（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世紀以后，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，一方面，以自然資源或勞動密集型為主的傳統服務部門如旅游服務，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，但相對于20世紀80年代而言，卻是大幅下降；另一方面，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、買粉絲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、買粉絲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，對于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一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后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。對于發展中國家而言，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。他們得出了一個共同的結論，就是服務市場的開放能夠增加一個國家的福利，而消除服務業FDI市場準入壁壘是一國服務貿易自由化福利增加的主要來源。

2.基于特定服務貿易部門，討論具體服務貿易部門開放對一國經濟增長的影響。

由于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于最有生產效率的部門，使得一國產出和收入增長。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，并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，并得到了顯著正的回歸結果。Fran買粉絲is 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.基于服務作為中間投入品角度，研究生產者服務貿易對一國經濟增長的影響。

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后，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”，但由于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于因競爭產生的規模效應；同時，由于服務差異化的特性，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一國的社會福利帶來顯著的正面效應。Fran買粉絲is,Joseph and Ken買粉絲h 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于一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一種互補關系而不是替代關系。Hoekman(2006)研究認為，服務可能成為一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于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.基于特定服務貿易模式，研究不同模式下服務貿易自由化對一國經濟增長的影響。

回顧國內學者關于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，一些學者詳細剖析了服務貿易對一國經濟多方面影響，主要有王建（1999）、熊春蘭（2000）、龔鋒（2003）、程大中（2004）、苗秀杰（2005）等；在定量分析方面，危旭芳、鄭志國（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于出口；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后發現，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，而對于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，基于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

(一)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，數據全部來源于《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、旅游和其它商務服務，其它商務服務中一共包括八項，具體為通訊、建筑、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、買粉絲和廣告等）。

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：一是自然資源或勞動密集型的傳統服務，主要包括運輸和旅游等；二是知識、技術或資本密集型的新興服務，主要包括通訊、建筑、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、買粉絲和廣告等。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、旅游出口額和出口總額；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、旅游進口額和進口總額。考慮到其它商務服務中的其它商業服務可能包含一部分傳統服務，但是由于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，由于我國的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，平減后得到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%，隨后逐步降低，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，服務貿易市場進一步放開，傳統服務貿易進口自2000年后穩步下降。

(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后再回歸，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，選擇最佳滯后期和檢驗形式，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；經過一階差分以后，在0.01的顯著性水平上都是平穩的，故它們都是一階單整I(1)，可以在此基礎上進行協整檢驗。

由于VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，故先采用AIC或SC最小原則確定最佳滯后期。在滯后期數確定滯后，再對協整中是否具有常數項和時間趨勢項進行驗證，然后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.