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会员注册内容提要：当前全球国际服务贸易快速发展和国际贸易竞争焦点由货物贸易向服务贸易转变，国际服务贸易已成为经济增长的新引擎，并逐步成为国际贸易竞争的重要方面。本文运用我国1990—2010年国际服务贸易进出口贸易额相关数据与GDP数据，建立VAR模型，研究国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平与经济增长之间存在的关系。结果发现它们之间存在一种长期的稳定关系，提高国际服务贸易开放度和国际服务贸易竞争力对经济增长具有促进作用。建议我国政府应把努力提高国际服务贸易开放度和竞争力水平作为发展国际服务贸易的重中之重，竭尽全力扭转国际服务贸易逆差状况，带动经济持续稳定增长。
关键词：经济增长，国际服务贸易开放度，国际服务贸易竞争力，VAR模型
本文得到国家社会科学基金青年项目“提高我国居民消费能力长效机制研究”(编号：11CJL014)和教育部人文社会科学研究一般项目“AD-PA模型拓展与扩大就业的理论和政策研究”(编号：10YJC790287)的资助。
一、引言
20世纪90年代以来，随着经济全球化进程的不断推进和我国改革开放力度的不断加大，我国国际服务贸易得到快速发展。根据WTO数据库统计(图1)，我国国际服务贸易总贸易额由1990年的796.1亿元上升到2010年的27148.5亿元，年均增长15.7%，增长速度已超过货物贸易。同时，2010年我国国际服务贸易出口额增加到13205亿元，年均增长13.3%；2010年我国国际服务贸易进口额增加到13944亿元，年均增长19%。在此期间我国国际服务贸易开放度、竞争力水平呈现出上升趋势，国际服务贸易逆差逐渐缩小，我国GDP也由30246亿元增加到401202亿元，增长了13.3倍。可见，国际服务贸易已成为我国经济增长的新引擎，并逐步成为国际贸易竞争的重要方面，其对国民经济增长的贡献将不容小觑。刘丁友和程欢(2012)认为，在后金融危机时代，全球经济竞争的重点正在从货物贸易转向服务贸易。
图1 1990—2010年我国国际服务贸易状况图
注：起始年份1990年，贸易额单位为元。
二、文献综述
国内外学者有关国际服务贸易与经济增长之间关系的研究主要分为两类：在宏观层面上，主要研究国际服务贸易进口、出口及总贸易额的变化对经济增长的影响；在微观层面上，主要研究服务贸易中某地区或某重要部门、某行业进出口变化对该国经济增长产生的影响。
在宏观层面上，Ricard(1988)和Kubo (1988)在一般贸易理论的基础上加上一定的服务贸易参数，通过实证研究发现服务贸易促进了经济增长。Francois等(1999)的实证研究表明，服务贸易对经济增长有着很强的促进效应，对贸易政策具有强大的影响力。潘爱民(2006)运用协整方法和误差修正模型，考察了我国服务贸易进口、出口与经济增长之间的关系，认为服务贸易进口、出口与经济增长之间存在着一个稳定的均衡关系。尚涛、郭根龙和冯宗宪(2007)研究了我国1982—2004年期间服务贸易进出口与经济发展的长期动态影响特征，发现服务贸易是经济增长的重要原因，服务贸易出口对经济增长的促进作用要大于服务贸易进口的促进作用，经济增长对服务贸易的促进作用存在一定的滞后期。熊启泉和张琰光(2008)运用Taylor(1981)建立的出口扩展型总量生产函数，建立双对数模型，基于1982—2006年的GDP、服务贸易进出口额、资本投入以及劳动投入的数据，研究发现我国服务贸易总体上对经济增长的贡献较低，其中服务贸易出口对经济增长的贡献大于进口的贡献。
在微观层面上，孙茂辉(2005)对我国澳门地区服务业进出口和GDP数据进行回归后发现，每增加1美元的净出口，将会使澳门的GDP增加2.25美元。李平和梁俊启(2007)根据我国1982—2005年运输、旅游及其他商业服务三部门的进口、出口和GDP数据进行协整分析并建立VECM(向量误差修正模型)后得出，三部门服务贸易进出口与GDP之间存在长期的均衡关系，服务进口对经济增长有负作用，出口对经济增长有促进作用。
另外，随着服务贸易开放的不断加深，越来越多的学者从贸易开放度(自由化)角度分析服务贸易与经济增长的关系。Edwards(1992)采用Leamer(1988)贸易开放度的度量方法，得到了贸易开放度对经济增长具有显著影响的结论。Lee(1993)以其构造的自由贸易开放度(FREEEOP)为基础，发现贸易开放度与经济增长之间具有显著的负相关。George Verikios(2001)利用CGE模型实证分析了世界上19个国家和地区之间的电讯和金融服务贸易自由化的经济效应，发现电讯和金融服务贸易的自由化使得全球经济增长2%。Ramkishen(2002)建立误差修正模型，研究中国、印度尼西亚、韩国、马来西亚和泰国这五个亚洲国家服务贸易与经济增长和福利水平的关系，结果发现有序地开放金融和电信服务市场，不仅有利于促进一国经济增长和福利水平的提高，而且有助于经济结构的调整。徐康宁、邵军和李大升(2002)对江苏省外贸依存度与经济增长的相关性作了研究，结果表明江苏的外贸依存度对GDP增长起到了重要作用，而且出口依存度对GDP的影响更显著。詹海辉(2009)证明了我国服务贸易开放水平与服务贸易竞争力之间存在显著的正相关关系，即服务贸易开放对服务贸易竞争力有促进作用，而且证明了我国服务贸易当前开放水平是适度的，这也说明了服务贸易开放对经济增长有促进作用。
从以上研究结果我们可以发现，国内外实证研究多为直接从贸易额方面来研究国际服务贸易与经济增长的关系，很少采用特定指标来反映两者之间的变化关系；即使采用，也只是某一特定指标，不能充分说明国际服务贸易与经济增长之间的变化关系，并且容易产生异方差性。为降低发生异方差性的可能性，本文采用VAR模型并在该模型中同时引入国际服务贸易依存度和国际服务贸易竞争力水平两个主要因素，结合我国1990—2010年服务贸易进出口贸易额相关数据与GDP数据，来研究服务贸易与经济增长的关系，具体来说是研究国际服务贸易依存度、国际服务贸易竞争力水平与经济增长之间存在的关系。采用国际服务贸易依存度、国际服务贸易竞争力水平两个解释变量来解释经济增长，在一定程度上避免了单独研究两者与经济增长之间关系所存在的“特殊性设定”问题。李子奈(2008)指出，经济模型设定应该遵循“从一般到特殊”的原则，而不是走相反的路径。
三、变量定义、数据来源及处理
(一)变量定义
1、STI:国际服务贸易开放度，也叫国际服务贸易依存度，是指服务贸易进出口总额占国内生产总值的比重。它既反映了一国从事国际服务贸易活动的程度，也是衡量一国经济增长对国际服务贸易市场依赖程度的重要指标。国际货币基金组织(IMF)所提供的计算公式为：
2、STC：国际服务贸易竞争优势指数，又称服务贸易专业化系数，表示一国国际服务贸易进出口差额占国际服务贸易总额的比重，可以衡量国际服务贸易竞争力。其计算公式为：
STC指数的取值范围为[-1，1]，其值越接近于1，表示该国在服务出口上更具有竞争优势；越接近于-1，表示该国在服务出口上竞争力越差。
3、GDP:国内生产总值，它是衡量一国经济总量的重要指标。
(二)数据来源及处理
本文选取的样本期为1990年至2010年，共21年，其中1997年至2010年的服务贸易进口额、出口额及进出口总额数据来源于UNCTAD数据库以及WTO数据库的相关数据，1990年至1996年服务贸易进口额、出口额及进出口总额数据和样本期内的国内生产总值(GDP)皆取自我国各年的《统计年鉴》。数据都依据当时汇率统一用元表示，而且通过GDP平减指数(以1985年为基期)来克服物价水平波动带来的影响。国际服务贸易竞争力水平(STC)、国际服务贸易开放度(STI)都是利用以上数据并按照有关公式计算得来的。在分析过程中，为保证模型的线性形式便于分析以及避免出现异方差现象，变量除STC①外皆取对数。
四、实证分析
(一)变量的平稳性检验
检查序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文利用Eviews5.1统计软件和采用最常用的单位根检验方法，即ADF检验，对各个变量进行单位根检验。检验结果见表1。
从表1可以看出，LOGGDP、LOGSTI、STC变量在5%的显著水平下是非平稳时间序列，然而经过一阶差分后，其一阶差分值在5%的显著水平下是平稳的时间序列，所以各变量都是一阶单整I(1)的，从而满足了协整检验的条件。
表1 ADF平稳性检验
| 变量 | ADF检验值 | 检验形式(C，T，K) | 5%临界值 | 平稳性 |
| LOGGDP | 0.444959 | (C，T，0) | -3.020686 | 非平稳 |
| LOGSTI | -2.557279 | (C，T，0) | -3.658446 | 非平稳 |
| STC | -2.178181 | (C，T，4) | -3.065585 | 非平稳 |
| D(LOGGDP) | -5.990371 | (C，T，0) | -3.029969 | 平稳 |
| D(LOGSTI) | -4.548063 | (C，T，0) | -3.029970 | 平稳 |
| D(STC) | -7.459847 | (C，T，0) | -3.029970 | 平稳 |
注：检验形式为(C，T，K)，其中C和T分别表示ADF检验带有的常数项和趋势项，K表示滞后阶数，由SC和AIC准则确定；D表示一阶差分。
(二)协整检验
单位根检验已证明LOGGDP、LOGSTI、STC三变量均为一阶单整序列，因而可以进行协整检验。在进行协整检验之前，本文根据LR、AIC和SC等准则确定了VAR模型的最佳滞后期为2，即VAR(2)。由于Johansen协整检验是一种以VAR为基础的检验回归系数方法，是一种多变量协整检验的较好方法，所以本文采用Johansen协整检验中的Trace检验。检验结果见表2。
表2 Johansen协整检验结果
| Hypothesized No. of CE(s) | Eigenvalue | Trace Statistic | 0.05 Critical Value | Prob.** |
| None* | 0.896665 | 74.70410 | 29.79707 | 0.000 |
| At most 1* | 0.834885 | 33.84810 | 15.494712 | 0.000 |
| At most 2 | 0.076270 | 1.428050 | 3.841466 | 0.2321 |
test indicates 1 cointegrating eqn (s)at the 0.05 level
*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999)p-values
从检验结果我们可以看出，协整检验在5%的显著水平下拒绝协整系数“At most
对于VAR模型是否稳定，有必要进行进一步的ADF检验，易见所有单位根皆落在单位圆内，从而证明VAR模型具有平稳性以及各变量与滞后变量之间存在相互影响的关系。
(三)Granger因果检验
在经济变量中有一些变量存在显著相关性，但它们未必有经济意义，即存在伪回归现象。针对判断一变量的变化是否是另一变量变化的原因的问题，Granger提出Granger因果检验的检验方法。本文利用该检验方法检验经济增长与国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平之间是否存在显著的Granger因果关系，检验结果见表3。从结果中可以看出：LOGSTI、STC以及LOGSTI和STC可以同时是LOGGDP的Granger原因，即国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平对经济增长有影响。但是，LOGGDP、STC不是LOGSTI的Granger原因，即经济增长、国际服务贸易竞争力水平不对国际服务贸易开放度产生影响。LOGGDP和LOGGDP与LOGSTI同时是STC的Granger原因，即经济增长会对国际服务贸易竞争力产生影响，并且经济增长与国际服务贸易开放度可以共同对国际服务贸易竞争力产生影响。
表3 Granger因果检验结果
| | 原假设 | X2统计量 | 自由度 | P值 | 结论 |
| LOGGDP | LOGSTI不是LOGGDP的Granger原因 | 6.780484 | 2 | 0.033700 | 拒绝 |
| STC不是LOGGDP的Granger原因 | 6.359627 | 2 | 0.041593 | 拒绝 | |
| LOGSTI、STC不是同时是LOGGDP的Granger原因 | 10.03809 | 4 | 0.039791 | 拒绝 | |
| LOGSTI | LOGGDP不是LOGSTI的Granger原因 | 0.851383 | 2 | 0.653317 | 接受 |
| STC不是LOGSTI的Granger原因 | 1.289227 | 2 | 0.524865 | 接受 | |
| LOGGDP、STC不是同时是LOGSTI的Granger原因 | 3.005492 | 4 | 0.556907 | 接受 | |
| STC | LOGGDP不是STC的Granger原因 | 6.886965 | 2 | 0.031953 | 拒绝 |
| LOGSTI不是STC的Granger原因 | 1.955223 | 2 | 0.376208 | 接受 | |
| LOGGDP、LOGSTI不是同时是STC的Granger原因 | 9.638559 | 4 | 0.046976 | 拒绝 |
注：P值为统计量对应的P值，当该值小于0.05时，拒绝原假设。
(四)脉冲响应分析
脉冲响应函数是分析当一误差项发生变化或模型受到某种冲击时，用于衡量随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。为了更好地体现和研究变量之间的动态关系，本文采用乔莱斯基(Cholesky)分解法，通过误差项正交化脉冲响应函数来分析经济增长与国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平之间的动态关系。
从图3的脉冲响应曲线可以看出，国际服务贸易开放度的增加、国际服务贸易竞争力的增强会对经济增长产生正冲击，几乎同时在第3期取得极大值，然后分别在第5期处于稳定。这说明国际服务贸易开放度增加和国际服务贸易竞争力增强在短期内使得经济快速增长，并在此后一定时期内能保持经济稳定增长，因而采取各项措施提高国际服务贸易开放度和国际服务贸易竞争力水平对于扩大国际服务贸易并拉动经济增长有着积极作用。
从图4的脉冲响应曲线可以看出，经济增长对国际服务贸易开放度在前3期内产生微弱的负冲击，此后趋于稳定并接近于0；另外，国际服务贸易竞争力对国际服务贸易开放度几乎没有产生冲击。这说明经济增长和国际服务贸易竞争力增强对国际服务贸易开放度增加的影响不大。由此可见，国际服务贸易开放水平的提高并不是经济增长和国际服务贸易竞争力增强的必然结果。
同样从图5的脉冲响应曲线也可以看出，经济增长对国际服务贸易竞争力水平产生正冲击，并在前5期产生大幅度波动，分别在第2期和第4期达到极大值，尤其是在第2期取得最大值0.027；国际服务贸易开放度的增加也对国际服务贸易竞争力水平产生正冲击，尤其是短期内具有较大影响，随后逐步减小并趋于稳定。从而说明在短期内，经济增长和国际服务贸易开放度提高对增强国际服务贸易竞争力具有积极效果。因此，在经济增长的同时提高国际服务贸易开放度是增强国际服务贸易竞争力的必然要求。
(五)方差分解
为了更好地分析国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平与经济增长的相互作用关系，进一步明确国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平与经济增长之间相互影响的程度，本文对VAR模型作方差分解。方差分解是通过分析每一结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性，因而通过方差分解可以看出国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平对经济增长贡献的大小。
图3 GDP受STI、STC冲击的脉冲响应图
图4 STI受GDP、STC冲击的脉冲响应图
图5 STC受GDP、STI冲击的脉冲响应图
表4 LOGGDP的预测方差分解
| 期数 | 标准差 | LOGGDP | LOGSTI | STC |
| 1 | 0.0667 | 100 | 0 | 0 |
| 2 | 0.07693 | 81.97495 | 16.8874 | 1.137646 |
| 3 | 0.105955 | 57.39371 | 38.06561 | 4.540677 |
| 4 | 0.126819 | 48.47142 | 46.27234 | 5.256248 |
| 5 | 0.147226 | 42.32928 | 51.38362 | 6.287101 |
| 6 | 0.1661 | 39.4052 | 53.82373 | 6.771069 |
| 7 | 0.183269 | 37.17154 | 55.62895 | 7.199509 |
| 8 | 0.199977 | 35.73213 | 56.75237 | 7.515498 |
| 9 | 0.215798 | 34.6422 | 57.60385 | 7.753952 |
| 10 | 0.231222 | 33.79701 | 58.24949 | 7.9535 |
如表4所示，我国GDP在第1期只受自身波动的影响，国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平对经济增长的影响在第2期才呈现出来，冲击强度较小，分别仅为16.89%和1.14%。此后国际服务贸易开放度冲击强度快速上升，并在第10期达到最大预测方差分解值的58.24%，同时，国际服务贸易竞争力冲击缓慢上升，也于第10期达到最大预测方差分解值的7.95%，两者影响分别在第5期和第7期趋于稳定。值得注意的是，国际服务贸易开放度对经济增长的贡献度在第5期超过经济增长自身的贡献度。由此可知，在短期内，经济增长对自身有较大的促进作用；然而，从长期看，提高国际服务贸易开放度能够使其发挥乃至超过经济增长对自身的积极作用，同时应该看到国际服务贸易竞争力水平对经济增长的贡献较小。
如表5所示，我国国际服务贸易开放度在第1期主要受自身波动的影响，其预测方差分解值为85.98%。而经济增长对国际服务贸易开放度贡献度较小，其预测方差分解值为14.02%，同时，国际服务贸易竞争力在第1期的贡献度为0。在第2期以后国际服务贸易开放度对自身贡献度最大，并逐渐稳步上升，在第10期达到最大，其预测方差分解值为87.22%。经济增长和国际服务贸易竞争力的贡献度仍保持在较低水平。由此可知，经济增长与国际服务贸易竞争力对于提高国际服务贸易开放度的积极作用不大，以致抑制了服务贸易自由化。
表5 LOGSTI的预测方差分解
| 期数 | 标准差 | LOGGDP | LOGSTI | STC |
| 1 | 0.123423 | 14.0173 | 85.9827 | 0 |
| 2 | 0.143601 | 11.20004 | 87.74711 | 1.052846 |
| 3 | 0.145685 | 11.04442 | 87.92928 | 1.026301 |
| 4 | 0.146431 | 10.98841 | 87.96136 | 1.050227 |
| 5 | 0.147076 | 11.15414 | 87.77199 | 1.073863 |
| 6 | 0.147386 | 11.15913 | 87.75059 | 1.09028 |
| 7 | 0.147851 | 11.23919 | 87.62323 | 1.137588 |
| 8 | 0.148263 | 11.32993 | 87.49829 | 1.171778 |
| 9 | 0.148704 | 11.41052 | 87.36993 | 1.219549 |
| 10 | 0.149171 | 11.51791 | 87.21549 | 1.266594 |
如表6所示，我国国际服务贸易竞争力水平在第1期主要受自身波动以及国际服务贸易开放度的影响，而经济增长的贡献度较小，几乎为0。从第2期开始，国际服务贸易竞争力自身贡献度开始逐渐减少，但相对于其他因素，其贡献度依然最大；国际服务贸易开放度的贡献度呈现出先下降后上升的趋势，并在第5期取最小值32.36%；经济增长对提高国际服务贸易竞争力的贡献度逐渐上升，并于第9期达到最大值29.79%。由此可知，经济增长和国际服务贸易开放度是影响国际服务贸易竞争力水平的重要因素，在经济增长的同时提高国际服务贸易开放度，我国的国际服务贸易竞争优势必定能充分发挥。
表6 STC的预测方差分解
| 期数 | 标准差 | LOGGDP | LOGSTI | STC |
| 1 | 0.041091 | 0.000696 | 47.22271 | 52.7766 |
| 2 | 0.047909 | 25.8856 | 34.77343 | 39.34097 |
| 3 | 0.048461 | 26.27855 | 33.99333 | 39.72812 |
| 4 | 0.049948 | 29.42096 | 32.40517 | 38.17388 |
| 5 | 0.049988 | 29.46016 | 32.36653 | 38.17331 |
| 6 | 0.050301 | 29.57237 | 32.42552 | 38.00211 |
| 7 | 0.050486 | 29.758 | 32.45177 | 37.79023 |
| 8 | 0.050667 | 29.72739 | 32.63959 | 37.63302 |
| 9 | 0.050885 | 29.79465 | 32.80933 | 37.39602 |
| 10 | 0.051077 | 29.7836 | 33.02209 | 37.1943 |
五、结论及政策建议
综上所述，本文通过选取1990年至2010年我国国际服务贸易进出口相关数据以及国内生产总值数据，并借助相关公式分别计算出国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平，建立向量自回归模型(VAR)并利用相应计量方法，从实证的角度分析了国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平与经济增长的关系，得出以下结论：
1、国际服务贸易开放度(STI)、国际服务贸易竞争力(STC)与经济增长(GDP)之间存在一种长期的稳定关系；在VAR模型中，也同样证明了VAR模型具有平稳性以及各变量与滞后变量之间存在相互影响的关系。
2、通过Granger因果检验我们发现，LOGSTI、STC以及LOGSTI和STC可以同时是LOGGDP的Granger原因，即国际服务贸易开放度、国际服务贸易竞争力水平对经济增长有影响。但是，LOGGDP、STC分别不是LOGSTI的Granger原因，即经济增长、国际服务贸易竞争力水平分别不对国际服务贸易开放度产生影响。LOGGDP以及LOGGDP与LOGSTI同时是STC的Granger原因，即经济增长会对国际服务贸易竞争力产生影响，并且经济增长与国际服务贸易开放度可以共同对国际服务贸易竞争力产生影响。
3、在脉冲响应分析中我们进一步发现，第一，国际服务贸易开放度增加和国际服务贸易竞争力增强在短期内使得经济快速增长，并在此后一定时期内能保持该经济稳定增长，因而采取各项措施提高国际服务贸易开放度和国际服务贸易竞争力水平对于扩大国际服务贸易并拉动经济增长有着积极作用。第二，经济增长和国际服务贸易竞争力增强对国际服务贸易开放度增加的影响不大，也就是说，国际服务贸易开放水平的提高并非是经济增长和国际服务贸易竞争力增强的必然结果。第三，国际服务贸易开放度的增加也像经济增长一样对国际服务贸易竞争力水平产生正冲击，尤其是短期内具有较大影响，随后逐步减小并趋于稳定。从而说明在短期内，经济增长和国际服务贸易开放度的提高对增强国际服务贸易竞争力具有积极效果。
4、通过方差分解进一步说明，第一，在短期内，经济增长对自身有较大的促进作用。然而，从长期看，提高国际服务贸易开放度能够使其发挥乃至超过经济增长对自身的积极作用，并且增强国际服务贸易竞争力也是促进经济增长的有效手段。第二，当前经济增长与国际服务贸易竞争力对于提高国际服务贸易开放度的促进作用不大，以至于抑制了我国服务贸易自由化。第三，由于经济增长和国际服务贸易开放度是影响国际服务贸易竞争力水平的重要因素，在经济增长的同时提高国际服务贸易开放度，我国的国际服务贸易竞争优势必定能得到充分发挥。
因此，在全球国际服务贸易快速发展和竞争焦点由货物贸易向服务贸易转变的新形势下，政府应把努力提高国际服务贸易开放度和竞争力水平作为发展国际服务贸易的重中之重。为此建议政府：第一，继续逐步对服务领域进行开放，引入先进技术和管理理念，不断创新，提高我国服务领域的整体服务质量。第二，在服务贸易开放的同时，适度引入竞争机制，促使我国如旅游、建筑等具有比较优势的服务部门得以进一步实现专业化并取得规模经济效益。第三，加大知识密集2型和技术密集型服务产业投入力度，调整和优化服务贸易结构。最后，采取“走出去”战略，积极扩大国际服务贸易出口，尽全力扭转我国国际服务贸易长期逆差的不利局面，带动经济持续稳定的增长。
注释：
①由于我国国际服务贸易总体上是逆差，STC为负值，因而无法取对数，但不会影响最终研究结果。
参考文献：
①李平、梁俊启：《我国不同部门服务贸易对经济增长的影响》，《国际贸易问题》2007第12期。
②李子奈：《计量经济学应用研究的总体回归模型设定》，《经济研究》2008年第8期。
③刘丁有、程欢：《中国服务贸易：逆差、结构、竞争力问题分析及发展对策思考》，《西安财经学院学报》2012年第2期。
④潘爱民：《中国服务贸易开放与经济增长的长期均衡与短期波动研究》，《国际贸易问题》2006年第2期。
⑤尚涛、郭根龙、冯宗宪：《我国服务贸易自由化与经济增长的关系研究——基于脉冲响应函数方法的分析》，《国际贸易问题》2007年第8期。
⑥孙茂辉：《服务贸易对澳门经济增长贡献的实证分析》，《世界经济研究》2005年第1期。
⑦熊启泉、张琰光：《中国服务贸易对经济增长的贡献——基于1982～2006年数据的实证分析》，《世界经济研究》2008年第11期。
⑧徐康宁、邵军、李大升：《江苏经济增长与外贸依存度相关性研究》，《现代经济探讨》2002年第4期。
⑨詹海辉：《我国服务贸易开放水平与竞争力关系研究》，厦门大学硕士论文，2009年。
⑩Edwards, S., Trade orientation, distortion and growth in developing countries. Journal Of Development Economics, Vol. 39, No. 1,1992.
⑾Francois, J. F. and Schuknecht, L., Trade in financial services: Procompetitive effects and growth performance. Tinbergen Institute Discussion Papers, No. 99-028/2, 1999.
⑿Lee, J. W., International trade, distortion and long-run economic growth. International Monetary Fund Staff Papers, No. 2,1993.
⒀Ramkishen, S. and Rajian, G. B., Will Asian economies gain from liberalizing trade in services. CIES Discussion Paper, No. 0222,2002.
⒁Verikios, G., Global gains from liberalizing trade in telecommunications and financial services. Productivity Commission Staff Research Paper, No. 1683, 2001.