我國服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究.doc

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1、我國服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究　[摘要]本文根據(jù)我國1997年～2007年的對外貿(mào)易數(shù)據(jù)，通過格蘭杰檢驗(yàn)分析了服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的因果關(guān)系結(jié)果，表明我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展的原因。通過進(jìn)一步對時(shí)間數(shù)列的平穩(wěn)性分析、協(xié)整檢驗(yàn)、最終建立誤差修正模型，并對計(jì)量結(jié)果進(jìn)行分析，分析了我國服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易在長期和短期推動作用的大小，發(fā)現(xiàn)我國的服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易的短期彈性大于長期彈性，并根據(jù)計(jì)量結(jié)果進(jìn)行分析并提出政策建議?！　關(guān)鍵詞]服務(wù)貿(mào)易貨物貿(mào)易因果關(guān)系協(xié)整分析誤差修正模型　　　　一、文獻(xiàn)綜述　　過去的研究中有的學(xué)者運(yùn)用傳統(tǒng)的貿(mào)易理論解釋其根源，其中R.J.

2、Langhammer的研究認(rèn)為發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家之間的服務(wù)貿(mào)易模式與其自身的資源稟賦有著密切的關(guān)系，B.Heokman和G.Karsenty認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易的比較優(yōu)勢與國家的收入水平正相關(guān)，但是收入水平低的發(fā)展中國家在某些服務(wù)貿(mào)易部門也擁有比較優(yōu)勢。B.Chosh通過驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家在世界服務(wù)貿(mào)易中的地位不斷上升?！　Ψ?wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易的關(guān)系問題的研究中，加拿大學(xué)者James.Melvin于1989年提出貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易之間存在逆向相關(guān)關(guān)系，謝康通過實(shí)證分析認(rèn)為貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易有互補(bǔ)性。程南洋、于金花分析了貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的相關(guān)關(guān)系，貨物貿(mào)易影響著服務(wù)貿(mào)易

3、的結(jié)構(gòu)變動。綜上所述，已有研究普遍認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易與貨物貿(mào)易有逆向相關(guān)關(guān)系，貨物貿(mào)易影響服務(wù)貿(mào)易，但運(yùn)用誤差修正模型估計(jì)貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易的變動關(guān)系的研究并不多見?！　”疚脑噲D利用1997年以來我國國際收支平衡表的分類和數(shù)據(jù)，進(jìn)行協(xié)整分析，建立誤差修正模型，對服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行分析?！　《?、數(shù)據(jù)的處理與模型的建立與實(shí)證結(jié)果分析　　1.變量的選取和處理　　本文從國家外匯管理局的網(wǎng)站上收集了1997年至2007年的國際收支平衡表，通過處理得到了1997年以來我國的貨物貿(mào)易額和服務(wù)貿(mào)易額的數(shù)據(jù)。用lntg表示貨物貿(mào)易額的對數(shù)形式，用lnts表示服務(wù)貿(mào)易額的對數(shù)形式

4、?！　?.時(shí)間數(shù)列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)?！　榱吮苊獬霈F(xiàn)偽回歸的結(jié)果，首先對兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間數(shù)列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。分別對lntg和lnts分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。　　沒有時(shí)間趨勢項(xiàng)、只有截距項(xiàng)的情況下，lntg的ADF檢驗(yàn)結(jié)果（表1）：　　結(jié)果表明，lntg的ADF值為-4.912487，小于在1%的顯著性水平下的臨界值-4.8875?！　≡跊]有時(shí)間趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的情況下，lnts的ADF檢驗(yàn)結(jié)果（表2）：3　　結(jié)果表明，lnts的ADF值為3.575294，小于在1%的顯著性水平下的臨界值-3.0507。這說明lntg和lnts的二階差分是嚴(yán)格平穩(wěn)的，都是I（2）序列?！　?.

5、協(xié)整分析。　　lntg和lnts的二階差分是平穩(wěn)的，說明lntg和lnts都是二階單整的，兩者之間可能存在長期的均衡關(guān)系。　　對lnts和ints進(jìn)行簡單的OLS回歸分析，結(jié)果如下（表3）：　　計(jì)量結(jié)果分析：常數(shù)項(xiàng)的t=0.218184值小于5%顯著性水平下的臨界值2.201，不能通過檢驗(yàn)，說明常數(shù)項(xiàng)不顯著異于零，所以剔除常數(shù)項(xiàng)再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如下（表4）：　　計(jì)量結(jié)果分析：　　(1)該回歸中雖然決定系數(shù)的值有所下降，但變化極小，只有0.000322，可以忽略不計(jì)?！　?2)但是自變量系數(shù)的t值明顯提高，大于1%顯著性水平下的臨界值3.106。所以選擇對第二個(gè)模

6、型進(jìn)行檢驗(yàn)?！　?3)DW值也在可接受的范圍之內(nèi)，當(dāng)k=1，n=11時(shí)，dU=1.010，dU　　可以確定兩者的長期均衡關(guān)系為　　lntgt=1.123019lntst+Rt　　從模型中可以看出服務(wù)貿(mào)易對貨物貿(mào)易的長期彈性是1.123019，對長期數(shù)據(jù)的計(jì)量分析，服務(wù)貿(mào)易額的變化率變動一個(gè)單位，貨物貿(mào)易的變化率將隨之將變化1.123019個(gè)單位?！　?.建立誤差修正模型　　把上一步中長期均衡模型中的殘差的滯后一期和lnts作為變量，重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下（表5）：　　△lntgt=1.243653△lnts-1.245807Rt-1　　型中可以看出服務(wù)貿(mào)易對貨

7、物貿(mào)易的短期彈性是1.243653。從短期看，服務(wù)貿(mào)易額的變化率變動一個(gè)單位，貨物貿(mào)易的變化率將隨之變化1.243653個(gè)單位。　　5.對lntg和lnts進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。　　運(yùn)用Eview軟件進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下（表6）：　　第一個(gè)假設(shè)的F統(tǒng)計(jì)量的值小于臨界值，接受原假設(shè)即貨物貿(mào)易發(fā)展不是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的原因。第二個(gè)假設(shè)的F統(tǒng)計(jì)量的值大于臨界值，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)即服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展的原因。　　雖然有的定性分析研究和理論分析表明，貨物貿(mào)易能夠促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，但是單純根據(jù)數(shù)據(jù)的計(jì)量分析結(jié)果得出的結(jié)論為：服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展是貨物貿(mào)易發(fā)展原因，而貨

8、物貿(mào)易的發(fā)