摘要： 利用中國2004-2010年間的服務業FDI和服務貿易出口數據，通過構建動態面板數據模型，采用系統GMM對我國服務業FDI與服務貿易出口的進行實證檢驗。結果表明：我國服務業FDI對服務貿易出口具有一定的促進作用，但是這種作用存在較強的滯后性。根據上述研究結論，提出了中國利用服務業FDI來提升服務貿易出口水平的建議和措施。
Abstract： Using the FDI and trade in services export data over the period of 2004 to 2010， this paper discusses the relationship between FDI of China"s services industry and export of services trade based on dynamic panel of system generalized method-of-moments estimators. The results show that FDI in the service sector has a positive impact on the level of trade in services export， but this effect has a significant lag. According to the conclusions， we should take some relevant suggestions in order to enhance trade in services export through the use of the services sector FDI.
關鍵詞： 服務業FDI；服務貿易；出口
Key words： services sector FDI；services trade；export
中圖分類號：F752.62 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2013）07-0143-03
1 文獻綜述
隨著世界服務貿易規模的不斷擴大，流入服務業領域的FDI數量不斷增加，有關服務業FDI和服務貿易的問題被國內外學者所關注。Markusen（1995）認為規模經濟促進生產者服務貿易的FDI利用。Hodge and Nordas（1999）揭示服務企業通過商業存在（FDI）或跨境交付的因素來選擇市場。因此，FDI和貿易的聯系是建立在FDI的類型和國際貿易的基礎之上的。國內關于服務FDI和服務貿易研究的文獻有：劉艷（2011）[1]基于協整方法和VEC模型探討了我國服務貿易進口、服務業FDI與技術進步的關系。結果發現：服務貿易進口、服務業FDI與技術進步之間存在長期均衡關系；服務貿易進口、服務業FDI是技術進步的Granger原因，但技術進步并不是服務貿易和服務業FDI的Granger原因；VEC模型顯示，從短期來看，三者之間的關系有短期偏向長期均衡調整的速度很快，服務貿易進口和服務業FDI的短期波動對我國技術進步的影響顯著。周學仁（2012）[2]利用中國1994-2010的相關數據，通過構建關系模型和回歸模型，檢驗了FDI技術對中國出口貿易結構的作用。結果顯示，不論是FDI來源地的技術指數，還是外資企業勞動生產率來衡量FDI技術水平，都對中國出口貿易結構指數具有顯著的正面影響。王恕立、胡宗彪（2010）[3]基于中國數據研究了服務業FDI流入與東道國服務貿易出口的問題。研究結果表明，我國服務貿易出口與服務業FDI、貨物貿易出口之間存在一個長期穩定的均衡關系，服務業FDI與貨物貿易出口對我國服務貿易出口的總體影響均是正向的，說明服務業FDI對我國服務貿易出口的促進效應要高于其替代效應；ECM模型顯示了三者之間的關系由短期偏離向長期均衡調整的速度很快，且服務業FDI的短期變動對我國服務貿易出口的正向影響要大于貨物貿易出口。
對已有的相關文獻進行分析，大多數學者研究偏重于服務業FDI與服務貿易總量的問題，而較少研究服務業FDI與服務貿易進出口關系，特別是服務業FDI與服務貿易出口結構問題的動態研究。因此以動態方法研究我國服務業FDI與服務貿易出口結構的關系具有一定的理論和現實意義。
2 模型、數據和變量
基于上文的分析，我們預期我國服務業FDI和服務貿易出口間存在正相關的關系，即隨著我國服務業利用FDI規模不斷壯大，我國服務業貿易出口量不斷的增大，服務貿易出口結構得到優化。
2.1 模型的建立與變量選取 動態面板數據模型是一種目前應用比較廣泛的現代計量分析方法，該方法能夠揭示被解釋變量的動態變化特征，能夠較好的反映解釋變量和被解釋變量之間關系。動態面板數據模型一般形式如下：
Yi，t=αYi，t-1+■βkXk，i，t+ξi+ui，t（α<1）（1）
（i=1，2，……，N；t=1，2，……，T）
在（1）中，Yi，t為被解釋變量，Yi，t-1為被解釋變量的k階滯后項，Xk，i，t為解釋變量，是嚴格外生的，ξi為非觀測截面的個體效應，ui，t為隨機誤差項，ξi～i.i.d（0，σ■■）、ui，t～i.i.d（0，
σ■■）和E（ξiui，t）=0。
考慮到本文樣本數據的特點和研究問題的實際經濟意義，我們借鑒郭炳南（2010）[4]的構建計量經濟模型的過程，擬建立以下經濟計量模型來反映服務業FDI對服務貿易出口的影響。
Exporti，t=α+β1Exporti，t-1+β2FDIi，t+β3FDIi，t-1+λi+εi，t （i=1，2，……，N；t=1，2，……，T） （2）
Exporti，t為被解釋變量，表示i服務貿易行業t年的出口額，用來反映服務貿易出口。依據指標的可衡量行和數據可得性的兩個方面，選取了以下的服務行業作為分析的對象：運輸服務，旅游服務，建筑服務，保險服務，金融服務，信息服務、計算機和軟件，科學研究、技術服務和地質勘探業，娛樂業、體育和文化，其他商業服務。
FDIi，t表示i服務貿易行業t年的實際利用外商直接投資額。相關研究表明，一個國家服務貿易的出口數量受到很多的因素影響，如服務業發展的水平、服務業的相關政策、國民經濟發展的狀況、外商直接投資等。本文分析的重點是外商直接投資對服務貿易出口的影響。因此，為了準確反映二者的關系，在選擇FDI的服務行業時是參照Exporti，t的行業進行選擇的。
（2）式中i表示不同的服務貿易行業，t表示時間序列，λi非觀測界面的個體效應，εi，t為隨機誤差項，α用來表示前期的服務貿易出口對當期的影響，β用來度量當期的FDI對當期服務貿易出口影響程度。
2.2 數據說明與計量的方法 本文選擇2004-2010年我國服務業中的9個行業的面板數據，FDI的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國國際平衡收支表》、《中國經濟統計年鑒》，并對數據進行單位轉化處理；服務貿易分行業的貿易出口數據來源于商務部中國服務貿易指南網站。
由于模型中的滯后變量在方程右邊，從而導致滯后變量與隨機擾動項可能相關，且模型具有橫截面相依性。因而，利用傳統的面板數據固定模型或者隨機模型進行估計必將導致參數估計的有偏性和非一致性。為了解決這一問題，Arellano和Bond（1991），Blundell和Bond（1998）提出廣義矩估法（GMM），則很好地解決上述問題。
Arellano和Bond（1991）提出了DIF-GMM估計方法（差分GMM）。DIF-GMM通過對動態面板數據模型利用差分去掉面板數據模型中的固定效應影響，進而在一定條件下設定差分方程中的工具變量，這樣處理可以消除由于未觀測到的截面個體效應的遺漏變量偏差。但是該方法導致一部分樣本信息的損失，特別是對小樣本情況分析的結果影響更大，從而使參數估計時出現偏差。Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交這個矩條件得到系統廣義矩估法（sys-GMM），通過這樣的處理大大地提高估計結果的有效性和一致性。本文在實證分析時采取系統廣義矩估法。
3 實證結果與解釋
為了比較系統GMM的估計結果差異，把系統GMM一步法估計結果和系統GMM二步法結果同時列入表1中，以此說明不同系統GMM矩估法的特點。
3.1 一步GMM矩估法結果的分析 Wald卡方檢驗在5%的顯著水平上是顯著的，所以Wald的卡方檢驗結果拒絕了（除截距項外的）模型系數均為零的假設；由于Chi2（27）=19.89.prob>chi2=0.836，所以動態面板數據模型的Sargan檢驗接受了GMM估計的模型過度約束正確的原假設，說明不存在工具變量過度識別現象，所構建的模型是有效的；檢驗結果中的AR（1）和AR（2）自相關檢驗表明一階差分后的殘差不存在二階自相關，即說明模型的構建是合理的。
為了進一步評價模型估計結果，我們對模型的殘差平穩性進行檢驗，檢驗方法是利用Im-Pesaran & Shin（2003）和Levin & Lin（1993）的兩種方法，結果表2所示。
從表2中可以看出在5%的顯著水平上均具有平穩性，模型系統GMM的估計不是偽回歸，因此估計結果是有效的。
綜上所述，動態面板模型的估計結果可以較準確的揭示我國服務業FDI與服務貿易出口之間的關系，具體模型如下所示。
In exportit=0.544+0.888In exportit-1+0.0148In FDIit+0.0419In FDIit-1+εit （3）
系統GMM的回歸結果表明：我國服務貿易出口隨服務業FDI增大而增加，但這種趨勢具有較大的滯后效應，而且這種效應的強度隨著時間推移逐漸減弱；我國服務業FDI呈現正相關的動態性，當期lnFDI變化為一單位時，服務貿易出口數量增加0.148單位，效果并不太顯著。當滯后一期的lnFDI變化一單位時，服務貿易出口增加了0.0419單位。這是因為外資的流入帶來了先進技術和管理經驗，提高我國服務業供給能力和提升服務貿易出口結構。
3.2 二步GMM矩估法結果的分析 二步GMM矩估法結果（如表1）表明：Wald的檢驗拒絕模型系數均為零的原假設，Sargan檢驗說明不存在工具變量過度識別現象，AR（1）和AR（2）的數值證明了模型不存在二階自相關，即構建模型是合理的；LL和IPS檢驗進一步表明模型能在一定程度上反映我國服務業FDI和服務貿易出口結構之間的關系。因此，可以構建出在二步系統估計條件下的動態面板數據模型。
In exportit=0.500+0.910In exportit-1+0.0480In FDIit-0.0066In FDIit-1+εit （4）
比較模型（3）和（4）知，兩模型的系數存在一定的差異，這主要因為在利用二步系統GMM進行估計時，估計的標準差存在向下偏倚，這種偏倚經過調整后會相應的減少，但是由此使二步系統GMM的估計結果不可靠，如InFDIit-1的系數為-0.0066，這與FDI的實際經濟意義相矛盾。另外，我們采用面板數據的時段比較小，這樣也導致二步系統GMM估計結果的偏差程度增大。
4 結論與建議
本文構建我國服務業FDI與服務貿易出口結構的行業動態面板數據模型，利用系統GMM的方法探究我國服務業FDI與服務貿易出口間的關系。實證表明，服務業FDI對我國服務貿易出口具有促進作用，一方面服務業FDI促進我國服務貿易出口量的增加，另一方面服務業FDI有利于服務貿易出口結構的升級與轉化。服務業FDI對服務貿易的影響具有明顯的滯后性，這揭示了服務貿易出口結構的升級具有較強慣性和不可逆轉性。
為了有效促進我國服務貿易出口，充分有效的利用外資，政府應提高服務貿易開放程度，加大服務業利用外資的力度；調整外資在服務行業的配置方式，提升外資的配置效率等方面考慮。
參考文獻：
[1]劉艷.我國服務貿易進口、服務業FDI與技術進步的關系研究—基于協整方法和VEC模型的實證分析[J].國際商務研究，2011，（1）：9-15.
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[3]王恕立，胡宗彪.服務業FDI流入與東道國服務貿易出
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[4]郭炳南.外商直接投資的技術外溢、自主創新能力與出口貿易結構—基于中國省級動態面板數據的經驗考察[J].經濟經
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