内容摘要：本文在总结了改革开放以来中国服务贸易产业内贸易以及服务业发展的基础上，根据中国1982-2010年服务贸易的GL指数、服务业的增加值、劳动生产率和就业比例，研究了中国服务贸易产业内贸易与服务业发展两者之间的协同性影响。结果表明：中国服务贸易在整体和分部门层面上均具有较高的产业内贸易水平；服务业的增加值比重不断攀升，劳动生产率增长相对迟缓，容纳就业能力巨大。服务贸易产业内贸易与服务业发展之间存在长期与短期的均衡关系，且具有相互影响的路径，在研究期内协同发展的机制已形成，但两者间关系较多向单方面发展，存在滞后影响。
关键词：服务业服务贸易产业内贸易VAR模型
服务贸易和服务业在国际贸易与国民经济中的重要性不断上升，逐渐成为一国经济增长的新引擎，在各国兴起了发展服务贸易和服务业的热潮。那么，中国服务贸易的产业内贸易与服务业发展之间是否存在协同性，是服务贸易的产业内贸易提升促进了服务业经济的发展，还是服务业发展加深了服务贸易产业内贸易？这两者之间是否存在协同效应，短期亦或长期的均衡关系呢？本文对两者之间的关系进行深入研究，以便对中国服务贸易和服务业的发展以及为中国贸易政策及产业政策的制定提供建议。
中国服务贸易产业内贸易与服务业发展的现状
（一）中国服务贸易的产业内贸易状况
目前最为流行的产业内贸易测算指标是由Grubel和Lloyld（1975）共同提出的GL指数，其测算方式类似于衡量产业内贸易在全部贸易中所占的份额，即“总贸易减去产业内贸易的余额”。本文采用加权的GL指数，公式为：。
根据公式，可计算出中国1982-2011年的GL指数。根据测算结果，中国服务贸易的产业内贸易表现出以下特征：
1.服务贸易总体表现出高产业内贸易水平。在本文考察的30年间，中国服务贸易加权平均的GL指数年均值为0.72，处于较高的产业内贸易层次，1995年的GL指数最低达到0.606，2008年的GL指数最高达到0.82。其间，从1982-1995年间，服务贸易的产业内贸易GL指数处于不断波动的状态，说明此间产业内贸易的程度尚不稳定还停留在调整阶段；而从1996年开始，GL指数开始平稳上升，由于入世承诺将对服务贸易逐步开放，使这期间GL指数有一段略微下降的过程，之后则平滑上升恢复甚至超过之前水平达到最高点，在2008年后由于受全球金融危机的冲击，GL指数又略有下滑（见图1）。
2.服务贸易分部门大多数仍处于高产业内贸易层面。从服务贸易内部各部门细分上看，在根据EBOPS分类得到的服务贸易所包含的11项服务中，绝大部分都处于较高的产业内贸易水平。从1997年开始测算的GL指数中，以旅游行业的产业内贸易水平最高，其GL指数年均值达到0.87，紧随其后的是其他商业服务，GL指数均值为0.86，之后依次是通讯服务、建筑服务、计算机和信息服务、政府服务、金融服务、运输以及个人文化和娱乐服务。但其中也有两个部门明显处于产业间贸易模式，以专有权利使用费和特许费尤为突出，GL均值仅为0.11，而另外一个部门就是保险服务，GL均值为0.18。
（二）中国服务业发展现状
经济学家华而诚（2001）指出，未来中国国际竞争力的强弱很大程度上要取决于服务业的发展水平，因为唯有服务业发展后才可以开拓国内市场、创造内需，并可以进一步掌控国际市场，由此可见服务业的重要性。学者关于服务业发展的统计描述主要采用以下三种指标：服务业增加值占国内生产总值的比重、服务业就业人数占总就业人数的比重以及服务业的劳动生产率（程大中，2003，2005，2008；江小娟等，2004；顾乃华，2004；汪德华等，2007；夏杰长等，2010），因此本文将针对这三种指标来衡量服务业发展的现状，其呈现出以下特征：
1.服务业增加值比重不断攀升。如表1所示，改革开放初期，服务业在国民经济中的地位和效用还较低，1979年服务业增加值占GDP的比重仅为21.63%；经过30多年的发展，到2010年该比值达到了43.14%，尤其是入世以来，比重首次突破了40%。与此同时，1978年中国服务业的增加值为872.5亿元，到了2010年该值高达173087亿元，是1978年的198倍。虽然服务业比重上升存在“实质性”和“名义性”的区别，部分学者认为服务业在总产出中比重上升的重要原因是服务价格上升相对较快引发，由此导致服务业的“成本病”（江小涓，2008）。然而，即便按不变价格计算（1978=100），可得2010年服务业增加值指数达到了2762。从20世纪90年代开始，服务业产出对于中国整体经济的拉动作用显现出来，按照不变价格计算，1990年GDP增长3.84%，其中服务业就拉动了0.56%，拉动占比为14.7%；到了2010年GDP增长10.44%，服务业拉动了4.02%，占比达到了38.54%，可见近年来中国服务业的发展迅猛。
2.服务业劳动生产率的增长较缓慢。由于人均产值可作为衡量劳动生产率高低的重要指标，因此可计算出以实际劳均增加值指标来表示的三次产业劳动生产率。单从劳动生产率绝对值来看，三次产业的劳动生产率每年都在逐步上升，但服务业的劳动生产率略低于第二产业但远高于第一产业。然而，若从三次产业的人均产值年均增长率来看，服务业的劳动生产率却是三者中最低的，仅为13.6%，比第二产业低1.2个百分点，比第一产业低0.2个百分点。这种服务业劳动生产率增长相对滞后的情况曾出现在1960年之前的美国，Baumol（1967）在研究了美国当时服务业发展情况后得出了其服务业的劳动生产率增长缓慢的结论，并认为其原因是由于服务业就业人数增加过快。
3.服务业容纳就业潜力无限。1995年以来，与国民经济持续快速增长相比其对就业的带动效应微乎其微，然而，中国的就业结构却得到不断优化。追溯其原因可得，服务业作为吸收新增劳动力和剩余劳动力最多的产业，做出了较大的贡献。何德旭等（2009）研究得出，服务业就业弹性最大且最稳定，现已发展成为就业增长最快以及吸收劳动力最主要的部门。2010年与1978年相比，服务业的就业人数从4890万人增加到了2.63亿人，扩大了4.4倍之多。与此同时，就业中三次产业的人数也呈现出第一产业比重不断下降，二、三产业就业比重不断上升的趋势，且第三产业就业占比上升速度明显快于第二产业。并且，服务业的就业人员占比从1978年的12.2%上升到2010年的34.6%，是第一产业和第二产业劳动力转移的主要渠道。
VAR模型的建立与分析
（一）数据说明与模型设计
基于现有的理论和经验研究，以及中国服务贸易和服务业的现状并考虑到数据搜集的可获得性，且为了更充分地反映各经济体系发展的水平和特征，因此采用GL指数来刻画服务贸易的产业内贸易发展状况，选取服务业增加值、劳动生产率和就业占比这3个变量来共同表示服务业的发展。由于本文研究的是协同作用，所以采用不含外生变量的非限制VAR模型研究两者之间的互动问题，运用协整检验其是否存在长期关系，并使用误差修正模型研究其短期关系。
本文所使用的时间序列数据，年份跨度为1982-2009年。其中，服务贸易的产业内贸易水平采用GL指数计算所得，单位使用百分数，数据来源于UNCTAD数据库。服务业的增加值采用第三产业的增加值指数，以不变价格计算（1987=100），以便排除价格波动产生的差异，单位为百分数；服务业的劳动生产率以第三产业产值与第三产业就业人数之比替代，单位为亿元/千人；服务业的就业占比采用第三产业就业人数占全国就业总人数的比例，单位为百分比，以上基础数据均来源于有关年份的《中国统计年鉴》。为在一定程度上消除异方差及多重共线性带来的偏差，本文数据均做自然对数处理。
（二）序列平稳性检验及最优滞后期的确立
为避免“伪回归”现象的出现，在进行协整检验前需先检验数据的平稳性。因此，本文采用迪克-富勒单位根检验对序列各个变量分别进行ADF检验，如果原序列为非平稳的，则对其一阶差分值、二阶差分值等依次继续进行检验，直至平稳为止。本文采用STATA11.0软件进行相关计量操作，ADF检验结果如表2所示。从检验结果可知，这4个变量都是非平稳时间序列，即原序列是一阶单整序列。
由于协整分析对模型变量滞后期长度的选择较敏感，因此在VAR模型的最优滞后阶数选择时，本文采用LR、FPE、AIC、HQIC和SBIC准则来确定最优滞后期（见表3），从检验结果可知，应以VAR（2）为最终模型。随后，对VAR（2）的结果进行单位根检验，由于所有点均在单位圆内，则VAR（2）模型是完全稳定的。
（三）Johansen协整检验与向量误差修正（VEC）模型分析
协整方程可以解释变量之间长期稳定的均衡关系，由ADF检验可知各变量均为I（1），可对这四个变量进行Johansen协整检验。本文采用特征根迹检验和最大特征值检验两种方法，选取的约束条件为“数列有线性决定趋势，协整方程中有截距项，没有趋势项”，检验结果如表4所示。
由检验结果可得，在5%的显著水平下，服务贸易的产业内贸易与服务业的增加值、劳动生产率以及就业人数占比之间存在一个协整关系。并且由Johansen检验可得在该协整关系下，这四个变量之间长期的标准化协整方程式为：
lngl=9.36-0.52lnser+0.74lnpro-1.14lab
这表明从长期来看，中国服务贸易的产业内贸易发展与服务业的增加值以及就业占比呈负相关关系，而与服务业的劳动生产率成正比。首先，这说明以当前的服务业增加值方式继续进行下去，在长期将会抑制服务贸易产业内贸易的水平，这可能是由于当前中国的服务性消费支出虽趋于上升，但其驱动力是服务价格上涨过快导致的，即增加值的上升并不代表服务量的相应上升（程大中，2009）。其次，劳动生产率的提高往往是资本深化和技术进步以及技术效率提高的综合反映，随着服务业劳动生产率的提高，相应服务贸易的国际竞争力将得到逐步提升，此时之前处于产业间贸易的部门就可能发生转变，从而提高产业内贸易水平。最后，在长期随着服务贸易产业内贸易程度的加深，服务贸易对于熟练劳动力的需求将增大，知识、资本与技术密集型的服务部门更加注重人力资本的重要性，这时若服务业就业中只是增加非熟练劳动者，由此产生的人员冗杂等无效率情况的出现对产业内贸易的提升可能并无益处。
协整关系反映了各变量之间长期稳定的均衡关系，而在短期变量可能偏离其长期均衡状态，这就需要建立一个向量误差修正（VEC）模型以便各变量逐步向长期均衡状态进行调整，实现短期内变量间由非均衡向均衡调整的过程。本文接下来对该模型进行修正，回归结果如表5所示。
由向量误差修正模型结果可知，该VEC模型的拟合优度均较好，其误差修正项进入该VAR模型的调整速度即误差修正系数分别为-1.77、0.235、-0.05和0.082。其中△lngl和△lnpro方程的误差修正系数为负，符合反向修正机制。以△lngl为例，在短期内服务业发展因素可能会偏离其与服务贸易产业内贸易的长期均衡水平，但它们的关系将由短期偏离向长期调整的速度较快，上一时期的非均衡误差以1.77的比率对本时期的服务贸易产业内贸易作出迅速调整，从而修正服务业发展因素的偏离，以便维持其长期的均衡关系。
（四）基于VEC模型的格兰杰因果检验
通过上述的实证研究可知，这四个变量之间确实存在长期和短期的相互关系。为进一步判断变量之间的因果关系，本文将对其进行Granger因果检验。若变量之间存在协整关系，进行因果检验时，就需将误差修正项包含其中。由表5回归系数的显著性可知，服务贸易的产业内贸易与服务业发展之间的因果关系为：一是在长期和短期中，服务贸易的产业内贸易与服务业增加值具有双向的Granger因果关系；二是长期中，服务业生产率和就业比均是产业内贸易和服务业增加值的Granger因果关系，但只是单向的；三是短期中，服务业生产率是产业内贸易和就业比的原因，服务业增加值分别是生产率和就业比的原因，就业比是生产率的原因。由此可知，在研究期内，服务贸易的产业内贸易对服务业发展的影响并不显著，而服务业发展则能显著影响到服务贸易的产业内贸易提升。
结论
本文在总结了改革开放以来中国服务贸易产业内贸易和服务业发展现状之后，通过建立四个变量的VAR模型，实证研究了服务贸易GL指数与服务业增加值、服务业劳动生产率和服务业就业占比之间的相互作用机制及协同性关系，并得出以下结论：
第一，中国服务贸易产业内贸易总体水平较高，GL指数年均值达到0.72，且近年来发展态势良好。在部门细分上，绝大多数的服务部门也呈现出较高的产业内贸易程度，说明了近年来中国服务贸易结构有一定程度的优化，产业结构转型得到了一定阶段的成果。同样，中国服务业的发展迅猛，其增加值无论从当年价还是不变价上，都具有质的飞跃；劳动生产率增长虽缓慢但前景可观；容纳就业的能力进一步增强。
第二，通过协整检验以及向量误差修正模型，得出服务贸易产业内贸易与服务业发展之间存在长期的均衡关系，虽短期内服务业发展因素可能会偏离它们之间的长期均衡水平，但将以1.77的速度对偏离状况做出迅速调整。由Granger因果检验得出，服务业发展对服务贸易产业内贸易具有显著影响，而服务贸易产业内贸易的反作用较为微弱，两者之间的协同性尚已实现，但存在滞后效应。由此可认为，中国服务贸易产业内贸易与服务业发展之间的确存在长期和短期的均衡关系，两者之间存在相互影响的机制，但协同性在研究期内虽已形成但效果较弱。
因此，在国内产业结构调整与贸易政策制定时，需充分考虑两者之间的长短期关系以及滞后效应的影响，做好服务业专项规划工作，正确实施服务贸易的政策引导，力求在服务产业上提高中国的国际竞争力与国内可持续发展能力，缩小服务贸易常年持续的逆差额度，扩大服务业对经济增长与解决就业的力度，使得服务贸易产业内贸易提升与服务业发展能够显著地协同进行。
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