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张根能1，邹雪1，张培2
（1.西安理工大学经济与管理学院，陕西西安710054；2.西安外事学院国际经济与物流学院，陕西西安710077）
【摘要】进入21 世纪以来，随着国际产业结构的调整，服务业成为国际直接投资的重点领域，我国服务业市场
的巨大容量和潜力正使我国成为对服务业FDI 最有吸引力的国家之一。文章选取我国金融业、运输通讯业以及旅游业为
代表性行业，利用协整检验和格兰杰因果关系检验方法，实证分析三个代表性服务行业的FDI 对其相应行业出口的影
响。研究表明三个行业的FDI 与其对应行业的服务贸易出口之间均存在协整关系，且金融业和运输通讯业的FDI 对其相
应行业的服务贸易出口具有促进作用，旅游业的FDI 对其服务贸易出口具有替代作用。格兰杰因果关系检验发现三个行
业的服务贸易出口与其相应的FDI 之间存在着单向的格兰杰因果关系。
【关键词】服务业FDI；服务贸易出口；协整分析；Granger 因果关系检验
【中图分类号】F752.62 【文献标识码】A 【文章编号】1004-2768（2013）12-0065-03
【收稿日期】
【基金项目】陕西省教育厅2013 年科学研究计划（人文社科专项）项目“服务业外商来华直接投资对我国服务贸易出口影响研究”（2013JK0145）
【作者简介】张根能（1962-），女，山西芮城人，西安理工大学经济与管理学院副教授，研究方向：中国对外贸易；邹雪（1989-），女，安徽合肥
人，西安理工大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：会计；张培（1980-），女，河南社旗人，西安外事学院国际经济与物流学院讲师，研究方
向：国际金融。邹雪为通讯作者。
《生产力研究》No.12.2013
专题研究
晟
輪輳
要素密集程度的服务行业出口贸易的影响差异。
表1 统计年鉴和国际收支平衡表中服务业的分类对应表
表2 服务业部门分类对应表
（二）变量选取和数据说明
本文分别选取我国金融业、运输通讯业以及旅游业服务贸
易出口为被解释变量，选取金融业、运输通讯业以及旅游业外
商直接投资作为解释变量，考虑到各宏观经济时间序列经过对
数处理后不会改变其性质，且可以减少实际数据的大幅波动和
异方差，所以实证分析中的所有变量均采用取对数后的数值。
我国金融业、运输通讯业以及旅游业服务贸易出口数据和
外商直接投资数据分别来源于《中国国际收支平衡表》以及《中
国统计年鉴》，两者单位均为亿美元。由于我国自1997 年才有
具体的分行业服务贸易出口数据和服务业外商直接投资实际
使用数据，因此，本文所有变量的样本区间均为1997—2010
年，实证分析使用Eviews6.0 完成。
（三）变量的平稳性检验
由于本文采用的是时间序列数据，因此需要首先检验其是
否同阶平稳。本文采用ADF 检验对各变量进行了平稳性检验，
其结果如表3 所示。表中lnEX1、lnEX2 以及lnEX3 分别表示我
国金融业、运输通讯业以及旅游业服务贸易出口；lnFDIS1、
lnFDIS2 以及lnFDIS3 分别表示金融业、运输通讯业以及旅游业
外商直接投资。DlnEX1、DlnEX2 以及DlnEX3 分别为我国金融
业、运输通讯业以及旅游业服务贸易出口的一阶差分；DlnFDIS1、
DlnFDIS2、DlnFDIS3 分别为金融业、运输通讯业以及旅游业外商
直接投资的一阶差分。
表3 三个行业的服务贸易出口和外商直接投资的原序列和
注：（1）检验形式（C，T，L）中的C，T，L 分别表示ADF 检验方程中的常数项，时间趋势项
和滞后阶数；0 表示无常数项或时间趋势项；（2）滞后阶数根据AIC 最小原则来确定；（3）*，**
分别表示在1%，5%显著性水平下拒绝非平稳的原假设
由表3 可以看出，各变量的原序列均没有通过单位根的检
验，从而是非平稳序列；而各变量的一阶差分均通过了单位根
检验，从而表明各变量的一阶差分序列都是平稳时间序列，即
各变量都是I（1）序列，满足协整检验的条件。
（四）协整分析
由于本文分析的是两变量之间的协整关系，因此采用普通
最小二乘法（OLS）进行协整分析，式（1）、（2）、（3）分别为我国金
融业、运输通讯业以及旅游业的OLS 协整分析的回归结果。
lnEX1=1.274073+0.797807×lnFDIS1 （1）
（0.0130）（0.1163）
（9.8004）（6.8584）
r2=
lnEX2=1.016959+0.356806×lnFDIS2 （2）
（0.2781）（0.2522）
（5.3029）（4.9139）
r2=
lnEX3=3.854860-0.541349×lnFDIS3 （3）
（0.22643）（0.0866）
（14.5872）（-6.2513）
r2=
协整方程下面第一行括号里的数字为各个协整系数估计
值的渐近标准差，第二行括号中的数字为t 统计量，r2 为决定系
数，F 值为F 统计量。从t 值可以看出，各系数均是统计上显著
异于0 的。
使用OLS 两步法进行协整检验时，要求协整回归方程的残
差序列不包含单位根，才能说明解释变量和被解释变量之间满
足协整关系。现对残差序列进行单位根检验，结果如表4 所示。
三个行业的ADF 统计值均通过5%的临界值，表明协整回归的
残差序列是不存在单位根的，即三个行业的服务业FDI 和相应
行业的服务出口贸易之间的协整关系是成立的，它门之间均存
在着个长期稳定的均衡关系。
表4 三个行业协整回归方程的残差序列平稳性检验结果
注：（1）检验形式（C，T，L）中的C，T，L 分别表示ADF 检验方程中的常数项，时间趋势项
和滞后阶数；0 表示无常数项或时间趋势项；（2）滞后阶数根据AIC 最小原则来确定；（3）**
表示在5%显著性水平下拒绝非平稳的原假设
由协整方程（1）、（2）、（3）可知，我国金融业、运输通讯业以
及旅游业的FDI 能够解释其相应行业服务贸易出口的变化。金
融业FDI 和运输通讯业FDI 的系数大于零，说明我国金融业
FDI 和运输通讯业FDI 对其相应行业服务出口贸易具有促进作
用。但金融业服务贸易出口的弹性系数为0.80，明显大于运输
通讯业的弹性系数0.36，笔者认为其主要原因是：金融业属于
人力资本和技术资本密集的行业，该类行业的人力资本状况对
贸易比较优势的影响较大，我国加入世贸组织后分阶段逐步放
开我国金融业，外商投资该行业，带动国内相关人力资本和技
术资本的提高，进而促进我国相应行业服务的出口；[6]运输通讯
业中运输和通讯两个行业的性质有很大的不同，近年来我国的
运输服务贸易竞争力为负值，是属于相对有比较劣势的行业，
而通讯行业服务贸易竞争力为正值，是属于相对有微弱比较优
势的行业，但我国的通讯行业表现出强烈的垄断性，政府的过
度保护直接导致通讯部门的低开放度，从而使外资不能发挥应
有的作用。[7]旅游业FDI 的系数小于零，说明我国旅游业FDI 对
我国旅游业服务贸易出口具有替代影响，旅游业FDI 每增长
ADF 统计量临界值
变量
检验形式
（C，T，K）
ADF
统计值 1% 5% 10%
结论
金融行业 （C，0，0） -3.27488 -4.05791 -3.11991 -2.701103 平稳**
运输通讯业 （C，0，0） -3.493088 -4.06721 -3.10791 -2.801203 平稳**
旅游业 （C，0，0） -3.537587 -4.10781 -3.12772 -2.908863 平稳**
变量名称
LnEX1
DLnEX1
LnFDIS1
DLnFDIS1
LnEX2
DLnEX2
LnFDIS2
DLnFDIS2
LnEX3
DLnEX3
LnFDIS3
DLnFDIS3
检验形式（C，T，L）
（C，T，1）
（C，0，0）
（C，T，2）
（C，0，0）
（C，T，1）
（C，0，0）
（C，T，4）
（C，0，0）
（C，T，0）
（C，0，0）
（C，T，0）
（0，0，0）
ADF 检验统计量
1.411400
-6.847973
-3.123006
-3.671560
-2.361562
-2.184571
-2.772967
-2.699018
-3.115248
-5.180872
-2.181244
-2.154061
