服務貿易比較優勢動態變化范文

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《當代經濟管理雜志》2014年第七期

一、方法與數據

（一）計算方法對外貿易比較優勢的動態演變通常可以用對外貿易商品結構的變遷來表示。所以本文借鑒Gagnon和Rose（1995）構建的用于衡量貿易競爭優勢及其穩定性的指標來進行研究分析：其中，Xit和Mit分別表示商品i在t年的出口額和進口額，NBit表示標準化后的某國商品i在t年的凈貿易額，NVit表示商品i在t年的進出口額占總貿易額的比重。經過標準化的NB指標具有以下特點：一是各類商品的進出口額均以100為基礎，且所有商品的算數和為0。這樣不同的年份可以進行橫向比較；二是考慮到匯率變動對于所有商品貿易額的影響都是等價的，所以使用相對數就可以將匯率因素剔除；三是標準化后的NB值只受結構性因素的影響，不受趨勢因素的影響，而結構性因素恰好可以反映比較優勢的動態變化。從NV指標的特點來看。此外，為了研究的需要，本文還采取貿易競爭力指數來對中國服務貿易比較優勢的動態變化進行度量，作為前一種方法的對照。貿易競爭力指數（TC），也稱為貿易專業化指數、競爭優勢指數、凈出口比率指數（NTR），是指一國進出口貿易的差額占其進出口貿易總額的比重。公式如下：如果該指數為正，則稱此種產品具有比較優勢，如果該指數小于0，則稱之為比較劣勢。進一步細分來看，當0.5<TC<1，表明該產品具有極強的國際比較優勢；0<TC<0.5，表明該產品具有較強的國際比較優勢；-0.5<TC<0，表明該產品的國際比較優勢較弱；-1<TC<-0.5，表明該產品的國際競爭力非常弱。由于一個國家的進口水平和結構與該國的進口保護有關，因此指數只能說明在既定的貿易政策條件下的比較優勢，而不是無政策干擾條件下的真實的比較優勢，所以在實際應用時會出現偏差。

（二）檢驗方法為了反映1997年以來中國服務貿易比較優勢的具體變動幅度，需要對服務貿易的比較優勢動態變化狀況進行檢驗。本文借鑒魯曉東和李榮林（2007）的3種方法對中國服務貿易比較優勢變化情況進行逐步深入的檢驗。一是聯合分布法：這是對所有服務貿易商品的比較優勢整體變動情況的分析，此方法忽略了中間年份，通過對1997和2012年的兩端數據求聯合分布的方法來分析基年和終年比較優勢的差異；二是回歸分析：為了識別比較優勢具體的變化過程，本文以12類服務貿易商品的NB值為截面數據進行了逐年回歸，通過比較回歸系數的顯著性變化以及其他參數來評價比較優勢的變化。以上兩種方法都是從整體的角度來檢驗比較優勢的穩定性，不能鑒別具體產品的穩定情況。因此，考慮到本文所采用的數據具有面板數據的特征，而單個時間序列單位根檢驗方法的缺點是檢驗功效較低，那么本文采用LLC方法和IPS方法對比較優勢的平穩性進行檢驗。（三）數據來源本文選取1997～2012年中國服務貿易進出口數據，各年數據是作者根據中國商務部服務貿易指南網和國家外匯管理局編制的《中國國際收支平衡表》整理所得。根據WTO的有關統計方法，并遵循WTO有關服務貿易的定義，將服務貿易分成12類：運輸、旅游、通訊服務、建筑服務、保險服務、金融服務、計算機和信息服務、專有權利使用費和特許費、咨詢、廣告和宣傳、電影和音像以及其他商業服務。該數據不含政府服務。

二、實證分析及檢驗

（一）中國服務貿易TC指數根據上述公式，作者計算得到1997～2012年中國服務貿易的TC指數（見表1）。從表1可以清楚的看到，16年來中國服務貿易的TC指數一直為負，并不具備比較優勢。換句話說，多年來中國服務貿易雖然保持了較高的增長速度，但是總體的競爭力一直較低，且多年來基本沒有多大變化。從各個部門的情況來看，差異很大。運輸、旅游服務的比較優勢較弱，但運輸服務近年來有所收斂，旅游則呈現出繼續下降的趨勢；其他商業服務具有較強的比較優勢，許多年份的TC值都大于0.1；通訊服務的比較優勢已經接近世界正常水平；建筑服務的比較優勢呈現動態提升的態勢，且比較優勢越來越明顯；保險服務、專有權利使用費和特許費的TC指數一直為負，且接近-1，反映出這兩個行業發展緩慢，一直處于比較劣勢；金融服務總體上處于比較劣勢，其TC指數波動較大；計算機和信息服務、咨詢、廣告、宣傳、電影、音像行業比較優勢正在逐漸顯現。

（二）中國服務貿易NB和NV指數一般而言，貿易的流向可以反映一國的比較優勢所在。前文設計的NB指標作為一個標準化的凈貿易流量值，較好地反映了一國貿易的流向，當NB﹥0時，表示該產品存在凈出口，反之表示凈進口。因此可以通過對NB設定不同的閥值來間接表示一國的比較優勢情況。當然，我們不能簡單把NB﹥0的產品認定為存在比較優勢，而把NB﹤0的產品認定為存在比較劣勢，因為這樣將會把很多實際上是貿易平衡的產品（比如NB接近于0的產品）錯誤的劃到其他類別中。為了將那些NB接近于0的值剔除出來，我們將168個NB數據按產品類別重新集結，計算了12種服務貿易產品各年的標準差，以此為閥值將產品的比較優勢定義為以下4個類別：①強比較優勢產品，NB大于兩個單位標準差；②比較優勢產品，NB大于一個單位標準差，小于兩個單位標準差；③比較劣勢產品，NB小于負的一個單位標準差，大于負的兩個單位標準差；④強比較劣勢產品，NB小于負的兩個單位標準差。按照以上分類方法，表2給出了2012年中國服務貿易各部門產品的比較優勢分布情況，具有強比較優勢的產品共5種，擁有強比較劣勢的共7種。由于NB是標準化后的數值，在統計上具有對稱性的特征，所以需要分析不同產品的比較優勢狀況。另外，結合中國各類產品比較優勢的變化情況（見表3），可以看出，目前中國運輸、旅游、通訊、保險、金融、專有權利和特許、電影音像產品服務貿易在整體上表現為比較劣勢，建筑、計算機信息、咨詢、廣告宣傳、其他商業服務產品的服務貿易在整體上表現為比較優勢。

（三）比較優勢穩定性檢驗如前所述，下面依次用3種方法進行檢驗。一是聯合分布法。對1997和2012年反映的比較優勢的NB數值進行了技術處理，一方面使其能夠反映貿易流向的變化；另一方面又能直觀地反映在一個N步列表中。我們首先對12類產品計算標準差，然后按照以下規則對1997年的數據進行分類：①盈余，NB值大于一個標準差；②平衡，NB值以0值為中心，上下浮動不超過一個標準差；③赤字，NB值小于負的一個標準差。然后對1997年和2012年貿易流向求聯合密度分布，計算結果如表4所示。從貿易流向的邊際分布上來看，2012年的服務貿易國際收支狀況似乎比1997年略有改善，因為雖然貿易赤字的產品數量沒有變化，但是貿易盈余的產品數量由2個增加到5個。另外，比較表4對角線以下（表示由貿易順差向貿易逆差轉變）的產品數（2+0+1=3）與對角線以上部分（表示由逆差轉為順差）的產品數（1+1+3=5）的值可以發現，貿易結構是不穩定性的。以上情況說明，動態比較優勢理論可以適用于中國服務貿易比較優勢演變的分析研究。二是單方程的一元回歸模型。由于以上分析僅僅是對貿易流向變化的產品種類進行對比，忽視了各種產品在總貿易額中的比重，因此結果可能會存在一定的片面性，不能真實地反映比較優勢的穩定性情況，因此接下來采用單方程的一元回歸模型對比較優勢的穩定性進行檢驗，回歸模型形式如下:與相關系數的表現相似，回歸系數、t統計量和R2呈逐步下降的趨勢，體現了比較優勢的相關性在時間上逐漸遞減的特征。從R2具體變化來看，2003年的R2變化幅度較小而2003年之前的該值迅速衰減，說明比較優勢在大約7～8年的時間間隔上的穩定性較強。另外，從t統計量的表現來看，自2003年之后，上升幅度明顯加大，回歸系數顯著性的增強也表明比較優勢的穩定周期大約為7～8年。為了進一步驗證這一結論，本文又隨機挑選了2008年、2003年和1999年的數據進行了同樣的分析，回歸結果都具有以上特征。因此，這一結論在計量上是穩健的。對各類產品NB值的單位根檢驗，采用ADF單位根檢驗和PP檢驗的方法，為了達到最佳檢驗效果，每種檢驗方法都包括不含截距和趨勢項、僅含截距項和包含截距趨勢項3種情況，結果見表6。ADF檢驗和PP檢驗均表明，運輸產品的比較優勢在10%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設，PP檢驗發現運輸產品比較優勢包含截距項，存在一個固定的趨勢變化，截距項為-5.423，因此該種產品的比較優勢存在向下的固定趨勢；旅游、建筑服務、計算機和信息服務、專有權利使用費和特許費、咨詢、其他商業服務產品的NB值的原序列在兩種檢驗方法下都接受了存在單位根的原假設，因此是不穩定過程；通訊服務在5%的顯著水平下拒絕了存在單位根的原假設，PP檢驗發現通訊服務產品比較優勢包含截距項，存在一個固定的趨勢變化，截距項為0.578，因此該種產品的比較優勢存在向上的固定趨勢；保險服務和金融服務產品在5%的顯著水平下拒絕了存在單位根的原假設，PP檢驗發現保險服務產品比較優勢包含截距項，存在一個固定的趨勢變化，截距項為-3.221，因此該種產品的比較優勢存在向下的固定趨勢，而PP檢驗發現金融服務產品比較優勢也包含截距項，存在一個微小的趨勢變化，截距項為-0.086；ADF檢驗發現廣告、宣傳產品在10%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設，且廣告、宣傳產品比較優勢包含截距項，截距項為-0.026，而PP檢驗則接受了存在單位根的原假設；在兩種檢驗方法下，電影、音像產品的比較優勢不含截距項和趨勢項，且在10%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設。三是LLC和IPS檢驗。由于單個序列的單位根檢驗無法拒絕有單位根的原假設可能是因為其拒絕能力低，因此，在對12種產品的比較優勢穩定性進行檢驗時，進一步采用LLC方法和IPS方法進行面板數據的單位根檢驗。各序列的滯后長度選擇使用Schwarz準則。檢驗方法LLC1、LLC2、LLC3和IPS1、IPS2、IPS3分別表示無常數趨勢模型檢驗、有截距無趨勢模型估計、既有常數又有時間趨勢的模型檢驗3種情況。由表7可知，兩種方法都拒絕了面板數據中各產品序列均具有相同單位根的原假設，從而接受了12種產品至少有一個產品的比較優勢具有平穩性的備擇假設。當然，我們還可以觀察12種產品時間序列的t統計量的顯著情況：在10%的顯著性水平下，12種產品的t統計量有6種拒絕了存在單位根的原假設，分別是運輸、通訊、保險、金融、廣告宣傳、電影音像。因此，只有這6種產品在數據特征上表現出一定的穩定性。

三、結論

從比較優勢的變化情況來看，中國服務貿易在建筑部門以及其他商業服務具有較明顯的比較優勢，計算機和信息、咨詢服務的比較優勢提升較快，但旅游服務的比較優勢卻逐年下降，且從NB值和平穩性檢驗可看出旅游產業的比較優勢并不具有平穩性。運輸、通訊、保險、金融、專有權利和特許、電影音像產品服務貿易在整體上表現為比較劣勢，但從這些行業的NB及NV值的變化可以看出，中國服務貿易產業結構的變動，最終還是推動了中國服務貿易比較優勢的動態演進。從檢驗結果來看，1997年到2012年，中國服務貿易有6種產品（旅游、建筑、計算機和信息、專有權利使用費和特許費、咨詢、其他商業服務）的比較優勢是不平穩的，另外6種產品具有一定的平穩的比較優勢特征。所以，暫時無法從整體上來判定中國服務貿易比較優勢的穩定性狀況，甚至每一種產品的比較優勢穩定性情況都不太明顯。這一方面是由于檢驗周期比較短，另一方面也表明中國服務貿易的貿易模式和比較優勢的動態性還沒有達到一個穩態收斂的階段。

作者：成祖松單位：安徽工業大學商學院 河海大學商學院