中國服務貿易順差影響因素研究

劉曉鎮(zhèn)　石婷　余穎

【摘要】1978年十一屆三中全會召開，標志著改革開放開始，我國由高度集中的計劃經濟體制轉變?yōu)樯鐣髁x市場經濟體制。許多國外的游客也對中國產生了濃厚的興趣，紛紛涌入我國觀光旅游。數據表明，1985―1991年我國服務貿易為順差，人民幣匯率、外商直接投資、旅游、政府作用等等都對服務貿易有影響，本文基于改革開放的大背景通過實證分析來研究1985―1991年影響我國服務貿易順差的因素。

【關鍵詞】匯率;服務貿易;順差

一、旅游服務貿易在服務貿易中的占比增加

旅游基礎設施方面已基本具備條件，沿海較發(fā)達城市的主要酒店的硬件水平已不低于發(fā)達國家酒店的水平。餐飲、旅游飯店都是該時期對外開放的主要領域。旅游飯店又是我國服務業(yè)中最早向國際市場開放、最早與國際標準接軌的行業(yè)，毫無疑問，旅游業(yè)的發(fā)展為我國這一時期服務貿易順差帶來了不小的貢獻。

二、外商直接投資額的增加對服務貿易的影響

隨著我國的改革開放，對于外商直接投資的政策越來越開放，進入中國的外商直接投資也越來越多，對于當時中國的服務貿易發(fā)展是有推動作用的，畢竟當時中國的經濟狀況并不是很好，外商的直接投資的作用是很大的。1985—1991年外商直接投資額。

三、人民幣匯率變動對服務貿易的影響

匯率對于一國的進出口是有影響的，并且這一影響是長期的。一般來說，在直接標價法下，一國匯率上升，有利于出口，匯率下降，有利于進口。1945—1973年美國實行“雙掛鉤”的匯率制度，美元與黃金掛鉤，其他貨幣與美元掛鉤。在當時，我國是沒有獨立的貨幣政策的，實行的是固定匯率制度。1985—1991年，我國實行“雙重匯制”，官方匯率與外匯調劑價格并存。也就是說，匯率在一定程度下是可以浮動的。從數據來看，這七年人民幣匯率是不斷上升的，對于服務貿易的進口是有利的。

四、政府作用對我國服務貿易發(fā)展的推動

（一）全民所有制企業(yè)改革

經濟永遠與國家政策分不開。1986年12月5日，國務院做出《關于深化企業(yè)改革增強企業(yè)活力的若干規(guī)定》。《規(guī)定》提出全民所有制小型企業(yè)可積極試行租賃、承包經營。全民所有制大中型企業(yè)要實行多種形式的經營責任制。各地可以選擇少數有條件的全民所有制大中型企業(yè)進行股份制試點。該項政策對于推動城市經濟體制改革具有重要意義，進一步地簡政放權，改善了企業(yè)外部條件，擴大了企業(yè)經營自主權，促進了企業(yè)內部機制改革。

（二）中美建交

1973年，中美正式建交。這對于我國經濟的發(fā)展是有促進作用的。大量的資本進入中國市場，外商紛紛利用中國的廉價勞動力投資建廠，兩國間的貿易往來頻繁，刺激了中國經濟的發(fā)展。

五、建立模型

將國際旅游外匯收入、人民幣匯率、外商直接投資作為解釋變量，服務貿易順差額作為被解釋變量建立多元線性回歸模型，為降低多重共線性，消除異方差和自相關，采用對數模型。lny=β0+β1lnx1+β2lnx2+β3lnx3+ε（其中x1指國際旅游外匯收入，x2指美元兌換人民幣的比值，x3指外商直接投資）

六、數據來源說明

本文使用的1985—1991年的服務貿易順差額、國際旅游外匯收入、美元兌換人民幣的比值、外商直接投資額均來自于國家統(tǒng)計局官網。ε則指在該期間對于服務貿易順差帶來重大影響的事件，例如1979年中美建交、全民所有制企業(yè)改革等等。

七、參數估計與假設檢驗

假設H0：β1=β2=β3=0;HA：β1、β2、β3中至少一個不為0。首先分別做lnx1與lny、lnx2與lny、lnx3與lny的散點圖，由于所研究問題的時間跨度太短，散點圖不是非常明顯，但是還是可以大致看出樣本點基本在一條線性回歸直線左右。接著，做OLS估計，我們發(fā)現，判定系數很高為0.891450，說明國際旅游外匯收入、外商直接投資額、人民幣匯率解釋了服務貿易順差額的89.1450%，說明這三者對于服務貿易順差額是有貢獻的。然而，這三個解釋變量在5%的顯著性水平下是難以通過的，但是在17%的顯著性水平下可以通過，在這一顯著性水平下可以拒絕原假設，說明系數顯著不為0，顯著存在。D.W.檢驗為2.8，沒有完全等于2這么精確，但是也可認為無一階級自相關。大致得出函數形式為lny=16.44925+2.763577lnx1+2.649355lnx2-3.051893lnx3+ε不過，該結果還是不甚讓人滿意。解釋變量的t檢驗不能通過，考慮可能有多重共線性的影響，利用相關系數檢驗法得出結果。不難發(fā)現，各個變量之間的相關系數較大，有較為嚴重的多重共線性存在。

八、消除多重共線性

用被解釋變量lny分別與lnx1、lnx2、lnx3做一元線性回歸。很顯然，國際旅游外匯收入和人民幣匯率這兩個解釋變量基本上是可以通過t檢驗的。雖然擬合優(yōu)度不是很高，但是基本上我們可以在6%的顯著性水平下拒絕原假設，認為β1、β2顯著存在。即：

lny=-9.131570+1.546993lnx1+ε;lny=-0.346600+2.138936lnx2+ε

九、結論

此次建模做參數估計與假設檢驗不算成功。變量之間存在多重共線性。國際旅游外匯收入與服務貿易順差之間存在著共同的經濟趨勢。解釋變量的選擇有待商榷。此外，僅僅分析7年的數據，樣本數據不足，致使最終的t檢驗難以通過。理應增加樣本容量以提高回歸參數的估計精度，使回歸參數的方差和標準誤減小，t檢驗值也能增大。通過增加樣本數據，來改進模型參數的估計，提高參數估計的精度和假設檢驗的有效性。

參考文獻：

[1]劉東升，蔣先玲.國際服務貿易：原理、政策與產業(yè)[M].北京：首都經濟貿易大學出版社，2010.

[2]田翠翠，靳宏偉，江河，等.我國旅游業(yè)發(fā)展的研究[J].中國科技博覽，2018，（18）.

作者簡介：

劉曉鎮(zhèn)（1998-），女，侗族，湖北恩施人，本科在讀，研究方向：國際經濟與貿易。