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1我國(guó)服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力影響因素分析

1.1基于遺漏變量檢驗(yàn)的回歸分析

在初步確定完影響因素之后，我們先利用EVIEWS軟件對(duì)以上五個(gè)自變量與服務(wù)出口占國(guó)際市場(chǎng)的比重（Y）這一因變量進(jìn)行回歸分析，建立模型如下。由（1）式可知，以上回歸式雖然R2值較高，DW值也接近于2，但有兩個(gè)變量的T統(tǒng)計(jì)值不顯著，即SCZ變量和FDI變量，而且FDI變量的系數(shù)為負(fù)值，這也不符合其經(jīng)濟(jì)含義，故我們猜測(cè)FDI這個(gè)變量是個(gè)多余變量，接下來，本文采取遺漏變量檢驗(yàn)法研究。該方法一般用來研究關(guān)聯(lián)變量間的相關(guān)性及其相關(guān)程度。為此，提出原假設(shè)H0，假設(shè)變量間的關(guān)聯(lián)性不顯著，構(gòu)造F檢驗(yàn)方程如下。LR為加入變量，自由度等于約束條件數(shù)，其統(tǒng)計(jì)量服從x2分布，Lr和Lu分別為有、無(wú)約束條件下計(jì)量獲得的對(duì)數(shù)極大似然函數(shù)。如果加入LR實(shí)施估計(jì)后，Lu計(jì)量值超過給定臨界值，并得到顯著提高，則可以確認(rèn)LR為加入變量，應(yīng)該植入F統(tǒng)計(jì)模型。在（2）式的基礎(chǔ)上，我們對(duì)FDI這個(gè)變量進(jìn)行遺漏檢驗(yàn)，得結(jié)果于表1所示。由（2）式可知，當(dāng)去掉FDI變量之后，回歸式的結(jié)果較理想，各系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)值都較顯著，而且系數(shù)值也都大于零，這與其經(jīng)濟(jì)含義一致。

1.2基于拉姆齊檢驗(yàn)的回歸分析

拉姆齊（Ramsey）曾提出了一個(gè)一般性設(shè)定誤差檢驗(yàn)，即RESET回歸設(shè)定誤差檢驗(yàn)，我們先來介紹一下這個(gè)檢驗(yàn)的操作步驟。其中：SR為第一步中回歸的殘差平方和，即約束模型的殘差平方和，S為第二步中回歸的殘差平方和，即無(wú)約束模型的殘差平方和，g為約束條件的個(gè)數(shù)，這里是g=3。F>F(g,n-k-1)拒絕原假設(shè)，否則接受原假設(shè)。而F的臨界值為18，因此其統(tǒng)計(jì)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于臨界值，不接受模型誤設(shè)的原假設(shè)。

2我國(guó)服務(wù)貿(mào)易及其影響因素的協(xié)整分析

為了檢驗(yàn)服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力與其影響因素之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，該部分我們對(duì)以上的因變量和自變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。為了防止出現(xiàn)謬誤回歸，因此我們?cè)谶M(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，先對(duì)這些變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可知，各個(gè)序列的原序列和一階差分序列在1%的臨界值下都是不平穩(wěn)的，而在二階差分之后的序列在1%的臨界值下都是平穩(wěn)的，因此各序列都是二階單整序列，即I(2)序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求。接下來我們運(yùn)用E-G兩步法來對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力及其影響因素進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，我們利用（2）式來進(jìn)行殘差檢驗(yàn)，即如果殘差序列是平穩(wěn)的，那么（2）式即存在顯著的協(xié)整關(guān)系。運(yùn)用EVIEWS軟件可得（2）式殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。由表3可知，殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果是平穩(wěn)序列，說明我國(guó)的服務(wù)出口占國(guó)際市場(chǎng)的比重與我國(guó)的市場(chǎng)化指數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、人均GDP總值以及貨物貿(mào)易開放度是呈現(xiàn)長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的。

3我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的發(fā)展趨勢(shì)預(yù)測(cè)

該部分我們根據(jù)以上分析結(jié)果，利用該四個(gè)影響因素對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行預(yù)測(cè)，首先運(yùn)用VAR自回歸方法可建立以下預(yù)測(cè)模型：利用EVIEWS軟件可得2014~2018年的我國(guó)服務(wù)出口占國(guó)際市場(chǎng)的比重的預(yù)測(cè)值見表4所示。由圖3可知，我國(guó)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力即占國(guó)際市場(chǎng)的比重在今后幾年內(nèi)將仍然呈現(xiàn)出顯著的上升趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)率達(dá)到9%，相當(dāng)于GDP的增速，2017年和2018年的比重分別達(dá)到了7.9%和8.2%。其中2015年會(huì)有稍許下降，而2016年又迅速回升，這說明我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力在未來幾年國(guó)際市場(chǎng)的激烈競(jìng)爭(zhēng)中仍然是比較樂觀的，這與我國(guó)貨物貿(mào)易的強(qiáng)勁增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)以及第三產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展、人均GDP的迅速提高是分不開的，也是與我國(guó)將來幾年宏觀經(jīng)濟(jì)所處的階段分不開的，當(dāng)前最重要的是要著力于改變我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的粗放型增長(zhǎng)方式及服務(wù)貿(mào)易長(zhǎng)期處于逆差狀況。

4結(jié)論

本文以我國(guó)服務(wù)貿(mào)易占國(guó)際市場(chǎng)的比重為指標(biāo)，通過對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口競(jìng)爭(zhēng)力的現(xiàn)狀及其影響因素的分析，得知我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的不斷提升與我國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力的迅速增長(zhǎng)、服務(wù)業(yè)比重的不斷擴(kuò)大有著密切關(guān)系。本文結(jié)論如下：（1）從規(guī)模上來看，服務(wù)貿(mào)易呈現(xiàn)出增速快、規(guī)模不斷擴(kuò)大、占國(guó)際市場(chǎng)比重不斷趨于上升的特征，但從質(zhì)量上來看，服務(wù)業(yè)出口的粗放式增長(zhǎng)特征依然較明顯，例如與進(jìn)口總額相比，增長(zhǎng)速度依然偏慢，服務(wù)貿(mào)易持續(xù)逆差，且日益擴(kuò)大等。（2）我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力還出現(xiàn)了一個(gè)顯著的特征，即我國(guó)服務(wù)出口占國(guó)際市場(chǎng)比重的時(shí)間序列在1992年發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變，在那之后占國(guó)際市場(chǎng)的比重上升幅度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于之前。（3）以我國(guó)的市場(chǎng)化指數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)比重、人均GDP總值、FDI以及貨物貿(mào)易開放度作為自變量，并與1992~2012年的服務(wù)出口比重這個(gè)因變量進(jìn)行了回歸分析，回歸之后通過遺漏變量檢驗(yàn)得知，F(xiàn)DI對(duì)因變量的影響不顯著，表明我國(guó)的FDI對(duì)服務(wù)出口的帶動(dòng)效應(yīng)不夠強(qiáng)勁，其次通過拉姆齊檢驗(yàn)得知其余幾個(gè)變量的影響都較顯著，回歸結(jié)果也較理想。（4）通過協(xié)整檢驗(yàn)得知，這幾個(gè)變量之間還存在顯著的長(zhǎng)期穩(wěn)定和長(zhǎng)期均衡關(guān)系，再次驗(yàn)證了這幾個(gè)變量對(duì)我國(guó)服務(wù)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的顯著作用。

作者：張艷芳張祎單位：中國(guó)地質(zhì)大學(xué)公共管理學(xué)院校友與社會(huì)合作處國(guó)土資源部國(guó)土資源法律評(píng)價(jià)工程重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室