基于主成分分析的我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力影響因素研究

舒燕，林龍新

（1.暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院，廣東廣州510632；2.廣州中醫(yī)藥大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東廣州510006；3.暨南大學(xué)信息科學(xué)技術(shù)學(xué)院，廣東廣州510632）

基于主成分分析的我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力影響因素研究

舒燕1，2，林龍新3

（1.暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院，廣東廣州510632；2.廣州中醫(yī)藥大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東廣州510006；3.暨南大學(xué)信息科學(xué)技術(shù)學(xué)院，廣東廣州510632）

提高服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著緊迫而重要的現(xiàn)實(shí)意義。以波特的“鉆石模型”為分析框架，通過搜集1985年—2008年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用主成分分析方法從原始變量中提取2個(gè)主成分，建立回歸模型，實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)各主成分對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響。研究結(jié)果表明，需求條件和制度因素顯著影響服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力；相關(guān)支持產(chǎn)業(yè)影響次之；要素投入尤其是初級(jí)生產(chǎn)要素對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力影響最小。

服務(wù)貿(mào)易；競(jìng)爭(zhēng)力；鉆石模型；主成分分析

一、引言

20世紀(jì)60年代以來，全球化的深入發(fā)展和全球產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整推動(dòng)著服務(wù)業(yè)在世界經(jīng)濟(jì)中的地位不斷攀升，世界經(jīng)濟(jì)由原來倚重自然資源和制造業(yè)的國(guó)別型經(jīng)濟(jì)逐步向倚重信息資源和服務(wù)業(yè)的區(qū)域型和全球型經(jīng)濟(jì)過渡。在全球服務(wù)型經(jīng)濟(jì)格局中，服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展水平已經(jīng)成為衡量一個(gè)國(guó)家現(xiàn)代化水平的重要標(biāo)志。

改革開放以來，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易總量不斷增加，增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)高于世界平均水平，全面發(fā)展的格局已經(jīng)初步形成。①據(jù)WTO統(tǒng)計(jì)，1982年，中國(guó)服務(wù)貿(mào)易占世界服務(wù)貿(mào)易的比重不足0.6%，居世界第34位；2008年，提高到4.2%，居世界第5位。大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，推進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)，是我國(guó)轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長(zhǎng)方式、從貿(mào)易大國(guó)走向貿(mào)易強(qiáng)國(guó)的必然選擇。開展我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素研究，對(duì)于促進(jìn)有效參與國(guó)際分工和提升整體國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

在服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的規(guī)范研究方面，國(guó)外學(xué)者Sapir(1981)指出有形資本稟賦充裕的國(guó)家在運(yùn)輸業(yè)方面有比較優(yōu)勢(shì)，人力資本豐裕的國(guó)家在保險(xiǎn)和其他私人服務(wù)業(yè)擁有比較優(yōu)勢(shì)[1](p339-355)。Deardorf(1985)在比較優(yōu)勢(shì)理論對(duì)服務(wù)貿(mào)易的適用性問題上取得突破性進(jìn)展，說明比較優(yōu)勢(shì)是一個(gè)國(guó)家發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的出發(fā)點(diǎn)[2](p39-71)。Melvin(1989)運(yùn)用H-O模型分析要素服務(wù)貿(mào)易，認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易與資本和勞動(dòng)力稟賦有關(guān)[3](1180-1187)。Burgess(1990)分析要素稟賦在服務(wù)貿(mào)易中的作用以及最終服務(wù)貿(mào)易方式選擇問題[4](p122-139)。Falvey,Gemmel(1991)說明各國(guó)不同的要素稟賦導(dǎo)致的服務(wù)價(jià)格差異是服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生的堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)[5](p1295－1309)。

在服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)證研究方面，Sapir(1982,1986)的研究指出，服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)是動(dòng)態(tài)變化和發(fā)展中國(guó)家作為潛在服務(wù)貿(mào)易出口者的作用[1](p605－622)。Langhammer(1989)通過對(duì)法國(guó)、德國(guó)、日本和美國(guó)4國(guó)服務(wù)貿(mào)易的實(shí)證分析，考察發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家之間的服務(wù)貿(mào)易關(guān)系[6]。Karsenty(1992)運(yùn)用RCA指數(shù)分析了不同收入水平國(guó)家在服務(wù)貿(mào)易上的比較優(yōu)勢(shì)[7]（p211－236）。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的研究相對(duì)較少，主要集中于指標(biāo)的測(cè)算和影響因素分析。在指標(biāo)測(cè)算方面，丁勇、朱彤（2007）[8](p93－97)，莊惠明等（2009）[9]（p83－89），殷鳳（2010）[10]（p81－88）均運(yùn)用競(jìng)爭(zhēng)力的顯示性指標(biāo)和分析性指標(biāo)對(duì)中國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行測(cè)算。在影響因素方面，鄭吉昌、夏晴（2004）[11]（p15－23），丁平（2007）[12]（p49－55），陳憲、殷鳳（2008）[13]（p113－120）探討了中國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素。

綜觀已有研究，關(guān)于服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力研究比較分散，由于研究方法單一、數(shù)據(jù)缺乏，現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中于統(tǒng)計(jì)分析指標(biāo)的測(cè)算，多數(shù)停留在一般的定性判斷與初步統(tǒng)計(jì)上，通過建立計(jì)量模型分析影響因素的研究較少。本文根據(jù)波特的“鉆石模型”選取了影響服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的15個(gè)指標(biāo)，就1985年—2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)各主成分對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）理論依據(jù)。

波特（1990）在《國(guó)家間的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)》一文中對(duì)國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)進(jìn)行了全面的分析，提出了著名的“鉆石模型”，創(chuàng)立了國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)說[14]。在國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力的決定因素中，波特指出生產(chǎn)要素、需求條件、相關(guān)產(chǎn)業(yè)與支持產(chǎn)業(yè)以及企業(yè)戰(zhàn)略等因素至關(guān)重要，就像一顆鉆石的四個(gè)基本面，機(jī)會(huì)、政府發(fā)揮著輔助作用，各種因素相互作用，相互影響，形成類似于“鉆石”模型的作用機(jī)制。

（二）指標(biāo)選擇。

1.服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的衡量指標(biāo)。服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的測(cè)度指標(biāo)數(shù)目眾多，并且各個(gè)指標(biāo)評(píng)價(jià)的側(cè)重點(diǎn)有所不同，大體可以分成分析性指標(biāo)和顯示性指標(biāo)。其中，分析性指標(biāo)用于解釋具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的原因，顯示性指標(biāo)用于說明國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的結(jié)果。筆者選取服務(wù)貿(mào)易總量作為競(jìng)爭(zhēng)力的指標(biāo)，這是一個(gè)國(guó)家服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的直接體現(xiàn)。但是由于一國(guó)的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口易受政府的干預(yù)和管制，所以選取服務(wù)貿(mào)易出口額作為因變量。

2.生產(chǎn)要素。波特將生產(chǎn)要素劃分為初級(jí)生產(chǎn)要素和高級(jí)生產(chǎn)要素。其中，初級(jí)生產(chǎn)要素主要包括自然資源、地理位置、普通勞動(dòng)力等，高級(jí)生產(chǎn)要素主要包括高級(jí)人力資本、科學(xué)技術(shù)等。具體采用的指標(biāo)有：服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)、實(shí)際使用FDI、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、在校大學(xué)生人數(shù)、高等學(xué)校數(shù)量、R&D投入經(jīng)費(fèi)和中國(guó)專利授權(quán)數(shù)。其中，在校大學(xué)生人數(shù)和高等學(xué)校數(shù)量表征人力資本和教育的普及度，R&D投入經(jīng)費(fèi)和中國(guó)專利授權(quán)數(shù)表征科學(xué)技術(shù)水平，均屬于高級(jí)生產(chǎn)要素。

3.需求條件。波特認(rèn)為國(guó)內(nèi)市場(chǎng)是服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的動(dòng)力支撐，國(guó)內(nèi)顧客對(duì)服務(wù)產(chǎn)品的需求是推動(dòng)服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的動(dòng)力。采用下列指標(biāo)：人均GDP、城鎮(zhèn)人均可支配收入、城市化水平。其中，城市化水平用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎尽?/p>

4.相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)。在服務(wù)經(jīng)濟(jì)社會(huì)中，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)與部門替代了相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)。采用的指標(biāo)有：服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、貨物出口總額、第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重。其中，服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比值求得。

5.企業(yè)戰(zhàn)略、結(jié)構(gòu)與同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)。波特指出，企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的提高關(guān)鍵取決于企業(yè)戰(zhàn)略的選擇。該因素難以具體量化，不予進(jìn)行實(shí)證分析。

優(yōu)質(zhì)服務(wù)農(nóng)民就是真金白銀。天脊集團(tuán)緊跟國(guó)家“三農(nóng)”政策，以農(nóng)民“實(shí)實(shí)在在見收益”為目標(biāo)，堅(jiān)持服務(wù)先行、堅(jiān)定服務(wù)轉(zhuǎn)型，采取專業(yè)化、精準(zhǔn)化、規(guī)范化的農(nóng)化服務(wù)體系深耕市場(chǎng)，積極開展客戶體驗(yàn)式培訓(xùn)工程、區(qū)域農(nóng)化服務(wù)提質(zhì)工程、農(nóng)化專家團(tuán)隊(duì)資源共享工程、自助平臺(tái)聚粉工程，以多渠道、立體式、全方位、交叉式為農(nóng)民零距離服務(wù)，讓農(nóng)民真正感受到服務(wù)帶來收益的同時(shí)，增強(qiáng)對(duì)天脊化肥的信賴和認(rèn)可，充分體現(xiàn)成就感、獲得感和自豪感，無形中為天脊產(chǎn)品占領(lǐng)市場(chǎng)、擴(kuò)大份額助力推動(dòng)。

6.政府與機(jī)遇。政府和機(jī)遇是服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的輔助因素。采用服務(wù)貿(mào)易開放度、廣播電臺(tái)數(shù)量進(jìn)行解釋。其中，服務(wù)貿(mào)易開放度用服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額占GDP的比重求得。機(jī)遇可遇而不可求，經(jīng)濟(jì)全球化等大的經(jīng)濟(jì)背景、信息技術(shù)等重大技術(shù)革新以及服務(wù)業(yè)革命都為服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展提供了廣闊的空間和機(jī)會(huì)。該因素難以量化，不予進(jìn)行實(shí)證分析。

（三）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源。

鑒于專利的授權(quán)數(shù)、R&D投入經(jīng)費(fèi)等數(shù)據(jù)的可獲得性，筆者以1985-2008年期間中國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力作為研究對(duì)象。由于服務(wù)貿(mào)易涉及的部門復(fù)雜，大多是無形貿(mào)易，缺乏準(zhǔn)確完整的統(tǒng)計(jì)資料，基于波特的鉆石模型選取了15個(gè)指標(biāo)分析服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素。服務(wù)貿(mào)易出口額（Y）是被解釋變量，實(shí)際使用FDI（X1）、固定資產(chǎn)投資（X2）、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)（X3）、在校大學(xué)生數(shù)量（X4）、人均GDP（X5）、貨物貿(mào)易出口額（X6）、服務(wù)貿(mào)易開放度（X7）、R&D投入經(jīng)費(fèi)（X8）、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率（X9）、城市化水平（X11）、城鎮(zhèn)人均可支配收入（X11）、專利授權(quán)數(shù)（X12）、廣播電臺(tái)數(shù)量（X13）、第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（X14）、高等學(xué)校數(shù)量（X15）為解釋變量。

數(shù)據(jù)來源于《2009中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)年鑒》、《2009年國(guó)際經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《2009年中國(guó)國(guó)際收支平衡表》，以及中國(guó)服務(wù)貿(mào)易指南網(wǎng)上公布的中國(guó)服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

（四）主成分分析方法。

主成分分析（Principal Components Analysis,PCA）由Hotelling于1933年首次提出，又稱為主分量分析[15]（p417－441）。其基本思想是：在分析原始變量相關(guān)系數(shù)矩陣結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上，通過降維對(duì)原始變量進(jìn)行線性變換形成新的互不相關(guān)的主成分變量，并用方差來衡量主成分變量所含信息的多少，力求使主成分變量囊括原始變量的絕大部分信息。該方法有利于簡(jiǎn)化問題的處理難度，提高數(shù)據(jù)信息的信噪比。

四、實(shí)證結(jié)果分析

通過考察相關(guān)系數(shù)矩陣、總方差貢獻(xiàn)率、因子得分系數(shù)等結(jié)果，筆者得到了中國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力影響因素的主成分，并對(duì)主成分進(jìn)行回歸。

（一）主成分分析的適用性檢驗(yàn)。

在統(tǒng)計(jì)學(xué)上，一般認(rèn)為KMO檢驗(yàn)值大于0.6，Bartlett球形檢驗(yàn)概率小于顯著性水平0.01，則適合進(jìn)行主成分分析。本文通過統(tǒng)計(jì)軟件SPSS17.0對(duì)所選取的15個(gè)原始變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，指標(biāo)的無量綱化可以消除變量間的量綱關(guān)系，從而使數(shù)據(jù)具有可比性。進(jìn)行主成分分析發(fā)現(xiàn)，KMO值為0.817，Bartlett球形檢驗(yàn)概率值為0.000，由此可以判斷相關(guān)系數(shù)矩陣不是單位矩陣，原始變量存在相關(guān)關(guān)系，適合進(jìn)行主成分分析。

（二）主成分的提取。

表1 主成分分析的總方差解釋

提取方法：主成分分析。

（三）主成分表達(dá)式的求解。

表2是初始因子載荷矩陣。除了廣播電臺(tái)數(shù)量這一指標(biāo)外，其他因素均在第一主成分上有很高載荷，說明第一主成分基本反映了這些指標(biāo)的信息。服務(wù)貿(mào)易開放度和廣播電臺(tái)數(shù)量在第二主成分上有較高載荷，說明第二主成分基本反映了兩個(gè)指標(biāo)的信息。由此可見，提取兩個(gè)主成分可以基本反映全部指標(biāo)的信息。

表2 初始因子載荷矩陣

提取方法：主成分分析。a已提取了2個(gè)成分。

運(yùn)用表2中的數(shù)據(jù)除以主成分相對(duì)應(yīng)的特征值開平方根便可以得到兩個(gè)主成分中每個(gè)指標(biāo)所對(duì)應(yīng)的系數(shù)，將其系數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)相乘，可以得出主成分表達(dá)式F1和F2。

其中，分別是Xi的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值。

在第一主成分F1中，除廣播電臺(tái)外，其他各個(gè)因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口額均具有正向作用，即當(dāng)服務(wù)貿(mào)易出口額增加時(shí)，文中所采用的各項(xiàng)指標(biāo)均會(huì)較大，且各因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口額均有影響；反之，都比較小。因此，可以把第一主成分識(shí)別為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因子。

在第二主成分F2中，服務(wù)貿(mào)易開放度和廣播電臺(tái)數(shù)量的系數(shù)較大，兩者的載荷較大，均屬于政府范圍，即制度因素層面。故把第二主成分識(shí)別為制度因子。

（四）主成分回歸分析。

對(duì)F1、F2和因變量服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的標(biāo)準(zhǔn)值作多元線性回歸，結(jié)果如表3。

表3 服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力回歸模型的擬合度和方差分析

其中，相關(guān)系數(shù)R為0.987，決定系數(shù)R2為0.975，校正的決定系數(shù)為0.973，F(xiàn)值為391.390，P值為0.000（<0.05），該回歸模型擬合效果好，通過了顯著性檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

表4 回歸模型的系數(shù)估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)

如表4所示，常數(shù)項(xiàng)和兩個(gè)主成分均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，概率分別為0.123、0.000、0.000，即主成分F1和F2對(duì)因變量Y的標(biāo)準(zhǔn)值有作用，其線性回歸方程為：

將F1、F2的表達(dá)式帶入方程（3），通過標(biāo)準(zhǔn)值公式將回歸方程還原為方程（4）：

由于X3的系數(shù)為6.09E-5，故省略。

（五）實(shí)證結(jié)果分析。

由方程（4）可見，除第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重外，其他因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口額均具有促進(jìn)作用。根據(jù)系數(shù)大小，各因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的貢獻(xiàn)率大小順序?yàn)椋?/p>

城市化水平>服務(wù)貿(mào)易開放度>第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率>廣播電臺(tái)數(shù)量>高等學(xué)校數(shù)量>在校大學(xué)生人數(shù)>實(shí)際使用FDI>R&D投入經(jīng)費(fèi)>貨物貿(mào)易出口額>城鎮(zhèn)人均可支配收入>人均GDP>專利授權(quán)數(shù)>服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)。

1.生產(chǎn)要素和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力正相關(guān)。其中，高等學(xué)校數(shù)量每增加1%，服務(wù)貿(mào)易出口額增加0.121%。服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)每增加1%，貿(mào)易出口額的增加僅為0.002%。這表明在我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展過程中，人力資本等高級(jí)生產(chǎn)要素發(fā)揮了重要作用。實(shí)證結(jié)果顯示，服務(wù)貿(mào)易的初級(jí)生產(chǎn)要素的作用和重要性較低，高級(jí)生產(chǎn)要素成為競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的主要來源。隨著世界經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的全面升級(jí)，服務(wù)貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)將由物質(zhì)屬性的資源和成本優(yōu)勢(shì)，轉(zhuǎn)變?yōu)橐越逃⒅R(shí)表現(xiàn)的人力資本優(yōu)勢(shì)。

2.需求條件對(duì)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力具有正向影響。其中，城市化水平的貢獻(xiàn)率最高，人均GDP和人均可支配收入系數(shù)均為正，表明收入和需求密切相關(guān)。人均收入的提高，推動(dòng)著服務(wù)消費(fèi)的多樣化和需求層次的升級(jí)。尤其是城市化水平，這個(gè)指標(biāo)反映了居民的消費(fèi)能力和生產(chǎn)能力的大小。城市化發(fā)展對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的作用，主要體現(xiàn)在不但提高非農(nóng)收入，產(chǎn)生更多的服務(wù)消費(fèi)需求，而且推動(dòng)了勞動(dòng)力的快速轉(zhuǎn)移，為服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展提供生產(chǎn)要素。

3.相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)中的具體指標(biāo)影響存在差異。第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力呈現(xiàn)積極作用，說明服務(wù)業(yè)的發(fā)展是服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的起點(diǎn)和前提條件。貨物貿(mào)易出口對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口具有拉動(dòng)效應(yīng)，貨物貿(mào)易的發(fā)展中蘊(yùn)含著服務(wù)貿(mào)易的巨大機(jī)會(huì)。第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重這一指標(biāo)系數(shù)為負(fù)值，與理論分析有一定偏差。一般情況下，第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重越大，其服務(wù)經(jīng)濟(jì)化程度越高，服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展越迅速。但是我國(guó)服務(wù)貿(mào)易長(zhǎng)期處于逆差狀態(tài)，第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展得益于對(duì)外開放，目前階段無論是服務(wù)業(yè)還是服務(wù)貿(mào)易，均呈現(xiàn)出數(shù)量發(fā)展快于質(zhì)量發(fā)展的狀態(tài)，而且筆者選用的是服務(wù)貿(mào)易的出口額作為競(jìng)爭(zhēng)力的指標(biāo)，因此，我國(guó)的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展規(guī)模和服務(wù)業(yè)的發(fā)展規(guī)模不相匹配。

4.政府因素和服務(wù)貿(mào)易出口額正相關(guān)。服務(wù)貿(mào)易的開放度和廣播電臺(tái)數(shù)量的貢獻(xiàn)率較高。一國(guó)(地區(qū))的服務(wù)業(yè)開放程度決定了該國(guó)向國(guó)際市場(chǎng)提供服務(wù)的可能性大小，是衡量一國(guó)服務(wù)貿(mào)易自由化程度的指標(biāo)。廣播電臺(tái)數(shù)量在一定程度上反映了信息的傳遞效率。實(shí)證結(jié)果表明，服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提高依賴于信息傳遞的速度。

五、結(jié)論與建議

筆者基于波特的鉆石模型，定量研究我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素，采用主成分法對(duì)選取的指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，并進(jìn)行主成分回歸，回歸方程通過了R、F、P等統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，擬合性良好。在15個(gè)指標(biāo)中，除第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重指標(biāo)為負(fù)效應(yīng)外，其余指標(biāo)均對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口額產(chǎn)生積極作用。在正向作用因素中，城市化水平的貢獻(xiàn)率最高，服務(wù)貿(mào)易開放度的貢獻(xiàn)率次之，服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)的貢獻(xiàn)率最低。這表明，在提高我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力方面，人均收入水平和服務(wù)消費(fèi)需求是關(guān)鍵推動(dòng)力，自由化的制度環(huán)境作用不容忽視，低級(jí)生產(chǎn)要素的作用開始弱化，服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力更多地來源于以人力資本為代表的高級(jí)生產(chǎn)要素。第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重這一指標(biāo)系數(shù)為負(fù)值，主要是由于我國(guó)服務(wù)貿(mào)易長(zhǎng)期處于逆差狀態(tài)，服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值增加絕大多數(shù)來自于外商直接投資，數(shù)量發(fā)展快于質(zhì)量發(fā)展。

鑒于實(shí)證結(jié)果，筆者提出以下建議：

第一，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主成分方面，要積極推動(dòng)工業(yè)化和城市化進(jìn)程，增加服務(wù)消費(fèi)的層次性和多樣化；大力普及高等教育，把我國(guó)巨大的人力資源優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)換為人力資本優(yōu)勢(shì)；大力引進(jìn)外資，發(fā)展服務(wù)外包促進(jìn)我國(guó)服務(wù)業(yè)的升級(jí)；加強(qiáng)R&D投入，提高科學(xué)技術(shù)水平，培育技術(shù)吸收能力。

第二，在制度因素主成分方面，一方面要加強(qiáng)服務(wù)貿(mào)易的自由化建設(shè)，降低貿(mào)易壁壘，提高服務(wù)貿(mào)易效率；另一方面要加強(qiáng)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的立法和管理，改變“重制造，輕服務(wù)”的政策導(dǎo)向，為服務(wù)貿(mào)易的快速發(fā)展創(chuàng)造良好的制度環(huán)境。

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F752

A

1003-8477（2011）06-0078-04

舒燕（1978—），女，暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院博士研究生，廣州中醫(yī)藥大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師。林龍新（1975—），男，暨南大學(xué)信息科學(xué)技術(shù)學(xué)院講師，博士。

國(guó)家社科基金項(xiàng)目“分工組織演化與發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系”（項(xiàng)目編號(hào)：09CJY043）；廣東省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)“十一五”規(guī)劃項(xiàng)目“技術(shù)預(yù)見與二三產(chǎn)業(yè)互動(dòng)的技術(shù)基礎(chǔ)構(gòu)建”（項(xiàng)目編號(hào)：08D-01）。

責(zé)任編輯 郁之行