服务贸易比较优势动态变化范文

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《当代经济管理杂志》2014年第七期

一、方法与数据

（一）计算方法对外贸易比较优势的动态演变通常可以用对外贸易商品结构的变迁来表示。所以本文借鉴Gagnon和Rose（1995）构建的用于衡量贸易竞争优势及其稳定性的指标来进行研究分析：其中，Xit和Mit分别表示商品i在t年的出口额和进口额，NBit表示标准化后的某国商品i在t年的净贸易额，NVit表示商品i在t年的进出口额占总贸易额的比重。经过标准化的NB指标具有以下特点：一是各类商品的进出口额均以100为基础，且所有商品的算数和为0。这样不同的年份可以进行横向比较；二是考虑到汇率变动对于所有商品贸易额的影响都是等价的，所以使用相对数就可以将汇率因素剔除；三是标准化后的NB值只受结构性因素的影响，不受趋势因素的影响，而结构性因素恰好可以反映比较优势的动态变化。从NV指标的特点来看。此外，为了研究的需要，本文还采取贸易竞争力指数来对中国服务贸易比较优势的动态变化进行度量，作为前一种方法的对照。贸易竞争力指数（TC），也称为贸易专业化指数、竞争优势指数、净出口比率指数（NTR），是指一国进出口贸易的差额占其进出口贸易总额的比重。公式如下：如果该指数为正，则称此种产品具有比较优势，如果该指数小于0，则称之为比较劣势。进一步细分来看，当0.5<TC<1，表明该产品具有极强的国际比较优势；0<TC<0.5，表明该产品具有较强的国际比较优势；-0.5<TC<0，表明该产品的国际比较优势较弱；-1<TC<-0.5，表明该产品的国际竞争力非常弱。由于一个国家的进口水平和结构与该国的进口保护有关，因此指数只能说明在既定的贸易政策条件下的比较优势，而不是无政策干扰条件下的真实的比较优势，所以在实际应用时会出现偏差。

（二）检验方法为了反映1997年以来中国服务贸易比较优势的具体变动幅度，需要对服务贸易的比较优势动态变化状况进行检验。本文借鉴鲁晓东和李荣林（2007）的3种方法对中国服务贸易比较优势变化情况进行逐步深入的检验。一是联合分布法：这是对所有服务贸易商品的比较优势整体变动情况的分析，此方法忽略了中间年份，通过对1997和2012年的两端数据求联合分布的方法来分析基年和终年比较优势的差异；二是回归分析：为了识别比较优势具体的变化过程，本文以12类服务贸易商品的NB值为截面数据进行了逐年回归，通过比较回归系数的显著性变化以及其他参数来评价比较优势的变化。以上两种方法都是从整体的角度来检验比较优势的稳定性，不能鉴别具体产品的稳定情况。因此，考虑到本文所采用的数据具有面板数据的特征，而单个时间序列单位根检验方法的缺点是检验功效较低，那么本文采用LLC方法和IPS方法对比较优势的平稳性进行检验。（三）数据来源本文选取1997～2012年中国服务贸易进出口数据，各年数据是作者根据中国商务部服务贸易指南网和国家外汇管理局编制的《中国国际收支平衡表》整理所得。根据WTO的有关统计方法，并遵循WTO有关服务贸易的定义，将服务贸易分成12类：运输、旅游、通讯服务、建筑服务、保险服务、金融服务、计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费、咨询、广告和宣传、电影和音像以及其他商业服务。该数据不含政府服务。

二、实证分析及检验

（一）中国服务贸易TC指数根据上述公式，作者计算得到1997～2012年中国服务贸易的TC指数（见表1）。从表1可以清楚的看到，16年来中国服务贸易的TC指数一直为负，并不具备比较优势。换句话说，多年来中国服务贸易虽然保持了较高的增长速度，但是总体的竞争力一直较低，且多年来基本没有多大变化。从各个部门的情况来看，差异很大。运输、旅游服务的比较优势较弱，但运输服务近年来有所收敛，旅游则呈现出继续下降的趋势；其他商业服务具有较强的比较优势，许多年份的TC值都大于0.1；通讯服务的比较优势已经接近世界正常水平；建筑服务的比较优势呈现动态提升的态势，且比较优势越来越明显；保险服务、专有权利使用费和特许费的TC指数一直为负，且接近-1，反映出这两个行业发展缓慢，一直处于比较劣势；金融服务总体上处于比较劣势，其TC指数波动较大；计算机和信息服务、咨询、广告、宣传、电影、音像行业比较优势正在逐渐显现。

（二）中国服务贸易NB和NV指数一般而言，贸易的流向可以反映一国的比较优势所在。前文设计的NB指标作为一个标准化的净贸易流量值，较好地反映了一国贸易的流向，当NB﹥0时，表示该产品存在净出口，反之表示净进口。因此可以通过对NB设定不同的阀值来间接表示一国的比较优势情况。当然，我们不能简单把NB﹥0的产品认定为存在比较优势，而把NB﹤0的产品认定为存在比较劣势，因为这样将会把很多实际上是贸易平衡的产品（比如NB接近于0的产品）错误的划到其他类别中。为了将那些NB接近于0的值剔除出来，我们将168个NB数据按产品类别重新集结，计算了12种服务贸易产品各年的标准差，以此为阀值将产品的比较优势定义为以下4个类别：①强比较优势产品，NB大于两个单位标准差；②比较优势产品，NB大于一个单位标准差，小于两个单位标准差；③比较劣势产品，NB小于负的一个单位标准差，大于负的两个单位标准差；④强比较劣势产品，NB小于负的两个单位标准差。按照以上分类方法，表2给出了2012年中国服务贸易各部门产品的比较优势分布情况，具有强比较优势的产品共5种，拥有强比较劣势的共7种。由于NB是标准化后的数值，在统计上具有对称性的特征，所以需要分析不同产品的比较优势状况。另外，结合中国各类产品比较优势的变化情况（见表3），可以看出，目前中国运输、旅游、通讯、保险、金融、专有权利和特许、电影音像产品服务贸易在整体上表现为比较劣势，建筑、计算机信息、咨询、广告宣传、其他商业服务产品的服务贸易在整体上表现为比较优势。

（三）比较优势稳定性检验如前所述，下面依次用3种方法进行检验。一是联合分布法。对1997和2012年反映的比较优势的NB数值进行了技术处理，一方面使其能够反映贸易流向的变化；另一方面又能直观地反映在一个N步列表中。我们首先对12类产品计算标准差，然后按照以下规则对1997年的数据进行分类：①盈余，NB值大于一个标准差；②平衡，NB值以0值为中心，上下浮动不超过一个标准差；③赤字，NB值小于负的一个标准差。然后对1997年和2012年贸易流向求联合密度分布，计算结果如表4所示。从贸易流向的边际分布上来看，2012年的服务贸易国际收支状况似乎比1997年略有改善，因为虽然贸易赤字的产品数量没有变化，但是贸易盈余的产品数量由2个增加到5个。另外，比较表4对角线以下（表示由贸易顺差向贸易逆差转变）的产品数（2+0+1=3）与对角线以上部分（表示由逆差转为顺差）的产品数（1+1+3=5）的值可以发现，贸易结构是不稳定性的。以上情况说明，动态比较优势理论可以适用于中国服务贸易比较优势演变的分析研究。二是单方程的一元回归模型。由于以上分析仅仅是对贸易流向变化的产品种类进行对比，忽视了各种产品在总贸易额中的比重，因此结果可能会存在一定的片面性，不能真实地反映比较优势的稳定性情况，因此接下来采用单方程的一元回归模型对比较优势的稳定性进行检验，回归模型形式如下:与相关系数的表现相似，回归系数、t统计量和R2呈逐步下降的趋势，体现了比较优势的相关性在时间上逐渐递减的特征。从R2具体变化来看，2003年的R2变化幅度较小而2003年之前的该值迅速衰减，说明比较优势在大约7～8年的时间间隔上的稳定性较强。另外，从t统计量的表现来看，自2003年之后，上升幅度明显加大，回归系数显著性的增强也表明比较优势的稳定周期大约为7～8年。为了进一步验证这一结论，本文又随机挑选了2008年、2003年和1999年的数据进行了同样的分析，回归结果都具有以上特征。因此，这一结论在计量上是稳健的。对各类产品NB值的单位根检验，采用ADF单位根检验和PP检验的方法，为了达到最佳检验效果，每种检验方法都包括不含截距和趋势项、仅含截距项和包含截距趋势项3种情况，结果见表6。ADF检验和PP检验均表明，运输产品的比较优势在10%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，PP检验发现运输产品比较优势包含截距项，存在一个固定的趋势变化，截距项为-5.423，因此该种产品的比较优势存在向下的固定趋势；旅游、建筑服务、计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费、咨询、其他商业服务产品的NB值的原序列在两种检验方法下都接受了存在单位根的原假设，因此是不稳定过程；通讯服务在5%的显著水平下拒绝了存在单位根的原假设，PP检验发现通讯服务产品比较优势包含截距项，存在一个固定的趋势变化，截距项为0.578，因此该种产品的比较优势存在向上的固定趋势；保险服务和金融服务产品在5%的显著水平下拒绝了存在单位根的原假设，PP检验发现保险服务产品比较优势包含截距项，存在一个固定的趋势变化，截距项为-3.221，因此该种产品的比较优势存在向下的固定趋势，而PP检验发现金融服务产品比较优势也包含截距项，存在一个微小的趋势变化，截距项为-0.086；ADF检验发现广告、宣传产品在10%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，且广告、宣传产品比较优势包含截距项，截距项为-0.026，而PP检验则接受了存在单位根的原假设；在两种检验方法下，电影、音像产品的比较优势不含截距项和趋势项，且在10%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设。三是LLC和IPS检验。由于单个序列的单位根检验无法拒绝有单位根的原假设可能是因为其拒绝能力低，因此，在对12种产品的比较优势稳定性进行检验时，进一步采用LLC方法和IPS方法进行面板数据的单位根检验。各序列的滞后长度选择使用Schwarz准则。检验方法LLC1、LLC2、LLC3和IPS1、IPS2、IPS3分别表示无常数趋势模型检验、有截距无趋势模型估计、既有常数又有时间趋势的模型检验3种情况。由表7可知，两种方法都拒绝了面板数据中各产品序列均具有相同单位根的原假设，从而接受了12种产品至少有一个产品的比较优势具有平稳性的备择假设。当然，我们还可以观察12种产品时间序列的t统计量的显著情况：在10%的显著性水平下，12种产品的t统计量有6种拒绝了存在单位根的原假设，分别是运输、通讯、保险、金融、广告宣传、电影音像。因此，只有这6种产品在数据特征上表现出一定的稳定性。

三、结论

从比较优势的变化情况来看，中国服务贸易在建筑部门以及其他商业服务具有较明显的比较优势，计算机和信息、咨询服务的比较优势提升较快，但旅游服务的比较优势却逐年下降，且从NB值和平稳性检验可看出旅游产业的比较优势并不具有平稳性。运输、通讯、保险、金融、专有权利和特许、电影音像产品服务贸易在整体上表现为比较劣势，但从这些行业的NB及NV值的变化可以看出，中国服务贸易产业结构的变动，最终还是推动了中国服务贸易比较优势的动态演进。从检验结果来看，1997年到2012年，中国服务贸易有6种产品（旅游、建筑、计算机和信息、专有权利使用费和特许费、咨询、其他商业服务）的比较优势是不平稳的，另外6种产品具有一定的平稳的比较优势特征。所以，暂时无法从整体上来判定中国服务贸易比较优势的稳定性状况，甚至每一种产品的比较优势稳定性情况都不太明显。这一方面是由于检验周期比较短，另一方面也表明中国服务贸易的贸易模式和比较优势的动态性还没有达到一个稳态收敛的阶段。

作者：成祖松单位：安徽工业大学商学院 河海大学商学院