服務貿易結構優化路徑研究

肖利秋

內容摘要：優化服務貿易結構是有效提升一國服務貿易國際競爭力的核心因素。本文利用主成分分析和邏輯回歸分析與檢驗，全面考察影響我國服務貿易結構優化的多元變量。實證研究表明，經濟增長因素和服務貿易開放度因素為影響我國服務貿易結構優化的主要主成分，且經濟增長率適度和服務貿易開放度適中時，服務貿易結構改善效果最優。據此提出相應的建議和措施，以促進我國服務貿易結構的不斷優化。

關鍵詞：服務貿易 結構優化 主成分分析 邏輯回歸分析

問題的提出

20世紀90年代下半期以來，服務貿易在國際貿易和國際投資中越來越舉足輕重。1996年到2013年，世界服務貿易進出口總額從26192億美元增加到92193億美元，年均增速為17%；而且服務貿易結構不斷優化，以運輸和旅游為代表的傳統服務貿易部門進出口額占服務貿易進出口總額的比重由57.5%逐步下降到44.2%，其中發達經濟體該比重由56%下降到39.2%，發展中經濟體由61%下降到54%。數據表明，以發達經濟體為代表的世界服務貿易結構正在向知識技術密集型方向嬗變，運輸服務和旅游服務等傳統服務貿易日顯頹勢，而以電子信息技術和以高科技為代表的新興服務貿易部門所占比重持續攀升。與此同時，中國服務貿易也迅猛發展，進出口總額從432億美元迅速增加到4209億美元，年均增長率為16.39%；以運輸和旅游為代表的傳統服務貿易部門進出口額占比雖然同步也由 65%下降到56%，但仍然明顯超出同期世界平均水平，說明我國服務貿易結構仍處于較低的層次和水平。在世界經濟日益向服務經濟轉型的當今社會，一國服務貿易結構是否合理已成為影響該國服務貿易國際競爭力的決定性因素。因此，綜合分析一國服務貿易結構優化的影響因素，并指出其優化路徑，對于提升我國服務貿易競爭力具有十分重要的意義。

文獻綜述

國外學者有關服務貿易結構影響因素的研究大多是基于對現有貨物貿易結構研究成果的擴展，普遍認為比較優勢是一國服務貿易結構形成的基礎，服務貿易比較優勢的決定因素也因之成為服務貿易結構優化的影響因素。B.Hoekman and G.Karsenty（1992）等運用顯示性比較優勢法從要素稟賦角度研究認為一國收入水平越高，服務貿易比較優勢越大。Melvin（1989）認為，服務貿易的決定性因素是與人力資本有關的知識和技術。Sazanami和 Urata（1990）、G.Becker（1990）、Svaleryd 和Vlachos（2005）、Dash（2006）等研究得出的結論是物質資本和人力資本因素對服務貿易比較優勢的形成起著決定性作用。Sagri（1989）和Burgess（1990）研究認為技術差異是各國形成服務貿易比較優勢以及服務貿易結構的重要因素。Fairborz（2005）等對美國金融服務貿易的產業內貿易狀況研究結果表明：要素稟賦、銀行業FDI、平均資本收入、規模經濟、貿易集中度以及開放程度與金融服務貿易產業內貿易呈正相關。

目前，國內相關研究主要集中在服務貿易競爭力方面，關于服務貿易結構優化方面的研究卻相對較少。李懷政（2002）從要素稟賦的角度出發，指出：由于高級服務要素相對貧乏、技術水平比較落后等原因，我國國際服務貿易結構還需改進。趙景峰和陳策（2006）通過對我國服務貿易進行總量和結構兩方面的研究，結果表明外商直接投資、貨物貿易和第三產業對中國服務貿易總量增長有促進作用。陳燕清（2007）通過對美國和印度的實證考察，分析得出技術進步是優化服務貿易結構的主要因素。殷鳳和陳憲（2009）對14個國家或地區的服務貿易影響因素進行實證研究的結果表明，國內生產總值、人均國民收入、商品出口額、服務開放度和國內對服務業發展水平對服務進出口均有顯著正效應。李丹（2012）以美國為例，研究表明資本積累對一國服務貿易結構優化起到推動作用。

縱觀國內外服務貿易結構研究成果，可以發現有關服務貿易結構優化問題的研究相對較少。國內學者大多從服務貿易規模的影響因素角度展開實證研究，真正從結構優化角度切入來深入研究其影響因素的，卻是乏善可陳。本文將嘗試選取多元變量作為影響因素，利用主成分分析法和邏輯回歸法全面考察影響我國服務貿易結構優化的因素，從而為進一步提升我國服務貿易結構競爭力提供相應對策。

指標選取

（一）指標選擇

波特教授提出的“鉆石理論”深刻地揭示了產業競爭力的來源，為我們深入研究中國服務貿易結構競爭力問題提供了有益的啟示。波特教授的“鉆石理論”認為，一國特定產業是否具有國際競爭力，主要取決于該國的生產要素條件、需求條件、相關及輔助產業的狀況和企業策略、結構與競爭者四個基本因素。由于其中的“企業策略、結構與競爭者”這組因素主要是針對企業層面的競爭力而言，本文在此不將其列入影響服務貿易結構競爭力的因素。其余三組，即生產要素、需求及相關產業狀況，均作為本文變量選擇的主要理論依據。具體分析如下：

1. 服務貿易結構優化水平的衡量指標。本文所探討的服務貿易結構是指服務貿易出口商品結構。服務貿易結構優化是指推動服務貿易結構合理化和高級化的動態發展過程。按照IMF的國際收支服務貿易統計（Balance of Payment，BOP），服務貿易可分為運輸、旅游、其他三個大類，其中，運輸和旅游通常理解成傳統服務部門，而其他服務由于包括通信、建筑、計算機與信息服務、保險、金融服務、專利與特許權、其他商業服務、個人文化與消閑服務等九個部門，這些部門都具有資本、知識、技術密集型服務特點，因而被稱為現代服務部門。服務貿易結構優化基本表現是：傳統服務貿易部門的出口在服務總出口中所占比重下降，而現代服務部門的出口絕對數量迅速增加，同時比重相對上升。因此，筆者借鑒李丹（2010）的研究，用服務貿易結構相對指數（Comparative Index of Service Trade Structure，CSTS）來衡量我國服務貿易結構優化過程。其計算公式為：

上式中的EXi表示IMF統計中除運輸和旅游以外的其他服務項目出口中的一類，j=1，2，3…，9。EX表示IMF統計中的運輸和旅游兩類傳統服務部門出口額。服務貿易結構相對指數不僅可以用來衡量一國現代服務在服務出口中的變化情況，也可以用來反映現代服務出口與傳統服務出口的相對變化情況。該數值越大，表明該國或地區服務貿易出口結構中現代服務部門比重越大，結構越趨向合理化和高級化。

2.物質資本。物質資本是決定一國服務貿易比較優勢的重要因素。一方面，資本的增加會直接導致服務業產值的增長；另一方面，資本的豐裕程度也將直接影響該國或地區服務業基礎設施建設的情況。而一國服務業的基礎設施，如電信設施、信息技術設施、交通設施等對服務貿易的規模和結構都將產生重要影響。由于服務業的物質資本積累存量既包含國內投資，又有外商直接投資，為便于研究的開展，筆者在計量分析中采用服務業占GDP的比重來表示這一指標。

3.人力資本。人力資本是生產要素的高級形態，它的基本構成是資本和勞動力。一國人力資本的數量、素質和結構會對該國參與國際分工產生重要影響，人力資本對比較優勢的形成居功至偉。人力資本豐裕的國家，在知識、技術密集型產品生產和出口上具有比較優勢，反之則處于劣勢地位。本文用受過高中及以上教育人口占總人口的比重來表示人力資本狀況。

4.技術進步。隨著世界高新技術的迅速發展，技術進步已經成為決定一國比較優勢大小進而決定貿易格局的主要因素。它一般通過影響貿易基礎與貿易格局來發揮作用。技術進步先是通過改變土地、勞動和資本在生產中的相對比例關系發揮其對各種要素的巨大影響作用，從而極大地提高資源的利用效率；以此為基礎，技術進步則通過對產品、企業、產業施加影響從而產生比較優勢。貿易基礎一旦得以確立，貿易格局順勢則成。本文選用R&D投入經費作為衡量技術進步水平的指標。一國R&D投入越多，該國的技術進步水平越高。

5.人均國民收入。用該指標反映收入水平。國際經驗表明，隨著收入水平的提高，對服務消費需求會明顯增長。而旺盛的市場需求不僅是一國產業長期發展和持續盈利的保障，也是服務貿易競爭優勢提高的源動力。

6.城市化水平。城市化是服務業發展的需求基礎。本文用城鎮人口占總人口的比重作為衡量城市化水平的標準。城鎮人口比重增加，一方面會引起該國對服務業國內需求增大，從而促進服務業規模的擴大；同時，隨著城市化的推進，其通訊、信息、交通等城市基礎設施建設得到進一步發展，進而推動服務業，尤其是現代服務業的發展。發達國家的成功經驗表明，城市化水平越高，服務產業集群效益越明顯，金融、信息等現代服務部門越發達。

7.現代服務貿易進口占服務貿易進口總額的比重。從動態角度看，現代服務貿易部門進口的適度擴大，對引進國外的先進技術、資金和經營理念、實現國內產業結構升級和服務貿易可持續發展都具有重要意義。

8.貨物貿易進出口額。根據波特的鉆石理論，相關產業和支持產業的發展會影響服務貿易競爭力的提升，同服務貿易互補的貨物貿易對我國服務貿易出口也會有影響，那么貨物貿易的進出口額顯然就成為影響服務貿易出口額的一項重要因素，并可以據此反映國內貨物貿易規模。許多服務貿易有時與貨物貿易相伴而生，如國際貨運服務、保險服務、進出口信貸服務、信息、通訊服務、設備維修服務等。一個基本判斷是，貨物貿易的增長在很大程度上會帶動相關服務業及服務貿易的發展。因而，用以上指標來驗證貨物貿易與服務貿易之間的相互依存度。

9.服務貿易開放度。服務貿易開放度體現了一國經濟增長對國際貿易市場的依賴程度。一國服務業開放程度決定了該國向國際市場提供服務的可能性大小。一般來說，較低水平的服務業對外開放度，將導致該國服務業的發展水平在低位徘徊，服務企業也就難以直接與國際服務企業競爭，從而制約其服務業整體競爭力的提高，造成服務貿易逆差呈逐年上升趨勢。筆者選用一國服務貿易進出口總值與該國服務業產值的比例來大體反映服務貿易開放度。

10.服務業外資規模。外商直接投資會帶來先進的技術和管理理念，從而促進服務業的發展。這里用服務業外資占第三產業全社會固定資產投資額的比重來表示服務業外資規模。

（二）樣本選擇和數據來源

基于以上分析，筆者選用服務貿易結構相對指數（Y）為因變量，物質資本積累（X1）、人力資本積累（X2）、技術進步（X3）、人均國民收入（X4）、城市化水平（X5）、現代服務貿易進口占服務貿易進口總額比重（X6）、貨物貿易出口額（X7）、貨物貿易進口額（X8）、服務貿易開放度（X9）、服務業外資規模（X10）為自變量。

所有數據來源于國家統計局數據庫和聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）統計數據庫，并據此計算得出1996-2011年各變量數據匯總表（見表1）。

主成分分析及邏輯回歸分析與檢驗

鑒于眾多自變量對服務貿易結構優化的共同作用所產生的復雜影響，簡單的線性回歸并不能充分挖掘這些自變量相互依賴和互相影響的關系，因此筆者采取邏輯回歸法來進行建模，以此來幫助理解上述十個自變量是如何共同作用于服務貿易結構優化度的內在聯系。與此同時，如果邏輯回歸分析中的自變量過多，將不利于準確提取有關信息。因此，為了更有效地提取信息，本文采取主成分分析法對自變量進行降維處理，然后，對降維后變量再做邏輯回歸分析。

（一）主成分分析

設有隨機變量X1，X2，……，Xp 。首先，利用公式（1）做標準差變化：

（1）

其中：Si為樣本方差，Xi為樣本均數，則：

（2）

where，且使 var（Ci）為最大，則成分Ci為第i主成分。

由于邏輯回歸目的是進行建模預測和相關性判斷，所以需要把數據分為訓練數據和檢驗數據兩部分。在對表1中數據根據公式（1）進行標準化處理后，benw 將1996-2009年數據定義為訓練數據，2009-2011年數據定義為檢驗數據。通過運用R軟件，對選取的1996-2009年訓練數據進行主成分分析，結果如表2、表3所示。

對于表2中累積方差（Cumulative var）小于0.9的主成分予以保留，說明其為主要主成分，因此PC1和PC2為主要主成分（文章中記為Z1和Z2）。進一步，根據表3，可得到主要主成分Z1和Z2的表達式如下：

Z1=0.84X1normal+0.8X2normal+0.94X3normal+0.95X4normal+0.99X5normal+0.87X6normal+0.96X7normal+0.98X8normal+0.52X9normal-0.88X10normal

Z2=-0.43X1normal+0.09X2normal-0.08X3normal-0.03X4normal-0.11X5 normal+ 0.01X6normal+0.13X7normal+0.11X8normal+0.19X10normal+0.82X9 normal

從上式可以看出，Z1的表達式中X3（技術進步）、X4（人均國民收入）、X5（城市化水平）、X7（貨物貿易出口額）、X8（貨物貿易進口額）等因素的系數較大且均產生正向影響，說明它們的變化對服務貿易結構優化影響程度較大，由此，可以把第一主成分命名為經濟增長因素。在第二主成分Z2中，X9（服務貿易開放度）的載荷較大，本文則直接將Z2命名為服務貿易開放度因素。

（二）變量變化率研究

由于我國服務貿易結構總體而言，基本呈現出不斷優化的變動趨勢，所以因變量服務貿易結構優化指標采取變化率來考察其動態發展過程更為有效，因此與其相對應的主成分也采用變化率指標來進行考察。由此，首先根據上述Z1和Z2表達式計算出Z1和Z2值，在此基礎上求出Z1變化率和Z2變化率（分別記為Z1change和Z2change）；然后，根據Y值，求出服務貿易結構優化度Y值變化率（記為Ychange）；最后，求二元變量的Y值變化率（Ychange）。如果Ychange大于0.05則為快速增長率，則binary y =1；如果Ychange小于等于0.05則為慢速增長率，則binary y =0 。將上述步驟得到的取值集中在表4中列出。

（三）邏輯回歸分析與檢驗

一般在監督分類時，首先要確定一組訓練樣本。設樣本集為{（X1，Y1），（X2，Y2），……（XN，YN）}，其中輸入值，L 為數據維數，N 為樣本總數。XL為特征空間（即特征波段空間）?？偟恼f來，特征選擇的原則是：此特征可以幫助分類且不與其他任何參與分類的特征相關，則所選擇的分類可以盡量大地體現所有波段的效用。邏輯回歸方法是對定型變量的回歸分析，根據因變量的取值類別不同，可以分為二元和多元回歸分析。本文中已將服務貿易結構優化增長率分為快速增長率和慢速增長率。定義邏輯回歸模型為：

（3）

其中的θTX既可以為非線性回歸模型也可以為線性回歸模型，取決于分類特征樣本。因此θTX 既可以表述為：

（4）

也可以表述為：

（5）

此外當θTX≥0時，預測Y=1 ，當θTX<0時，預測Y=0。 因為有多種線性或者非線性組合模型可以選取，為了得到最優的模型選擇，根據1996-2008年訓練數據，筆者通過R軟件根據最小AIC對訓練數據做了多個模型的擬合，最后確定選擇三元模型方程（6）：

Ychanger= 1.541-1.635 Z12-5.913Z22-2.007Z23 （Ychanger=0 或者 Ychanger=1） （6）

根據θTX≥0則Y=1若θTX<0則Y=0 的原則和方程（6），對2009-2011年的檢驗數據進行計算，得到方程（6）的取值分別為2.506255和-1.47153。因2.506255>0而-1.47153<0，所以研究預測2010年和2011年的Ychanger分別為1（服務貿易結構優化增長率大于5%）和0（服務貿易結構優化增長率小于5%），和表3中實際結果相符：2010年服務貿易結構優化增長率為8.6781%，2011年服務貿易結構優化增長率為3.2596%。因此，通過對檢驗數據的驗證，可以確定方程（6）的模型是正確的，給出的預測準確率較高。

（四）基于非線性模型的分析與預測結果

為了更進一步直觀體現方程（6）所對應的的非線性系統，由R軟件畫圖，方程（6）所對應的坐標圖如圖1所示。

圖1中小的近似橢圓形的形狀為決策邊界，在此決策邊界以外的區域為增長率慢速區域，在此決策邊界以內的區域為增長率快速區域?？梢钥闯龇召Q易結構改善Y和經濟增長因素Z1以及服務業開放因素Z2不是簡單的線性或者正向反向相關關系，而是呈現復雜的非線性關系。當Z1位于-0.5到0.5取值區間以及Z2位于-0.25到0.25取值區間時，服務貿易結構改善處于相對最優狀態。然而由于復雜的非線性關系，Z1和Z2的具體取值應由方程（6）：Ychanger= 1.541-1.635Z12-5.913Z22-2.007Z23 （Ychanger=0 或者 Ychanger=1）確定。

結論

當中國經濟保持適度增長時，經濟增長對服務貿易結構將產生正面的積極影響。若經濟增長率（Z1）過高，尤其是超過某一臨界值時，再提高經濟增長率不但不能促進服務貿易結構改善，反而會對服務貿易結構優化產生消極影響。所以中央政府采取抑制地方政府投資沖動，不再過大規模刺激經濟等舉措，不僅有利于服務業貿易結構改善，而且有助于中國經濟結構回歸常態。

當服務貿易開放度保持適當水平時，服務貿易開放對服務貿易結構產生正面的積極影響。當服務貿易開放步伐過快，尤其是當服務貿易開放增長率（Z2）超過某一臨界值時，單純提高服務貿易開放度不但不會促進服務貿易結構改善，反而會對服務貿易結構改善產生反向拉動作用。因此，政府建立相應的貿易保護政策是有效的。政府應該建立相應政策，如逐步開放金融業，逐步放開資本管制，對某些特定高科技服務業實行補貼（如信息技術），這不僅可以保護我國尚在發展中的服務業，而且也有助提高本土服務業競爭力，從而在整體上改善我國服務業貿易結構。

實證結果表明，我國的經濟增長和服務開放度對服務業貿易結構改善呈現非線性特征。由于目前我國服務貿易結構總體而言還處于全球服務業貿易整體結構鏈低端，因此，如果能充分利用這種非線性關系，則可以有效平衡我國經濟結構，進而促進服務業增長及其貿易結構改善?；诖?，本文提出相關政策建議：一是改革政績考核制度，降低GDP在考核中的權重，引入綜合反映經濟增長率、經濟結構指數和現代服務業增長率的相關指標；二是根據服務貿易各部門發展現狀和行業特征，在進行綜合評價和科學研究基礎上，做出科學合理的現代服務業逐步對外開放的進度安排；三是對于某些特定的現代服務業實行適度的政策傾斜，如金融業和計算機行業，可通過對內外資企業實施適度的差別政策以鼓勵其大力發展。

參考文獻：

1.B.Hoekman， G.Karsenty . Economic Development and International Transaction in Services[J]. Development Policy Review，1992

2.李懷政.中國服務貿易結構與競爭力的國際比較研究[J].商業經濟與管理，2002（12）

3.趙景峰，陳策. 中國服務貿易：總量和結構分析[J]. 世界經濟，2006（8）

4.殷鳳，陳憲. 國際服務貿易影響因素與我國服務貿易國際競爭力研究[J]. 國際貿易問題，2009（2）

5.李伍榮，楊雪玉. 影響我國服務貿易出口的可量化因素分析[J]. 經濟與管理，2008（2）