，他認為生產者服務的自由化有可能對壹國的社會福利帶來顯著的正面效應。Francois,Joseph and Kenneth Reinert(1996)利用17國數據分析了服務在生產和貿易結構中的作用；這些研究普遍認為，生產者服務貿易的進口對於壹國的經濟增長有著積極的影響，主要表現為生產者服務通過提高整個經濟部門生產率帶動經濟發展，而且生產者服務貿易與其它服務貿易以及商品貿易是壹種互補關系而不是替代關系。Hoekman(2006)研究認為，服務可能成為壹些國家經濟增長的發動機，例如印度。他分析認為，在服務市場開放條件下，服務將成為國內企業競爭力的關鍵因素，企業競爭力在很大程度上取決於是否能夠獲得低成本、高質量的生產者服務，如金融、電信、運輸、分銷服務等。因此，通過進口生產者服務，帶動國內相關服務業的快速發展，從而提高該國的經濟績效。
4.基於特定服務貿易模式，研究不同模式下服務貿易自由化對壹國經濟增長的影響。
Whalley and Bob Hamilton(1984)是較早研究消除勞動力在國家間流動的所有限制後對全球經濟影響的。由於自然人流動的開放，基於不同國家勞動邊際產品的勞動力資源在全球範圍內進行了新的配置，因此，他們估算在某些條件下由於勞動力的自由流動使得全球收入將可能翻壹倍，並且對各國的收入分配產生較為顯著的影響。Walmsley and Winters(2005)指出，如果發達國家允許相當於其國內勞動力3%的國外服務提供者進入其國內市場，則全球獲得的收益可能遠遠超出任何現存的貿易形式自由化所帶來的收益，而且發達國家和發展中國家能夠***享這種福利的增加。此外，他們還指出，目前熟練工的自由流動問題得到了廣泛的討論和解決，然而，非熟練工的自由流動也將會產生更多的收益。
回顧國內學者關於服務貿易與經濟增長的研究，主要從定性和定量兩個方面展開。在定性分析方面，壹些學者詳細剖析了服務貿易對壹國經濟多方面影響，主要有王建（1999）、熊春蘭（2000）、龔鋒（2003）、程大中（2004）、苗秀傑（2005）等；在定量分析方面，危旭芳、鄭誌國（2004）采用最小二乘法對中國服務貿易與經濟增長進行實證分析，結果表明，中國進出口額與GDP存在正相關關系，且服務進口對經濟增長的促進作用大於出口；孫茂輝（2005）實證研究了服務貿易與澳門經濟增長的數量關系，結果表明澳門每增加1美元的服務貿易凈出口，GDP將會增加2.25美元；胡日東、蘇梽芳（2005）利用中國1985-2004年度數據進行回歸分析後發現，長期上看，服務貿易出口對經濟增長具有推動作用，而服務貿易進口對經濟增長具有抑制作用，但二者凈效應為正；短期上看，服務進口與出口對經濟增長的作用很小；潘愛民（2006）采用誤差修正模型研究表明：服務貿易出口、進口與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系；從短期來看，三者之間的關系由短期偏離向長期均衡調整的速度很快，且服務貿易進口的短期波動對經濟增長的短期變化比較明顯。
綜合上述的研究文獻可以發現，國內外大多數實證方面的文獻都集中在服務貿易總量對經濟增長的影響分析上，而對於服務貿易結構與經濟增長的關系研究尚屬空白。因此，本文利用我國1982-2007年不同部門服務貿易的進口、出口和GDP數據，通過構造貿易結構指標，基於脈沖響應函數分析法來考察服務貿易結構與經濟增長之間的動態沖擊反應，揭示兩者長期相互動態作用。
三、數據與方法
(壹)數據來源與變量定義
1.數據來源
筆者選取1982-2007年的年度數據作為樣本數據，數據全部來源於《中國統計年鑒》、國家外匯管理局《中國國際收支平衡表》、世界貿易組織統計年鑒歷年數據。世界貿易組織將服務貿易分為三個部門，分別是運輸、旅遊和其它商務服務，其它商務服務中壹***包括八項，具體為通訊、建築、保險、金融計算機和信息服務、專利許可和技術轉讓、文體娛樂（包括電影等音像制品）和其它商業服務（包括會計、法律、咨詢和廣告等）。
2.變量定義
根據生產服務的要素密集屬性，將服務分為兩種類型：壹是自然資源或勞動密集型的傳統服務，主要包括運輸和旅遊等；二是知識、技術或資本密集型的新興服務，主要包括通訊、建築、保險、金融計算機和信息服務、專利許可和技術轉讓、電影等音像制品、會計、法律、咨詢和廣告等。因此，在考察服務貿易結構時，構造傳統服務出口份額 (EXSH)和傳統服務進口份額(IMSH)對其進行度量。傳統服務出口份額 (EXSH)表示傳統服務出口額占出口總額的比重，即： 其中、、分別指當年運輸出口額、旅遊出口額和出口總額；傳統服務進口份額(IMSH)表示傳統服務進口額占進口總額的比重，即：其中、、分別指當年運輸進口額、旅遊進口額和進口總額。考慮到其它商務服務中的其它商業服務可能包含壹部分傳統服務，但是由於無法獲取各項新興服務的具體數據，因此筆者采用、指標大致反映我國的服務貿易結構，用歷年的GDP來表示經濟增長。
為了消除匯率和物價因素的影響，將GDP數據折合成美元計算，同時用消費者價格指數對各個年度的GDP數據進行平減，由於我國的CPI指數是從1985年才開始編制的，因此對1982到1984年的數據用城市居民消費價格指數來平減，平減後得到RGDP。為避免時間序列經濟數據中的異方差影響，對RGDP取自然對數，記為LRGDP，這種變換不會改變時間序列的特征。
圖3 服務貿易結構指標EXSH和IMSH的變動趨勢
從圖3可以看出，傳統服務貿易的出口額和進口額占比在1982-2007年間均超過50%，說明傳統服務貿易仍然是我國服務貿易的主要部分，在服務貿易的發展過程中扮演著重要角色。傳統服務貿易出口在20世紀80年代發展迅猛，各年占比均超過70%，隨後逐步降低，2003年占比達到最低水平，僅占54.58%；傳統服務貿易進口在1982-1993年期間，除個別年份外（1984年），占比均超過70%，個別年份如1986、1990年達到90%，隨著我國加入WTO，服務貿易市場進壹步放開，傳統服務貿易進口自2000年後穩步下降。
(二)單位根檢驗與協整分析
在對時間序列進行分析時，傳統上要求數據是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢，如果用非平穩的時間序列變量進行回歸，會出現“偽回歸”現象。但是，現實經濟中的時間序列往往是非平穩的，為了使回歸有意義，對時間序列實行平穩化處理，方法是對其進行差分後再回歸，但這樣做的缺點是會失去原序列中的有用信息，而這些信息對問題分析又是必須的。Enger和Granger提出的協整方法很好的解決了這個問題，而協整分析需要進行單位根檢驗。單位根檢驗的方法很多，如DF方法、ADF方法，PP方法，本文采用ADF方法。
我們對各變量進行ADF檢驗，經過多次嘗試，選擇最佳滯後期和檢驗形式，得到單位根結果如表2。從表2可以看出，在1%的顯著性水平下，所有變量序列的水平項都是非平穩序列；經過壹階差分以後，在0.01的顯著性水平上都是平穩的，故它們都是壹階單整I(1)，可以在此基礎上進行協整檢驗。
由於VAR模型對滯後期的選擇比較敏感，故先采用AIC或SC最小原則確定最佳滯後期。在滯後期數確定滯後，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢項進行驗證，然後對數據進行協整檢驗，得到的結果如表3。從表3可以看出，GDP與兩個協整方程，變量之間存在著長期的均衡關系。通過對各協整方程殘差進行ADF檢驗，結果顯示殘差為平穩序列，也證明了經濟增長與傳統服務出口份額、傳統服務進口份額之間存在著協整關系。
表2 各變量平穩性檢驗結果
變量 類型(C T K) DW值 ADF 1%臨界值 結論
LRGDP (C,T,4) 2.072 0.853 -4.441 不平穩
EXSH (C,T,4) 2.006 -3.325 -4.374 不平穩
IMSH (C,T,3) 2.109 -2.926 -4.374 不平穩
DLRGDP (C,T,0) 2.215 -5.398 -4.394 平穩
DEXSH (C,N,0) 1.920 -7.059 -3.738 平穩
DIMSH (C,N,0) 1.776 -6.443 -3.738 平穩
註：檢驗類型中的C,T,K分別表示單位根檢驗中的常數項、時間趨勢項和滯後階數；N表示不包括C或者T，D表示壹階差分。
表3 協整檢驗結果
H0 跡統計量 1%臨界值 相伴概率
r=0 60.1317 35.4582 0.0000
r≤1 26.8711 19.9371 0.0007
r≤2 6.1900 6.6349 0.0128
四、VAR模型以及脈沖函數響應路徑
(壹)模型的設定與估計
由於貿易結構和經濟增長之間的關系是雙向互動的，貿易結構的升級會刺激經濟的增長，而經濟增長總是伴隨著貿易結構的升級，因此，采用不必加以區分外生變量和內生變量的VAR模型來分析服務貿易結構和經濟增長的關系，從而，更加有利於分析各個變量之間的長期動態影響而避免變量缺省的問題。向量自回歸模型VAR(p)的壹般形式如下：
t=1,2,…,T (1)
其中：是k維內生變量向量，是d維外生變量向量，p是滯後階數，T是樣本個數。維矩陣和維矩陣B是要被估計的系數矩陣。是k維隨機擾動向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯後值相關及不與不等式右邊的變量相關。
在(1)式的基礎上，我們以時間序列LRGDP、EXSH、IMSH建立VAR自回歸模型。準確建立VAR模型的關鍵在於滯後期數的確定，在實際應用中，壹方面希望滯後期p足夠大，可以更加完整的反映構造模型的動態特征；但另壹方面，滯後期越長，模型中待估參數越多，損失的自由度也越多。因此，在滯後期和自由度之間尋找壹個均衡點，壹般根據AIC和SC信息量取值最小的準則來確定模型的滯後階數。根據多次的實際測算，最後確定滯後階數為4，模型設定為VAR(4)，采用OLS得到估計式如下，模型整體擬合程度較好。
對模型進行穩定性檢驗以及殘差自相關檢驗，結果顯示模型穩定且整體擬合度較高，各擾動項不與自己的滯後值相關，模型擬合效果良好，可以作為進壹步分析的依據。
(二)脈沖響應分析
脈沖響應函數是分析當壹個誤差項發生變化，或者模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，用於衡量隨機擾動項的壹個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。根據得到了VAR模型，基於脈沖響應函數分析方法，可以得到傳統服務貿易進口份額、出口份額和經濟增長之間的相互沖擊動態響應路徑。
1.由圖5可以看出，經濟增長對於傳統服務貿易出口份額標準差的擾動壹直呈現正向的效應。盡管在第1期沒有顯現出來，但從此以後壹直呈現正值，經過1-5期的小幅上下波動後，第5期開始逐漸上升，從第8期以後穩步增長。這表明傳統服務貿易出口份額受外部條件的某壹沖擊後，給經濟增長帶來同向的沖擊，而且這壹沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續效應。
2.由圖6可以看出，經濟增長對於傳統服務貿易進口份額標準差的擾動壹直呈現負向的影響。LRGDP在當期反應為零，此後逐漸下降，經過3-4期小幅上升後，壹直下降至期終。其經濟涵義是傳統服務貿易進口份額的某壹沖擊會給經濟帶來持續的反向沖擊，長期來看，對經濟增長具有顯著的抑制作用。
3.由圖7可以看出，傳統服務貿易出口份額對經濟增長壹個標準差的沖擊，當期顯現出很高的負效應，在第2期上升為正值，從第4期開始逐漸下降，6-7期上升以後，壹直下降至期終。計算分析期內EXSH的累計反應值可以發現，當期LRGDP壹個標準差沖擊對EXSH的累計反應為-0.063，表明經濟增長對傳統服務貿易出口份額長期有微弱的負效應。
4.由圖8可以看出，在本期給經濟增長壹個標準差的沖擊後，傳統服務貿易進口份額在1-2期內上升，第2期達到最高點(即在第2期IMSH對LRGDP的響應是0.0114)，此後逐漸下降為負值，此階段壹直持續到5-6期，第6期出現微弱正值後逐漸下降為負值並保持到期終。這壹結果的經濟涵義是經濟增長在初始階段可以增加傳統服務貿易進口的份額，但長期而言，經濟增長對傳統服務貿易進口份額具有顯著的抑制作用。
圖5 LRGDP對EXSH沖擊的響應 圖6 LRGDP對IMSH沖擊的響應
圖7 EXSH對LRGDP沖擊的響應 圖8 IMSH對LRGDP沖擊的響應
五、結論和建議
與已有集中於分析服務貿易總量與經濟增長的研究不同，筆者基於VAR模型的脈沖響應函數分析方法，對我國1982-2007年服務貿易出口結構、進口結構與經濟增長進行了協整分析，並在此基礎上考察了三者的相互動態影響過程。脈沖響應函數的模擬結果表明：
1.傳統服務貿易出口對我國的經濟增長具有顯著的促進作用和較長的持續效應，而傳統服務貿易進口具有顯著的抑制作用。這說明：壹方面，隨著我國服務貿易自由化程度的不斷加深，具有比較優勢的傳統服務業(旅遊、運輸等)，特別是傳統服務貿易出口對我國的經濟增長具有較大的推動作用，因此，在未來的較長時間內，應該繼續充分發揮這種優勢並形成競爭優勢；另壹方面，傳統服務貿易進口抑制經濟增長反映了新興服務貿易進口對經濟增長存在著刺激作用。新興服務部門主要生產知識、技術密集型或資本密集型服務，這類服務的特點是高附加值高收益，大力發展新興服務業有利於實現我國服務貿易的可持續發展，因而從動態的角度看，應當擴大服務貿易特別是新興服務貿易的進口，實現服務貿易結構的升級。
2.從短期來看，經濟增長對於傳統服務貿易出口和進口具有微弱的正效應，這說明短期內經濟增長會加快傳統服務貿易的出口和進口，但是隨著新興服務部門的快速發展，服務貿易結構將呈現出新興服務貿易比例上升，傳統服務貿易比例下降的新局面。此外，從長期來看，經濟增長對傳統服務貿易出口和進口具有抑制作用，這也進壹步說明經濟增長必然會帶來產業結構的升級。隨著經濟的不斷發展，對新興服務的需求逐漸上升，增加對新興服務的進口，通過引進先進技術和經營理念，促進中國國內服務業和服務貿易的發展，從而通過“引進來”最終實現“走出去”。
因此，隨著我國加入WTO後服務業對外開放的不斷深入，中國服務貿易的發展應該遵循“循序漸進、重點突破、逐壹深入”的方針。首先，立足傳統比較優勢，繼續鞏固發展以勞動和自然資源密集型為主的傳統服務貿易領域，如運輸服務、旅遊服務，培育競爭優勢並形成長期動態比較優勢；其次，積極開展生產者服務業，優化服務貿易結構。壹方面，運用現代信息技術和經營管理方法，加快改造傳統生產者服務業，大力發展現代物流業，如整合交通、運輸、倉儲、郵政服務業等；另壹方面，重點發展知識密集型的生產者服務業，包括金融、電信以及科技服務、廣告設計、管理咨詢等各類專業和商務服務業，提高這些產業在整個服務業的比重，從而為我國調整和優化服務貿易結構提供強有力的產業基礎；第三，提高對外開放水平，加大引導外資進入現代服務業部門力度。目前，外資主要分布在制造業，流入服務業的外資較少，政府應制定適當的政策引導外資進入知識密集型的現代服務業領域。通過引進國外先進的技術和管理經驗，促使國內相關服務企業邊幹邊學，不斷創新，從而促進國內服務業的發展；第四，鼓勵優勢企業實施“走出去”戰略，樹立服務品牌。服務企業應提高服務生產管理水平，加強現代物流和供應鏈管理，針對本行業服務的特點，制定科學經營管理體制，提高服務生產的計劃、組織與控制能力，同時通過政府和企業的***同努力，培育中國的服務名牌。對於壹些具有優勢的服務企業，鼓勵實施“走出去”戰略，充分發揮自己的比較優勢，爭取成為世界知名的服務企業。