ABSTRACT

Firstly, statistic analysis of commodity structure of China’s service export will be given. And then we build models involving commodity structure of China’s service export and its influence factors, using relevant annual data from 1997 to 2013. To conclude, the related industries (trade in goods exports), the technical level (of the Internet), exchange rate, service trade openness and the actual utilization of foreign trade commodity structure of exports serve the main factors of China’s export commodity structure of trade in services.

Keywords:Commodity Structure of Trade in Services, Multiple Regression, Influence Factors

我国出口服务贸易商品结构影响因素研究

张家瑾¹，徐倩²

¹对外经济贸易大学，北京

²中国国际石油化工联合有限公司，北京

Email: zhangjj.22@163.com, xuqian@unipec.com.cn

收稿日期：2015年8月27日；录用日期：2015年9月25日；发布日期：2015年9月29日

摘 要

本文对我国出口服务贸易商品结构进行了统计分析，并利用我国1997年~2013年相关数据建模，对我国出口服务贸易商品结构及其影响因素进行实证分析。分析结果显示，相关产业(货物贸易出口)、技术水平(互联网发展)、汇率水平、服务贸易开放度和实际利用外资额是影响我国出口服务贸易商品结构的主要因素。

关键词 :服务贸易商品结构，多元回归，影响因素

1. 引言

随着经济全球化进程的推进和全球经济重心的转移，国际贸易格局不断调整，服务贸易已成为各国贸易竞争的新目标和促进世界经济增长的新动力，服务贸易商品结构也呈现出从以运输、旅游为主的劳动、资本密集型传统贸易向以金融保险、信息技术为代表的知识、技术密集型新型贸易转移的趋势。

我国服务贸易起步虽晚，增速却远高于世界平均水平，但我国服务贸易逆差逐年加大问题却不容小觑。此外，我国服务贸易商品结构发展失衡愈发明显，传统服务贸易额比重偏高，现代服务贸易部门则增长缓慢，这与世界服务贸易商品结构的发展趋势大相径庭。因此，研究出口服务贸易商品结构的影响因素，以适应经济发展与转型，对我国制定优化服务贸易结构相关政策、提升出口服务贸易竞争力有着重要的理论意义和现实意义。

从理论方面讲，服务贸易对我国经济发展作用愈发重要，但我国对服务贸易研究起步较晚，关于我国服务贸易结构及影响因素的定量研究较少。因此，从理论上阐述促进我国出口服务贸易商品结构发展及转型的内在动因，有助于完善我国服务贸易结构理论。通过对我国服务贸易商品结构问题的研究，找出我国服务贸易结构变化的原因，可以更好地掌握服务贸易发展的整体趋势，这将对未来构建服务贸易相关理论模型，制定相关政策提供有益参考。

从现实层面讲，随着全球产业结构升级与经济转型，尤其在金融危机、欧洲债务危机后，全球服务业面临大量转移和重新分配的契机 [1] 。有关我国出口服务贸易结构的研究对于我国制定相关的政策措施，扩大服务贸易出口，开拓国际市场以及保护本国市场，具有十分重要的现实意义。

2. 我国出口服务贸易商品结构统计分析

表1显示，我国出口服务贸易总额由1997年的245.04亿美元增至2013年的2105.9亿美元，增长了近9倍；尤其是加入WTO后，我国对外开放程度进一步加深，与国外的联系更加紧密，服务贸易出口额不断攀升。2013年，我国服务贸易进出口总额首次突破5000亿美元，服务出口则实现2011年以来的首次两位数增长。

2013年，我国高附加值服务出口继续呈现稳步增长势头，成为服务贸易结构调整的重要推动力。其中，咨询服务、保险服务、计算机和信息服务分别增长21.2%、20%与6.8%；金融服务出口增速居首，达54.2%；传统服务贸易方面，旅游出口总额居各类服务之首，同比增长3.3%，而运输、建筑服务增速均有小幅下滑，分别为3.2%与13%。

表2显示，旅游、运输、其他商业服务一直是我国服务贸易出口的三大主要行业，而旅游服务出口比重一直居首位。

表1. 1997年~2013年我国各类服务贸易出口额(单位：亿美元)

数据来源：WTO国际贸易统计数据库、中国商务部、国家外汇管理局 [2] 。

表2. 1997年~2013年我国各类出口服务贸易占总出口服务贸易比重(单位：%)

数据来源：WTO国际贸易统计数据库、中国商务部、国家外汇管理局。

1997~2013年间，旅游服务出口一直占我国服务出口总额的24%以上，2001年比重最高，达54.07%；其他商业服务紧跟其后，其出口占我国服务贸易出口总额的20%左右，但近年呈逐年下降趋势，2012年甚至达到14.92%。相较之下，保险、金融、咨询以及专有权利使用费等服务贸易出口额占我国服务出口总额的比重则较小，虽然其比重呈不断上升趋势，但总体来讲所占比重还较小。

图1显示，传统服务贸易呈现先上升后下降的趋势，2013年之前一直占服务贸易出口的50%以上，2001年比重最高，达70.69%，此后逐年下降，2013年为47.47%。新型服务贸易基本呈上升趋势，尤其2001年经历小幅下滑后，完全呈上升趋势，从2001年的7.18%上升到2013年的33.94%，13年间增长近5倍，并在2008年比重首次超过其他商业服务。其他商业服务比重大体呈逐年下降趋势，期间偶有小幅反弹，2008年后已位于新型服务贸易之后。

综上分析得出，目前我国出口服务贸易仍然较大程度依赖自然禀赋和劳动密集型服务业且总体竞争力低；而具有获取高附加值能力且对经济增长有内生作用的知识技术密集型服务业贸易呈缓慢增长趋势，但比重偏低，逆差较大。

3. 服务贸易影响因素的相关研究及我国出口服务贸易商品结构影响因素说明

本文分别归纳了国内外学者有关服务贸易影响因素的研究，如表3、表4所示。

在前人研究的基础上，本文选出12类影响出口服务贸易商品结构的因素，如表5、表6所示。

基于全面性、实用性和数据可获得性原则，在本文的实证分析中，我们选择经济规模，产业结构，人力资本，技术进步，直接投资等几方面进行实证分析。鉴于这些变量度量标准不统一，且变量之间可能有多重共线性，本文将选择取使模型最优化的结果。

图1. 1997年~2013年我国出口服务贸易结构变化趋势

表3. 国内有关服务贸易影响因素的研究

表4. 国外关于服务贸易影响因素研究

表5. 我国出口服务贸易商品结构影响因素说明

表6. 我国出口服务贸易商品结构各类影响因素数据

数据来源：中国统计年鉴、WTO国际贸易统计数据库、中国商务部 [2] 。

4. 我国出口服务贸易商品结构影响因素实证分析

4.1. 模型建立与数据说明

建立多元回归模型为：

(4.1)

其中，y为研究对象，即我国出口服务贸易总额(y_a)、传统服务贸易额(y_o)和新型服务贸易额(y_m)及其具体分类。本文服务贸易分类以我国服务贸易统计表中服务贸易商品结构为准，包括运输服务(y_t)，旅游服务(y_tr)，建筑服务(y_ar)，通讯服务(y_c)，保险服务(y_i)，金融服务(y_f)，计算机和信息服务(y_co)，专有权利使用费和特许费(y_s)，咨询(y_cn)，广告、宣传(y_ap)，电影、音像(y_m)，其他商业服务(y_e)。由于其他商业服务包含的服务种类众多繁杂，且影响因素确定难度大，故本文不予研究。传统服务贸易包括运输(y_tr)，旅游(y_tr)，建筑(y_ar)三类，其余出口服务贸易，包括通讯服务(y_c)，保险服务(y_i)，金融服务(y_f)，计算机和信息服务(y_co)，专有权利使用费和特许费(y_s)，咨询(y_cn)，广告、宣传(y_ap)，电影、音像(y_m)为新型服务贸易。

多元回归方程中，x为解释变量，包括第三产业就业人员(x_p)、高等教育在校生数(x_e)、我国在外直投(贷) (x_i)、人均GDP (x_m)、货物出口总额(x_g)、实际利用外资额(x_d)、人均研究与试验发展经费支出(x_s)、互联网发展水平(x_w)、金融深化程度(x_f)、第三产业占gdp比率(x_t)、汇率(x_r)以及服务贸易开放度(x_o)。

在这里要提出的是：互联网资源包含相互区别又相互联系的多种类型，IP地址、域名、网站、网页、国际出口带宽是目前衡量互联网资源状况的主要指标。为此，本文选择IP地址、域名、网站、国际出口带宽作为衡量互联网资源状况的主要指标，数据来自1997年~2014年1月中国互联网络信息中心每半年发布的《中国互联网络发展状况统计报告》，如表7所示。

为能够综合体现我国互联网发展趋势，本文采取主成分分析法提炼互联网指数。首先，对以上数据进行KMO和Bartlett检验，运用软件SPSS20.0，检验结果如图2所示。

KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)检验统计量是用于比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标。主要应用于多元统计的因子分析；Bartlett球形检验主要是用于检验数据的分布，以及各个变量间的独立情况。KMO检验系数 > 0.5，巴特利特球体检验的显著性概率，即Sig值 < 0.05时，数据才有结构效度，才能进行因子分析，本例中，0.632 > 0.5，Sig < 0.05，满足以上条件，因此可以进行因子分析。图3为总方差解释。

根据因子分析得出的结果，第一个因子累计贡献率已达90%，大于85%，因此取一个主成分即可。此外，相关系数矩阵特征根为3.603，如图4所示。

根据标准化后的成分矩阵得到自变量系数对应系数，由此得到互联网指数的表达式。

(4.2)

4.2. 主成分回归分析

主成分分析的基本思想是：将多个具有一定相关性的变量通过线性变换，以重新组合成一组新的综合指标来进行分析。提取主成分之后，计算主因子系数并推算各因子的标准化系数，最后将各因子的得分进行排序。

4.2.1. 主成分因子提取

对12类影响出口服务贸易商品结构的因素提取主成分因子，首先对其进行KMO与Bartlett球体检验，如图5所示。

如前所述，KMO值为0.745，大于0.5；球体检验结果sig.值也符合条件，因此可以进行因子分析，图6为总方差解释。

表7. 1997年~2013年我国互联网资源

数据来源：中国互联网络信息中心——中国互联网络发展状况统计报告 [15] 。

图2. KMO与Bartlett球体检验

图3. 总方差解释

图4. 成分矩阵

图5. KMO与Bartlett球体检验

图6. 总方差解释

根据总方差解释，需要两个因子可解释所有因变量的91.245%，因此命名为，。图7为 成分矩阵标准解。两个主因子计算公式为：

(4.3)

(4.4)

图7. 成分矩阵

4.2.2. 主成分回归

本文对研究对象我国出口服务贸易总额(y_a)、传统服务贸易额(y_o)、新型服务贸易额(y_m)以及服务贸易各项小类.包括运输服务(y_t)、旅游服务(y_tr)、建筑服务(y_ar)、通讯服务(y_c)、保险服务(y_i)、金融服务(y_f)、计算机和信息服务(y_co)、专有权利使用费和特许费(y_s)、咨询(y_cn)、广告、宣传(y_ap)、电影、音像(y_m)、其他商业服务(y_e)以及自变量主因子、进行单位根检验，均为一阶单整。为了减小序列相关性与异方差性，我们对各变量取对数，并检查其平稳性，发现变量为一阶单整，如表8所示。

建立主成分回归方程：

(4.5)

用Eviews7.2软件对模型进行基于回归残差的EG检验，将研究对象：各类服务贸易对自变量x_fin, x_pr, x_int进行回归。

表9所示，从回归结果看，除金融服务和电影音像类，其余模型R2均达到0.7以上，甚至0.9，说明模型拟合度较好。

对每个模型e残差的单位根进行检验，结果如表10所示。

从检验结果来看，在1%, 5%, 10%的显著性水平下，单位根检验的MacKinnon临界值分别为：−3.920、3.066和−2.673。对e残差进行单位根检验，其中服务贸易出口总额、信息通讯类统计量小于1%时的临界值，出口服务总额、传统服务贸易、新型服务贸易、金融、保险和广告类统计量小于10%时的临界值，其余均小于5%时的临界值。表明各个模型残差不存在单位根，是平稳序列，即说明被解释变量与解释变量之间存在协整关系。根据协整检验基本思想，多个非平稳经济变量的某种线性组合是平稳的，虽然被解释变量出口服务贸易商品结构(y)，解释变量三产就业人员(x_p)、高等教育在校生数(x_e)、我国在外直投(贷)

表8. 平稳性检验结果

表9. 1997年~2013年我国服务贸易出口结构主成分回归

注：回归结果第二列为t统计量，各系数统计量至小数点后三位。

表10. EG检验结果

(x_i)、人均GDP (x_m)、货物出口总额(x_g)、实际利用外资额(x_d)、人均研究与试验发展经费支出(x_s)、互联网发展水平(x_w)、金融深化程度(x_f)、第三产业占gdp比率(x_t)、汇率(x_r)、服务贸易开放度(x_o)为非平稳序列，但其对数模型的线性组合却存在稳定关系。因此，各变量间有长期均衡关系，即上述回归方程合理。

4.2.3. 主成分回归结果分析

根据主成分回归分析结果发现，第三产业就业人数、高等教育在校生数、货物贸易出口总额为影响出口服务贸易总额的三个主要因素；而传统服务贸易高等教育在校生数、服务贸易发展水平(第三产业占gdp比率)和服务贸易开放度对我国出口贸易的影响最大；新型出口服务贸易中，需求(人均gdp)、我国在外直接投资额、实际利用外资额则为三个最主要因素。

如表11所示，从各类影响因素看，我国在对外直投资额、人均gdp、货物出口总额、金融深化程度、人均研究与试验发展经费支出均与各小类服务贸易出口呈正相关关系，只有个别如通信服务、电影音像影响不明显或呈负相关关系；而汇率则与出口服务贸易呈显著负相关关系，这些与现实相契合。但与此同时应注意到，服务贸易开放度理应促进出口服务贸易，但主成分回归结果中，服务贸易开放度仅促进运输、旅游服务、电影音像等出口服务，而与其他服务贸易则反向相关；究其原因，可能是我国这些新型服务贸易尚属幼稚产业，服务贸易开放度的过度增大反而会抑制其出口，或者因为本文影响因素间的多重共线性影响到主成分分析的系数，导致误差。此外，服务贸易发展水平(第三产业占gdp比重)也与多类服务贸易呈负相关关系。

由于主成分分析法将所有备选自变量均考虑在内，并且只提取最具代表性的成分，对于各成分间的多重共线性缺乏考虑 [16] ；并不能完全代表变量间的关系。本系数表中，服务贸易发展水平(第三产业占gdp比率)对建筑服务、金融服务、咨询服务等多项贸易类别均产生负面作用，这与经济学原理和现实有所差距。

为能够更加显著、完善地表示各类影响因素与出口服务贸易结构间的关系，本文下文采取另一种方法即逐步回归方法对此进行研究。

4.3. 逐步回归分析

逐步回归分析法的基本思想是：对全部自变量按照其对因变量影响程度的大小依次引入多元回归方程，并随时对回归方程中所含的全部变量进行检验，看其是否仍然显著，如不显著将其剔除[17] 。在回归方程中所含的所有自变量对因变量的作用均显著的情况下，再考虑引入新变量，如此反复，直到再没有显著因子可以引入，也没有不显著的变量需要剔除为止。

4.3.1. 数据处理与说明

为消除自相关的影响，使得时间序列数据稳定，对各类服务贸易y取log；同时对x_p (第三产业就业

表11. 主成分回归结果——影响因素系数

注：^*表示对此类服务贸易影响程度最大的因素。

人员)、x_i (我国在外直投(贷)、x_g (货物出口总额)、x_d (实际利用外资额)、x_s (人均研究与试验发展经费支出)、x_w (互联网指数)进行log处理；除x_e (高等教育在校生数)、x_t (第三产业占gdp比率)、x_m (人均GDP)三个指标，其余均为一阶平稳，因此可以进行多元回归。

表12所示，标有“*”的变量(旅游服务)、x_r (汇率)， (对外投资)，x_f (金融深化程度)的MacKinnon值与其他变量不同，分别为−4.000 (1 &临界值)，−3.099 (5%临界值)，−2.690 (10%临界值)；因此该四类变量仍为一阶单整。

表12. 因变量、自变量平稳性检验结果

由于之前用主成分回归法结果中发现某些因素回归系数与现实相反，同时从数据来看，自变量应存在多重共线性，为便于逐步回归法操作，将自变量的相关关系如表13所示。

由上表可以看出，x_p (第三产业就业人数)与货物出口总额、x_s (人均研究与试验发展经费支出)、x_w (互联网指数)间都有较强的多重共线性，其他因素间也存在此种情况，可以此为逐步回归法的参照与检验标准之一。

4.3.2. 逐步回归结果分析

构建多元回归方程：

(4.6)

其中，代表各类服务贸易出口额，，代表各类影响因素。回归结果如表14、表15所示。

由表15可以看出，影响服务贸易出口总额的因素为：货物贸易出口总额 > 汇率 > 实际利用外资额 > 服务贸易开放度 > 互联网发展水平；而影响传统服务贸易出口与新型服务贸易额的主要因素基本相同，包括货物贸易出口总额、汇率以及互联网发展水平，但传统服务贸易更加受服务贸易开放度的影响，人均研究与试验发展经费代表的科技发展水平对新型服务贸易产生的影响更大。除此之外，我国外投资额、金融深化程度、第三产业就业人数也成为影响特定服务贸易行业的主要因素。

从细分服务贸易商品结构来看，货物贸易出口总额、汇率以及互联网发展水平依然为影响各小类服务贸易的主要因素；相较之下，新型服务贸易更容易受金融深化程度的影响，除通信服务、专有权利使用费和特许费以及电影、音像三种服务贸易外，其余新型服务贸易均受到金融深化程度的影响。此外值得一提的是，在本次模型回归结果中，人均研究与试验发展经费成为影响计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费以及电影服务的最主要因素。

从影响因素来看，货物出口总额是影响出口服务贸易总额(包括传统服务贸易、新型服务贸易，以及运输服务、咨询服务、电影音像服务出口)的最主要因素，此外它还是影响建筑服务、保险服务、专有权利使用费和特许费的主要因素。这说明从现实数据来看，尽管我国货物贸易与服务贸易联动效应不明显，

表13. 自变量相关系数

表14. 逐步分析回归结果——主要影响因素

表15. 逐步分析回归结果——系数

前者较后者更加发达，但从模型回归结果看，货物贸易出口额仍为服务贸易出口最大的影响因素，尽管货物贸易和服务贸易是两种相对独立的贸易形式，但货物贸易带来的潜在服务贸易机会不可小觑，例如保险、计算机和信息服务、咨询等新型知识型服务业，都是与货物贸易相关和配套的服务行业。

上表同时显示，互联网发展水平与服务贸易出口总额、运输服务、旅游服务等传统服务贸易，专有权利使用费和特许费，计算机和信息服务等新型服务贸易显示出显著的正向相关关系。作为一国信息化发展水平指标的互联网，如果其发展是正向的，即代表该国信息化水平增强，服务贸易市场信息不对称的情况也会有所缓解。一国信息化水平越高，以互联网为媒介的服务贸易越能节省空间距离和时间成本，合作范围也就越广，继而服务贸易领域的市场空间会进一步扩大，高新知识与科技技术的扩散会进一步加快，服务贸易额进一步提高。

汇率水平也是影响我国各类出口服务贸易的主要因素。除金融服务、咨询、专有权利使用费和特许费、广告宣传、电影音像、计算机和信息服务等新型服务贸易外，其余大多传统服务贸易出口额均与汇率水平呈负相关关系。人民币汇率直接决定出口服务贸易成本，从而影响服务贸易商品价格。另一方面，汇率会引起国内外相对收入变化，一旦汇率提高，则会抑制该国或地区服务贸易出口。

5. 结论

通过上述研究，本文得出如下结论：

我国服务贸易在出口额与贸易方式拓展等方面发展迅速,但相对于我国货物贸易发展滞后，且与发达服务贸易强国发展水平相差较大。第二，我国出口服务贸易商品结构更加偏重传统服务贸易，如运输服务、旅游服务，而此类服务附加值不高；高附加值出口服务类别，如金融服务、计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费等在我国出口服务贸易额中比重较低。第三，相关产业(货物贸易出口)、技术水平(互联网发展)、汇率水平、服务贸易开放度、实际利用外资额、金融深化程度是我国出口服务贸易商品结构的主要影响因素。根据理论研究与实证研究的结果，货物贸易出口额、金融深化程度、互联网发展水平、服务贸易开放度对我国服务贸易出口具有正向作用，而汇率增长则有抑制作用，其中货物贸易出口额与汇率是影响我国服务贸易出口的主要因素。

因此，优化我国出口服务贸易商品结构应从充分发挥货物贸易作用、提高服务贸易开放度、加大科研技术要素与资本积累等四方面展开行动。具体包括：重视货物贸易中蕴涵的服务贸易机会，采取降低出口退税以及政策鼓励等方式鼓励货物贸易进出口，以货物贸易带动服务贸易出口；把握好服务贸易开放度，既要积极引进外资、缓解资本短缺的不足、利用溢出效应吸收国外成熟技术，又要保护好国内朝阳产业；增强我国金融深化程度，以促进金融服务等新型服务贸易出口，同时防范汇率对贸易出口带来的风险；提升互联网发展水平，加强包括通讯系统和信息技术设施在内的服务基础设施建设，加大科研试验、互联网等技术要素投入，提高服务贸易出口附加值。

文章引用

张家瑾,徐 倩, (2015) 我国出口服务贸易商品结构影响因素研究
Study on the Influence Factors of Commodity Structure of China’s Service Export. 世界经济探索,03,59-76. doi: 10.12677/WER.2015.43007

参考文献 (References)