跨國投資與服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢

跨國投資與服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢　　  一、跨國投資對服務(wù)貿(mào)易的影響：理論分析
　　貿(mào)易與資本流動之間的關(guān)系最早由Mundell  1957年提出，他建立了一個標準的2X2X2的貿(mào)易模型，該模型假定其中一國具有勞動密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢，出口勞動密集型產(chǎn)品，該國對進口資本密集型產(chǎn)品設(shè)置貿(mào)易障礙，從而使該國資本的邊際產(chǎn)量上升，引起外國資本流入。根據(jù)Rybczynski定理，在商品價格不變的條件下，資本要素的增加將增加資本密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，減少勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，該國勞動密集型產(chǎn)品的出口量減少，從而資本流入替代了貿(mào)易出口。此后20世紀80年代Markuson和Svenson在標準的2X2X2模型中假設(shè)兩國存在技術(shù)差異，導(dǎo)致要素價格不同，引起要素的國際流動，每個國家都將獲得其出口產(chǎn)品中密集使用的生產(chǎn)要素，根據(jù)Rybczynski定理，兩國要素稟賦的變化會促使其出口部門的擴張，從而要素流動與商品貿(mào)易之間的關(guān)系是互補的。
　　傳統(tǒng)的國際貿(mào)易純理論是建立在商品貿(mào)易基礎(chǔ)上的，而服務(wù)貿(mào)易存在某些與商品貿(mào)易不同的特征，第一，國際服務(wù)貿(mào)易是勞動與貨幣的交換，而不是物與貨幣的交換；第二，服務(wù)的生產(chǎn)與消費大多同時同地發(fā)生，服務(wù)不可儲藏；第三，統(tǒng)計方式不同，國際服務(wù)貿(mào)易在各國國際收支表中統(tǒng)計，而貨物貿(mào)易由各國海關(guān)統(tǒng)計。盡管服務(wù)貿(mào)易存在這些與眾不同的特征，目前主流的經(jīng)濟學觀點仍然堅持認為傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢理論應(yīng)用于國際服務(wù)貿(mào)易是有效的。Sapir在1981年進行了一系列服務(wù)貿(mào)易的實證研究，其主要結(jié)論是：“傳統(tǒng)貿(mào)易理論適用于服務(wù)貿(mào)易，要素稟賦在服務(wù)貿(mào)易模式的決定上具有重要作用�！盌eardorf  1985年在標準的H-O模型框架下，通過改變個別的約束條件成功地解釋了國際服務(wù)貿(mào)易如何遵循比較優(yōu)勢原則。目前國際經(jīng)濟學界比較一致的觀點是：“服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域同樣存在比較優(yōu)勢的合理內(nèi)核”。因此在分析跨國投資對服務(wù)貿(mào)易的影響時，我們?nèi)匀谎赜脗鹘y(tǒng)的國際貿(mào)易純理論方法。
　　我們分析的起點是假設(shè)經(jīng)濟是完全競爭的，在國際市場上每個國家都是小國，每個國家產(chǎn)品產(chǎn)量的變化不會引起國際市場產(chǎn)品價格的變化，而且假設(shè)一國由兩個經(jīng)濟部門組成，M是制造業(yè)或農(nóng)業(yè)部門，S是服務(wù)業(yè)部門，兩部門都以資本K和勞動L作為要素投入，體現(xiàn)消費者效用的社會無差異曲線是位似的。
　　外資的流入增加了一國的資本要素稟賦，通常情況下都假定外國直接投資（以下簡稱FDI）流入后可以在各生產(chǎn)部門間自由配置，但是本文中我們認為跨國投資是與具體的行業(yè)相關(guān)聯(lián)的，也就是說，F(xiàn)DI不會在本國的各行業(yè)間自由流動，資本流入之后就鎖定在特定的行業(yè)中，這樣的假定對各國生產(chǎn)函數(shù)的影響與通常的情況不同。當FDI可以在部門間自由流動時，對兩部門的生產(chǎn)能力都造成了影響，而當FDI與具體行業(yè)相關(guān)聯(lián)時，只改變該行業(yè)的生產(chǎn)能力。
　　在對跨國投資的特性作出規(guī)定之后，我們首先分析外國資本流入發(fā)達國家的情形，發(fā)達國家一般都具有在服務(wù)業(yè)方面的比較優(yōu)勢，可以用圖1的產(chǎn)品空間來表示該國的生產(chǎn)、消費和貿(mào)易的情況。在圖1中，坐標橫軸和縱軸分別表示該國服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的產(chǎn)品產(chǎn)量，M[,1]S[,1]是其生產(chǎn)可能性曲線，P[,1]P[,1]′是相對價格曲線，在不存在要素變化的情況下，可知該國在A[,1]點生產(chǎn)，在C[,1]點消費，該國的凈出口量是B[,1]A[,1]�？紤]FDI流入該國，由于其具有服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢，所以流入的FDI中相當大比例的部分投資于服務(wù)業(yè)，于是該國的生產(chǎn)可能性曲線向外移到M[,2]S[,2]，其中，服務(wù)業(yè)增產(chǎn)的比例高于制造業(yè)。因為國際市場產(chǎn)品價格不變，價格曲線的斜率也保持不變，平行外移到P[,2]P[,2]′，此時，該國將在A[,2]點生產(chǎn)，社會無差異曲線是位似的，所以在C[,2]點消費，服務(wù)凈出口是B[,2]A[,2]，可以看出，該國服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)和消費都增加了，但是可以證明在此服務(wù)生產(chǎn)的增加大于服務(wù)消費的增加，所以，服務(wù)凈出口增加了。也就是說FDI的流入增加了該國的凈服務(wù)出口，增加了該國服務(wù)業(yè)的競爭力和比較優(yōu)勢。
　　附圖
　　圖1  FDI流入導(dǎo)致的生產(chǎn)、消費和貿(mào)易變化（發(fā)達國家）
　　其次，我們分析發(fā)展中國家的情形，發(fā)展中國家一般不具有服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢，相對而言其比較優(yōu)勢在制造業(yè)或初級產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)，此時可以用圖2的產(chǎn)品空間來表示其生產(chǎn)、消費和貿(mào)易。在FID流入前，該國的生產(chǎn)和消費點是A[,1]′和C[,1]′，是服務(wù)凈進口國，服務(wù)凈進口量是B[,1]′C[,1]′，F(xiàn)DI流入后，因為該國的比較優(yōu)勢在制造業(yè)，所以流入的FDI大部分投向制造業(yè)，這樣，生產(chǎn)可能性曲線從M[,1]′S[,1]′向外移到M[,2]′S[,2]′，而國際市場相對價格不變，F(xiàn)DI流入后生產(chǎn)和消費點分別是A[,2]′和C[,2]′，凈進口量變?yōu)锽[,2]′C[,2]′，我們發(fā)現(xiàn)該國的服務(wù)的生產(chǎn)和消費均增加了，可以證明服務(wù)消費的增加要大于服務(wù)產(chǎn)出的增加，也就是說服務(wù)的凈進口增加了，F(xiàn)DI的流入增加了該國的服務(wù)凈進口量，降低了該國的服務(wù)業(yè)的競爭力和比較優(yōu)勢。
　　附圖
　　圖2  FDI流入導(dǎo)致的生產(chǎn)、消費和貿(mào)易變化（發(fā)展中國家）
　　綜合上述分析我們得到如下的結(jié)論：在發(fā)達國家，外商直接投資流入促進了凈服務(wù)出口，擴大了發(fā)達國家的服務(wù)貿(mào)易順差，增強了其服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢；而對于發(fā)展中國家，F(xiàn)DI流入增加了凈服務(wù)進口，擴大了發(fā)展中國家的服務(wù)貿(mào)易逆差，降低了其服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢。
　　外商直接投資對服務(wù)貿(mào)易的影響除了模型中所分析的改變一國的要素稟賦結(jié)構(gòu)，從而改變其服務(wù)貿(mào)易進出口量和比較優(yōu)勢外，還有別的作用途徑。外資企業(yè)的建立必然派生出對服務(wù)的需求，而這種需求有明顯的國別傾向。由于東道國對外匯的管制、利潤稅收制度等原因，跨國公司希望將利潤轉(zhuǎn)移到其母公司，因此傾向于選擇母公司所在國的服務(wù)提供者；與東道國在語言、文化方面的差別也促使跨國公司更多地傾向于選擇母國的服務(wù)供給。但是，這種選擇外國的服務(wù)供給的傾向在發(fā)達國家和發(fā)展中國家有顯著的程度差別，發(fā)達國家的服務(wù)廠商的國際化水平較高，服務(wù)質(zhì)量較好，企業(yè)信用較好。因此，在發(fā)達國有境內(nèi)的跨國公司選擇其母國服務(wù)供給的傾向性相對較�。欢�在發(fā)展中國家，服務(wù)業(yè)水平低，服務(wù)質(zhì)量不理想，而且在語言、文化方面的障礙更大一些，所以在發(fā)展中國家境內(nèi)的跨國公司更愿意使用外國特別是其母國的服務(wù)。由此我們認為，雖然跨國公司在對服務(wù)供給選擇上的國別傾向均導(dǎo)致了東道國服務(wù)進口的增加，但是，這種效應(yīng)在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的程度很不相同，在發(fā)達國家較弱，而在發(fā)展中國家較強，因此可以認為對發(fā)達國家的跨國投資仍然增加了其凈服務(wù)出口，增強了其在服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢，而對發(fā)展中國有，跨國投資增加凈服務(wù)進口的效應(yīng)更強了，其在服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢更小了。
　　  二、計量檢驗
　　  1.數(shù)據(jù)和基本模型
　　從上一節(jié)的理論分析中我們得出結(jié)論：外國資本的流入對一國的服務(wù)貿(mào)易存在重要影響，而且這種影響在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的表現(xiàn)極不相同，由于發(fā)達國家多數(shù)擁有服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢，外資流入的很大比例投入其服務(wù)行業(yè)，促進了服務(wù)出口，擴大了服務(wù)貿(mào)易順差，增強了其服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢；而對于發(fā)展中國家，由于服務(wù)業(yè)不是其比較優(yōu)勢，流入的外資投向服務(wù)業(yè)的比例非常小，從而增加了其服務(wù)進口，擴大了服務(wù)貿(mào)易逆差，降低了其在服務(wù)業(yè)方面的比較優(yōu)勢。在這里，我們希望使用發(fā)達國家和發(fā)展中國家的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立計量模型來檢驗上述結(jié)論。
　　當然，存在另外一些重要的因素會影響一個國家服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢，在計量模型中我們需要將這些因素考慮進去，作為控制變量，以準確地估計FDI對服務(wù)貿(mào)易的作用。
　　在計量模型中，被解釋變量是各國的服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢，度量某一行業(yè)比較優(yōu)勢的方法較多，本文選用服務(wù)業(yè)凈出口與服務(wù)業(yè)進出口總額的比值SeRNX作為該被解釋變量，各國服務(wù)貿(mào)易進出口值均來自各國的國際收支平衡表。
　　附圖
　　其中Xs是服務(wù)貿(mào)易出口值，Ms是服務(wù)貿(mào)易進口值。
　　對外資流入用各國的FDI與其國內(nèi)生產(chǎn)總值（以下簡稱GDP）的比值rFDI來度量，F(xiàn)DI數(shù)量來自各國國際收支平衡表，GDP數(shù)據(jù)來自歷年《世界銀行發(fā)展報告》。
　　一個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平顯然會影響服務(wù)業(yè)的發(fā)展，隨著人均收入的提高，個人對服務(wù)的需求在其支出中所占的份額也相應(yīng)提高，較高的服務(wù)需求會帶動服務(wù)業(yè)較快發(fā)展，從而建立起在服務(wù)業(yè)方面的比較優(yōu)勢，但是另一方面較高的服務(wù)需求也意味著對服務(wù)進口需求的增加，降低以貿(mào)易流通度量的比較優(yōu)勢。這兩方面的作用輕重如何，需要用數(shù)據(jù)來估計，用各國人均GDP值rGDP及rGDP的對數(shù)值lnGDP度量，數(shù)據(jù)也來自歷年《世界銀行發(fā)展報告》。
　　政府對服務(wù)貿(mào)易的管制政策顯然也是對服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生作用的一個重要因素。服務(wù)業(yè)部門具有一定的特殊性，服務(wù)行業(yè)中的金融、電信、郵政、運輸、教育和研究與開發(fā)等部門對一個國家的經(jīng)濟、政治和國家安全等都有非常重要的影響，所以多數(shù)國家對服務(wù)領(lǐng)域的對外開放均采取謹慎態(tài)度，發(fā)展中國家因為其在服務(wù)行業(yè)不具有優(yōu)勢，擔心在服務(wù)業(yè)無法與發(fā)達國家競爭，對開放本國的服務(wù)業(yè)市場作出了嚴格的管制，管制政策在相當程度上抑制了這些國家的服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。因此，政府對服務(wù)貿(mào)易的管制程度是影響服務(wù)貿(mào)易的另一個重要變量。Hoekmon  1994年在《烏拉圭回合服務(wù)貿(mào)易協(xié)定評估》（注：轉(zhuǎn)引自楊圣明主編：《服務(wù)貿(mào)易：中國與世界》，1999年。）中提出了一種度量各國服務(wù)業(yè)開放程度的方法，他將服務(wù)業(yè)開放分為三類：完全自由化、不開放、其他。每一類分別計數(shù)為：1;0;0.5。然后，把《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》中服務(wù)業(yè)的155項部門的每一項分為4種不同的提供方式：跨境提供、國外消費、商業(yè)存在和自然人存在。每個國家在《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》的談判中對這155個部門的每一種提供方式作出不同的減讓承諾，這樣總計有620項承諾，根據(jù)對每一項減讓承諾的程度按三類計分方式打分，然后把620項分數(shù)累計加總，得到一國的總分數(shù)，這個總分數(shù)即為該國服務(wù)業(yè)開放程度的度量。我們選用該文中對各國的服務(wù)貿(mào)易開放程度的估計分數(shù)作為變量SeOPEN的數(shù)據(jù)，這些估計分數(shù)是在1994年《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》談判結(jié)果的基礎(chǔ)上計算出的，我們用它度量了每個國家1990年至1999年的開放程度。
　　一國的人口素質(zhì)，勞動力受教育的水平對服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢顯然也有重要的作用，人口素質(zhì)高，接受的教育程度高，其所提供的服務(wù)質(zhì)量也就相對較好，有利于建立服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢，但另一方面，人口素質(zhì)高，對服務(wù)的需求也就增大，也可能會導(dǎo)致對服務(wù)進口需求的增加，可見人口素質(zhì)的高低對服務(wù)業(yè)優(yōu)勢也有正負兩方面的作用，孰輕孰重，需要實證檢驗。本文用各國15歲以上成年人中非文盲人口的比例HR來度量，數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國教科文組織的各國教育和識字統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。需要注意的是，多數(shù)發(fā)達國家教育水平較高，文盲比例非常低，他們在20世紀80年代以后就不再公布文盲人口比例數(shù)據(jù)，我們用100%來表示這些國家的非文盲人口比例。lnHR是HR的對數(shù)值。
　　另外還有一些變量如文化習俗、自然條件和對研發(fā)的投資等也會影響一國的服務(wù)業(yè)比較優(yōu)勢。但是這些因素大多難以定量，所以在我們計量回歸方程中不包含這些控制變量。
　　根據(jù)以上討論，我們建立基本的計量模型如下：  
SeRNX[,it]=α[,i]+β[,1]RFDI[,it]+β[,2]RGDP[,it]+β[,3]SeOPEN[,it]+β[,4]HR[,it]+ε[,it]　　　　　　　(2)

　　
　　其中i是國別下標，t是時間下標，□[,i]表示有一個不隨時間變化的效應(yīng)，在這個效應(yīng)中包含了一些回歸方程中不考慮的因素，如各國的文化差異，自然資源等，□[,it]是隨機擾動項。
　　本文選用12個發(fā)達國家和11個發(fā)展中國家從1990年至1999年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行計量回歸。12個發(fā)達國家是：美國、日本、加拿大、澳大利亞、新西蘭、英國、德國、法國、意大利、瑞典、奧地利和新加坡；11個發(fā)展中國家是：阿根廷、巴西、埃及、中國、印度、印度尼西亞、韓國、馬來西亞、泰國、菲律賓和墨西哥。
　　  2.回歸結(jié)果
　　這是一個跨國的時間系列模型，這類模型對αi的處理有兩種方法，固定效應(yīng)(Fixed  Effects)方法把α[,i]視為一組具體的常數(shù)，隨機效應(yīng)(Random  Effects)方法把α[,i]視為一組隨機變量，當α[,i]與回歸變量存在相關(guān)性時，使用固定效應(yīng)方法，應(yīng)用代理變量的最小二乘回歸(LSDV)（注：LSDV(Least  Squares  Dummy  Variable)是用于估計跨地區(qū)（跨部門）時間系列數(shù)據(jù)(Panel  Data)的回歸方法，在此類模型中假定不同地區(qū)（部門）的差別由回歸方程的常數(shù)項表示，這樣相當于對每一個地區(qū)（部門）設(shè)定了一個代理變量(Dummy  Variable)，N個地區(qū)就有N個代理變量，在估計解釋變量系數(shù)值的同時，也要估計代理變量的系數(shù)值，具體的估計算法參見參考文獻[9]。）得到的回歸系數(shù)是一致有效的。我們用Hausman-test檢驗了模型，發(fā)現(xiàn)α[,i]與回歸變量SeRNX具有相關(guān)性，所以決定用LSDV方法進行回歸。為了消除擾動項的異方差和序列相關(guān)性，我們選用了可行廣義最小二乘法(FGLS)（注：FGLS(Feasible  Generalized  Least  Squares)及后面提及的Chow-test具體算法參見參考文獻[9]。）。
　　  表1  23個國家回歸結(jié)果
　　附圖
　　注：*表示通過了顯著程度為1%的T檢驗。**表示通過了顯著程度為5%的T檢驗。#表示通過了顯著程度為1%的F檢驗。系數(shù)估計值下括號內(nèi)數(shù)值為T統(tǒng)計量值。
　　  表2  12個發(fā)達國家回歸結(jié)果
　　附圖
　　注：*表示通過了顯著程度為1%的T檢驗。**表示通過了顯著程度為5%的T檢驗。#表示通過了顯著程度為1%的F檢驗。系數(shù)估計值下括號內(nèi)數(shù)值為T統(tǒng)計量值。
　　我們用23個國家的數(shù)據(jù)做了一次總的回歸，回歸結(jié)果如表1所示。
　　從表1中我們發(fā)現(xiàn)，rFDI的系數(shù)估計值在所有方程中均是正值，比較穩(wěn)定，也比較顯著；而人均GDP的系數(shù)估計值也是正的，但不顯著；服務(wù)業(yè)開放程度SeOPEN對SeRNX的作用為正的，比較顯著，也比較穩(wěn)定；人口素質(zhì)HR對SeRNX的影響是負的，比較顯著和穩(wěn)定。所有方程回歸都通過了顯著程度為1%的F檢驗，擬合優(yōu)度不足0.3，擬合的不是太理想。
　　由此可以判斷，總體上來說，F(xiàn)DI流入對一個國家的服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢是有一定的促進作用；而人均GDP的影響不是很確定，這與人均GDP水平對服務(wù)業(yè)比較優(yōu)勢存在正負兩方面的作用有關(guān)；服務(wù)業(yè)的開放促進其比較優(yōu)勢的效應(yīng)非常顯著；而人口素質(zhì)對服務(wù)業(yè)的優(yōu)勢卻有很顯著的負作用，這是出乎意料的，可能與所用的數(shù)據(jù)有關(guān)，用非文盲人口比例度量人口素質(zhì)沒有能夠更細致地刻劃各國間勞動力在技能水平和知識文化水平方面的差距，但是本文主要關(guān)注跨國投資與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系，因此不再對人口素質(zhì)的作用深入研究。
　　理論分析已經(jīng)說明，跨國投資對發(fā)達國家和發(fā)展中國家的作用是不同的，可以斷定，對這兩類國家，揭示服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢的決定因素的計量方程有不同的結(jié)構(gòu)，也就是說方程3對發(fā)達國家和發(fā)展中國家有不同的系數(shù)。我們用Chow-test檢驗檢查了方程在發(fā)達國家和發(fā)展中國家之間確實存在結(jié)構(gòu)變化。因此把這兩類國家分開進行回歸。
　　表2是對發(fā)達國家數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)rFDI的系數(shù)估計值都是正號，都通過了顯著程度為5%的T檢驗，比較穩(wěn)定；而人均GDP對SeRNX的影響同所有樣本回歸結(jié)果一樣，也不顯著，但是為正號；SeOPEN對SeRNX作用為正的，比較顯著；所有方程都通過了顯著程度為1%的F檢驗，而且擬合優(yōu)度比所有23個國家回歸時有明顯的提高。
　　  表3  11個發(fā)展中國家回歸結(jié)果
　　附圖
　　注：*表示通過了顯著程度為1%的T檢驗。**表示通過了顯著程度為5%的T檢驗。#表示通過了顯著程度為1%的F檢驗。系數(shù)估計值下括號內(nèi)數(shù)值為T統(tǒng)計量值。
　　  表4  不包含埃及的10個發(fā)展中國家回歸結(jié)果
　　附圖
　　注：*表示通過了顯著程度為1%的T檢驗。**表示通過了顯著程度為5%的T檢驗。#表示通過了顯著程度為1%的F檢驗。系數(shù)估計值下括號內(nèi)數(shù)值為T統(tǒng)計量值。
　　對發(fā)達國家的回歸結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，確實如我們理論分析中所預(yù)測的，跨國投資進入發(fā)達國家促進了其服務(wù)貿(mào)易的比較優(yōu)勢，而發(fā)達國家的服務(wù)業(yè)開放也對其服務(wù)業(yè)比較優(yōu)勢有正向的影響。
　　表3是對11個發(fā)展中國家數(shù)據(jù)回歸的結(jié)果，我們看出，rFDI對SeRNX的作用變成了負的影響，而且不顯著了；人均GDP對SeRNX的作用也變成了負的影響，也不顯著；而SeOPEN的影響仍然很顯著地是正面的作用；所有方程都通過了顯著程度為1%的F檢驗，擬合優(yōu)度也有所提高。
　　觀察我們所使用的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)在發(fā)展中國家中，埃及是一個比較特殊的國家，它的服務(wù)貿(mào)易出口遠遠超過了進口，顯示出很強的服務(wù)業(yè)的優(yōu)勢，甚至于超過了多數(shù)發(fā)達國家。因此我們將埃及的數(shù)據(jù)從中刪除，對余下的10個發(fā)展中國家進行了回歸，而且回歸方程中rFDI變量用其平方rFDI[2]代替了，結(jié)果在表4中顯示。
　　從表4中我們發(fā)現(xiàn)，在去掉埃及并用rFDI[2]作為解釋變量后，F(xiàn)DI流入對服務(wù)業(yè)比較優(yōu)勢的影響顯著性有明顯提高，T統(tǒng)計量的數(shù)值比表3中有很大提高，而且這種作用仍然是負的影響，與我們理論分析中對發(fā)展中國家的預(yù)測一致；人均GDP對SeRNX的作用也變得顯著了，表現(xiàn)出負的作用，表明在發(fā)展中國家，隨著人均收入或人均產(chǎn)出的提高，對服務(wù)進口的需求增加較多，而對服務(wù)出口的促進作用不是很重要，這樣反而導(dǎo)致服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢下降；服務(wù)業(yè)的開放程度對發(fā)展中國家的服務(wù)業(yè)優(yōu)勢的建立與對發(fā)達國家一樣有促進作用，而且是很顯著的。表4中的方程回歸都通過了顯著程度為1%的F檢驗。
　　  三、結(jié)論和政策含義
　　綜合以上理論分析和計量回歸的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，跨國投資對一國服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢的影響，在發(fā)達國家和發(fā)展中國家確實有迥然不同的表現(xiàn)。
　　發(fā)達國家一般在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域具有比較優(yōu)勢，多數(shù)為服務(wù)貿(mào)易凈出口國，流入發(fā)達國家的FDI有很大比例投向發(fā)達國家的服務(wù)業(yè)，服務(wù)業(yè)資本要素的相對增加更加增強了發(fā)達國家在服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢。相反，發(fā)展中國家不具有服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢，多數(shù)為服務(wù)貿(mào)易凈進口國，流入發(fā)展中國家的國際資本大多投向其有比較優(yōu)勢的初級產(chǎn)業(yè)和勞動密集型制造業(yè)，而投入到服務(wù)業(yè)的比例很小，在初級產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)中資本要素的增加增強了這些行業(yè)的比較優(yōu)勢，相對來說降低了發(fā)展中國家在服務(wù)業(yè)的比較優(yōu)勢。
　　跨國投資與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系在發(fā)達國家和發(fā)展中國家完全不同的表現(xiàn)，被我們的實證檢驗所證實。而這一結(jié)論也啟發(fā)我們，國家吸引外資的政策會對服務(wù)業(yè)的發(fā)展造成重要影響，在發(fā)達國家，外資流入自然地就促進了服務(wù)業(yè)的發(fā)展；而對在服務(wù)業(yè)沒有優(yōu)勢的發(fā)展中國家，如果沒有適當?shù)恼�策干預(yù)，大量的外資流入對該國的服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易是不利的，這些國家的政府應(yīng)該制定一定的產(chǎn)業(yè)政策，引導(dǎo)一定量的外資投向該國的服務(wù)行業(yè)，以保證在這個重要性日益增強的行業(yè)具有一定的競爭力。
　　這個結(jié)論也從一定的角度說明，發(fā)展中國家利用外資并非越多越好，外資的進入會對某些經(jīng)濟因素造成反面的影響，適當?shù)睦�用外資水平和正確的外資引導(dǎo)政策是必需的。
　　各國在服務(wù)業(yè)的開放程度對建立其在服務(wù)行業(yè)的優(yōu)勢有重要的作用，我們的研究表明，各國在《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》談判中作出的各項服務(wù)行業(yè)的減讓承諾，增強了其在服務(wù)貿(mào)易中的比較優(yōu)勢，所以一國服務(wù)業(yè)的開放并不像通常所想象的那樣會使該國的服務(wù)業(yè)被國外的服務(wù)提供者占領(lǐng)，相反，純粹從經(jīng)濟的角度來看，開放國內(nèi)服務(wù)市場對發(fā)展其服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易是有利的。
【參考文獻】
　　[1]  Daniels,P.W."Service  Industries  in  the  World  Economy",BlackWell,Oxford  &  
Cambridge  USA,1993.
　　[2]  Deardorf,A."Comparative  Advantage  and  International  Trade  and  Investment  
in  Services",in  Trade  and  Investment  in  Services:Canada/US  Perspectives,edited  by
  R.Stern,Toronto:Ontario  Economic  Council,1985.
　　[3]  Hoekman,B.and  Brga,C.A.P."Protection  and  Trade  in  Services:A  Survey",Open 
 Economic  Review,vol.8(3),1997.
　　[4]  Markuson,James  R.and  Melvin,James  R.(1983),"Factor  Movements  and  Commodity  Trade  as  Complements",Journal  of  
International  Economics,13(1983).

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10