一、引言及文獻回顧
改革開放以來，我國服務貿易增長迅速，對國內服務業和國民經濟的發展起到了重要的推動作用，引起了國內外學者的關注。國外的學者Heir和Samusen等從規模經濟與不完全競爭的理論出發，證明服務貿易能促進經濟增長。Ricard和Kubo從商品貿易理模型論入手，並補進了服務貿易參數，也證明了服務貿易促進經濟增長。還有修正的H-O-S理論加入了技術差異等參數，證明了比較優勢理論也適用於服務貿易，服務貿易能促進經濟增長。
我國的學者王建認爲，服務貿易引入競爭機制，迅速提高服務質量和管理水平；推行服務貿易、參與國際分工可以使總需求增大，促進勞動生產率的提高及產業結構升級換代，加快經濟的發展。龔鋒發現，國際服務貿易對我國經濟持續高速增長起到重要的支撐作用，有利於提高經濟執行的效率，促進技術進步，促進產業升級換代，增強經濟增長的穩定性。程大中認爲，服務業是國民經濟發展的黏合劑，有助於更好地推進我國產業結構的優化升級，形成以製造業爲支撐、服務業全面發展的產業格局，能夠促進經濟更好地發展。邵望予認爲現代服務業屬於高科技、高管理水平的知識密集型產業，因而服務業水平的高低已經成爲衡量一個國家經濟發展水平的重要標誌。
在定量研究上，何德旭和王朝陽從對美國以及中國服務業的研究中發現，服務業能夠促進經濟的增長。張亮透過實證研究發現，我國服務貿易與GDP之間存在長期均衡關係，服務貿易進口和出口都對經濟發展有較大的貢獻。潘愛民則發現，服務貿易的發展對維持中國經濟增長的穩定做了很大的貢獻，其中，服務貿易進口的穩定作用不可小視。
但是，目前的研究還存在以下幾個方面的'不足：一是沒有對數據進行可比化處理，對匯率沒有進行必要的折算處理；二是樣本數據處理技術不高，對時間序列數據進行迴歸沒有檢驗數據的平穩性，可能導致結論沒有說服力；三是缺乏對所用模型的前提條件的檢驗，協整檢驗需要同階單整序列；四是缺少對服務貿易內部各行業的實證研究。我國的旅遊資源比較豐富，因此本文選取了旅遊服務貿易的進出口數據，並用匯率進行折算處理，進而對數據的平穩性以及協整作出分析。
二、理論模型和數據介紹
1、數據說明及模型假設
本文選取1985—2006年的數據爲樣本數據，數據全部來源於《中國統計年鑑》、國家外匯管理局《中國國際收支平衡表》、《中國對外經濟統計年鑑》、世界貿易組織統計年鑑歷年數據。在變量選取上，總量數據選取我國每年的GDP以及旅遊服務貿易進口（TM）、出口（TX），且都用可比價格計算。爲消除異方差性，數據都取自然對數（在相應變量符號前加上L，即LGDP、LTM、LTX），這種變換不會改變模型的有效性。
假設模型爲：
LGDP=a1+b1LTM+μ1
LGDP=a2+b2LTX+μ2
2、單位根檢驗
對時間序列進行分析，必須要求數據的平穩性，否則可能產生“僞迴歸”現象，所以不能直接進行OLS模型迴歸。現實生活中的時間序列都是非平穩的，爲了使迴歸有意義，對時間序列進行差分處理，但這樣會丟失原序列中的有用資訊。Enger和Granger提出的協整檢驗較好地解決了這個問題，但協整分析要進行單位根檢驗，並採用ADF方法。它包括三種情況：第一種，不包括常數項和時間趨勢項；第二種，包括常數項，不包括時間趨勢項；第三種，包括常數項和時間趨勢項。只要上述三種情況中有一種不存在單位根，該序列就是平穩的時間序列。因此先對模型進行單位根檢驗，然後再進行協整分析。
3、協整檢驗
如果k個時間序列y1t，y2t，…，ykt都是d階單整的，即I（d），那麼向量之間存在協整關係。如果兩個向量都是單整向量，只有它們的階數相同時纔可能協整；如果兩個以上變量具有不同的單整階數，可能透過線性組合構成低階單整變量。
4、對模型的修正
若模型達到協整就需要檢驗模型的異方差和自相關。由於是一元方程，因而不存在多重共線性。爲了消除異方差，對模型取對數，然後再檢驗並修正自相關。
三、實證分析結果
1、單位根檢驗
根據理論模型介紹，應用Eviews統計軟件對我國旅遊服務貿易各變量和GDP的對數值進行單位根檢驗，結果見表1。
從表1可以看出，在5%和10%的顯著水平下，上述三個變量經過二階差分後，變量序列都是平穩的，故它們都是二階單整I（2），滿足變量之間協整關係的前提條件。
2、協整檢驗
對LGDP和LTM、LGDP和LTX進行協整檢驗的結果見表2。
由結果可知，ADF值比5%和10%兩個臨界值都小，說明殘差序列是平穩的，在5%和10%的置信水平下LGDP和LTM、LGDP和LTX都存在協整關係。協整方程分別爲：
LGDP=a1+b1LTM（1）
LGDP=a2+b2LTX（2）
3、對協整方程進行自相關的檢驗
用DW檢驗法檢驗模型（1）是否存在自相關，在Eviews中執行得到如下結果：
LGDP=8.050115+0.514667LTM
（0.111812）（0.019746）
t=（71.99674）（26.06440）
R-squared=0.971402 Adjusted R-squared=0.969972
F-statistic=679.3528
DW值爲1.083800，查表可知模型（1）存在自相關，因而用迭代法進行修正後結果如下：
LGDP=4.561322+0.490051LTM
（0.116676）（0.035174）
t=（39.09406）（13.93237）
R-squared=0.910845 Adjusted R-squared=0.906152
F-statistic=194.1110
DW值爲1.776665，查表可知模型（1）已無自相關。
用同樣的方法檢驗並用迭代法消除模型（2）的自相關：
LGDP=4.856234+0.709948LTX
（0.132133）（0.027406）
t=（36.75267）（25.90531）
R-squared=0.972467 Adjusted R-squared=0.971018
F-statistic=671.0853
DW值爲1.949322，查表可知模型（2）已無自相關。
從結果可知，上述兩個模型的和t統計量較大，表明模型擬合較好，TM、TX對GDP有很好的解釋作用，並且分別存在長期均衡關係。因而兩個模型結果爲：
LGDP=4.561322+0.490051LTM（3）
LGDP=4.856234+0.709948LTX（4）
從協整方程來看，（3）式表明旅遊服務貿易進口與經濟增長之間存在一個長期的均衡關係，我國旅遊服務貿易進口對GDP的彈性爲0.490051，即旅遊服務貿易進口每變動1%，GDP平均變動0.490051%。（4）式表明旅遊服務貿易出口與經濟增長之間存在一個長期的均衡關係，我國旅遊服務貿易出口對GDP的彈性爲0.709948，即旅遊服務貿易出口每變動1%，GDP平均變動0.709948%。另外，本文研究的重點是各變量間的長期均衡關係，而不是其在短期內透過不斷調整而得以維持的具體過程，因此，在這裏不再構造誤差修正模型以檢驗相互調整速率及短期互動影響。
四、結論
本文對我國1985—2006年旅遊服務貿易進口、出口和GDP進行了協整分析，發現它們之間存在長期均衡關係。從數據分析可以看出，我國旅遊服務貿易進口、出口和經濟增長在樣本區間內呈現非平穩增長，但是各變量的二階差分是平穩的。其中旅遊服務貿易出口對經濟的影響較進口明顯，說明我國的旅遊資源對經濟增長有着一定的促進作用。在出口拉動經濟增長放緩的時候，可以從其他方面來繼續保持經濟增長，而我國的旅遊資源十分豐富，在不破壞旅遊資源和生態環境的前提下，應該充分開發並利用這些資源來促進經濟增長，同時也可以向世界展示我國的生態文明和悠久歷史。
【參考文獻】
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