信息服務業對工業增長的溢出效應研究

岐潔

摘 要：本文宏觀測度我國信息服務貿易國際競爭力，并以1997-2012年工業全要素生產率表征工業經濟發展，將對外開放度與進出口的交互效應、進出口貿易滯后項引入計量模型，測度全要素生產率與各變量長期變動關系，實證表明我國工業經濟保持著穩定的增長，信息服務貿易出口對工業全要素生產率隨時間推移由負向溢出逐漸轉為正向溢出，進口與工業全要素生產率存在正反饋關系。交互效應顯示，我國應加大對外開放程度。

關鍵詞：信息服務；溢出效應；競爭力；信息化與工業化

0 引言

貨物貿易和服務貿易是世界貿易的兩個重要組成，其中貨物貿易更受學術界所關注。而伴隨著產業結構趨于"軟化"，WTO國際貿易統計數據顯示，世界服務貿易總額從1980年的7707億美元上升至2012年達到85022億美元（不含政府服務），當今世界已經進入一個不得不關注服務貿易的新階段[1]。與此同時，知識和信息技術密集型服務經濟和貿易將逐步在經濟服務化社會中占據主導地位[2]，特別是信息技術的迅速發展促使大量新興服務貿易產生，其中信息服務貿易就為工業經濟發展注入了新興活力。

國內外學者對服務貿易競爭力的研究始于20世紀末期，相關的度量指標[3]得到了廣泛的應用。胡心宇[4]通過對比中國與G7國家服務貿易的國際競爭力，發現中國依舊存在一定差距。趙書華等[5]通過分析中、印、英、德、愛爾蘭等國家計算機與信息服務貿易的國際市場占有率，結論表明中國處于中下等水平。孫妮和陳進[6]對比北京、上海、天津和重慶的計算機與信息服務貿易競爭力，表明必須強化優勢區域信息業服務貿易集聚等多項信息服務。伴隨著國際服務貿易整體規模的不斷擴大，服務貿易進出口所產生的溢出效應及其對經濟增長的影響逐漸被學術界關注。其一，考察服務貿易整體對經濟增長的作用。陳怡等[7]運用RAS法修正直耗系數，基于投入-產出分析研究了1998～2002年我國服務貿易對經濟增長的貢獻率。李小平等[8]研究表明國際R&D;溢出促進了中國工業行業的技術進步增長、技術效率增長和全要素生產率的增長。其二，研究某一特定行業的服務貿易對經濟增長的影響，多集中于金融、電信等部門。Khoury&Savvides;[9]以60個國家為樣本，檢驗了金融、電信服務貿易的開放度對高低不同收入國家經濟增長的影響，結果表明差異顯著存在。

目前國內外對信息服務貿易還未形成一致的定義，本文結合WTO對服務貿易的統計口徑及以往研究，將"提供各類信息服務作為主要標準和交易對象的國際服務貿易定義為信息服務貿易"。新貿易理論認為國際貿易是促進技術進步的一個重要因素[10]，已有研究也表明商品貿易和服務貿易均有顯著的技術效應[11]。本文基于工業化與信息化深度融合背景，從信息服務貿易視角探討其競爭力，以工業全要素生產率作為工業經濟發展的代理變量[12]，測度其溢出效應對我國工業增長的影響，挖掘貿易角度我國信息化與工業化融合狀況，為貿易渠道工業化與信息化融合提出建設性意見。

1 信息服務貿易競爭力分析

（一）信息服務貿易界定

服務貿易是國家之間互相提供有形勞務或無形服務的經濟交換活動，謝康[13]和孫文崢[14]認為信息服務貿易應以服務貿易為基礎，是服務貿易的下位類。

從數據統計口徑看，世貿總協定將服務貿易劃分為12個部門（商業服務，通訊服務，建筑及相關工程服務，分銷，教育，環境，金融，與健康相關的服務，旅游和旅行相關服務，娛樂、文化和體育服務，交通運輸服務，其他）。我國商務部提出運輸、旅游、通訊服務、建筑服務、保險服務、金融服務、計算機和信息服務、專有權利使用費和特許費、咨詢、廣告和宣傳、電影和音像、其他商業服務等12大類。

基于上述分類，本文依據服務貿易中的服務主體，在研究國際競爭力時，遵從WTO國際貿易的統計口徑，以通訊服務、計算機和信息服務、專有權利使用費和特許費以及私人、文化及娛樂服務4大類作為信息服務貿易；在研究與我國工業經濟增長的溢出效應時，遵從我國商務部的口徑，以通訊服務、計算機和信息服務、咨詢、專有權利使用費和特許費、廣告和宣傳、電影和音像6類作為信息服務貿易的近似內涵。

（二）競爭力評價指數測度

國際市場占有率指數MS，服務貿易競爭優勢指數TC，顯性比較優勢指數RCA都是競爭力測算的主要方法。此外，還有服務貿易進出口差額、凈出口顯示性比較優勢指數等。本文測度前三種指數，數據來源WTO國際貿易統計數據庫（International Trade Statistics Database），由于1997-1999年度數據未公布，測算區間為2000-2012年。

設Xi為一國在產業i上的當期出口額，Mi為一國在產業i上的當期進口額，Xwi為世界在產業i上的當期出口額，Y為一國全部產品當期出口額，Yw為世界當期全部產品出口額，指標含義如表1所示。

MS指數反映出我國信息服務貿易競爭力低下，但一直在不斷提升；TC指數介于-0.5～0之間，說明我國信息服務貿易有較低的競爭劣勢，并不斷在向競爭優勢靠近。2008-2009年是三個指數的轉折點，MS、TC和RCA指數均在2008年達到階段性高峰，2009年回落后而2010年有所改善，這很大程度上是由于金融危機造成我國相關貿易進出口受到影響的緣故。

2 信息服務貿易對工業經濟的溢出分析

（一）變量說明與數據來源

選取樣本區間1997～2011年（2012年工業數據未發布），為更好測度信息服務貿易對我國工業帶來的外溢效應，采用工業全要素生產率TFP做被解釋變量。記信息服務貿易出口額為EX，進口額為IM，均使用美元對人民幣的年平均匯率折算成為億元，貿易對外開放度記作OPEN，進出口額數據來源于中國商務部和國家外匯管理局。

（二） 模型建立

世界貿易的技術溢出效應已被大量實證研究所證實，Jakob[15]采用OECD國家的面板數據，證實了進口貿易的溢出效應可以帶來這些國家TFP的增長，并證實了國家間溢出效應分布的不均衡性。Seck[16]發現進口貿易在所有的技術溢出渠道中，對發展中國家的技術水平促進效果最為明顯。

以往研究沒有考慮貿易對經濟的滯后性，本文將全要素生產率與信息服務貿易的滯后項納入，遵循柯布-道格拉斯生產函數，引入貿易對外開放度，分別與服務貿易的進出口構建交互效應，建立如下回歸模型：

LnTFP=c+c■TFP■+c■LnTFP■+c■LnEX+c■LnEX■+c■LnEX■+c■LnIM+c■LnIMt-1+c■LnIMt-2+？著 （1）

LnTFP=c+c■TFP■+c■LnTFP■+c■LnEX+c■LnEX■+c■LnEX■+c■O*LnIM+c■O*LnIMt-1+c■O*LnIMt-2+？著 （2）

LnTFP=c+c■TFP■+c■LnTFP■+c■O*LnEX+c■O*LnEX■+c■O*LnEX■+c■LnIM+c■LnIMt-1+c■LnIMt-2+？著 （3）

（1）工業全要素生產率TFP

假定希克斯中興技術進步，采用兩要素的柯布-道格拉斯生產函數：Y■=A■K■■L■■，對上式兩邊同時取對數，得到：

Ln TFP■=LnY■-？琢LnK■-β■LnL■

At表示第t年的技術水平，即全要素生產率TFP；Yt、Kt、Lt分別表示第t年的國民生產總值、資本投入和勞動力投入；？琢、β分別衡量了生產函數中資本、勞動力的產出彈性。Y采用全國工業總產值數據，以1990年為基期使用工業總產值指數進行折算，數據來源《中國工業經濟統計年鑒2012》；K采用全國工業企業固定資產凈值數據，以1990年為基期使用固定資產投資指數折算，數據來源《中國工業經濟統計年鑒2012》、《中國統計年鑒2013》；L采用工業從業人員年均人數。通過對回歸方程的OLS回歸，得到？琢=0.6459，β=0.3541，系數均顯著存在。

（2）信息服務貿易對外開放程度OPEN

對外開放度表現了地區與境外經濟聯系的緊密程度，是衡量地區與外部進行交流的能力。一國對外開放程度越高，則該國進口渠道的國際技術溢出效應對本國技術進步的促進作用就會越大[10]。Jorge&Carmela;&velazquez;[17]在研究進口貿易傳導機制對國際技術溢出的影響時，采用本國進口貿易總值與GDP的比值來表示對外開放程度。包群等[18]的研究表明，只有外貿依存度（即進出口貿易總額與國內生產總值的比值）能夠較好反映經濟開放程度與經濟增長之間的關系。因此，本文選取信息服務進出口貿易總額與當期GDP的比值作為我國參與國際信息服務貿易開放程度的表征，即OPEN■=X■+M■/GDP■。

（三）平穩性檢驗與協整檢驗

為避免出現偽回歸，采用ADF檢驗對數據平穩性進行檢驗?？紤]到消除或減少序列異方差現象，且不改變模型的有效性，對對各變量均取自然對數。

注：標注"*、**、***"分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下；ADF檢驗的原假設為序列為非平穩序列，統計值大于臨界值，則接受原假設，否則拒絕原假設

各序列均為一階單整，可能存在協整關系。由于EG兩步法不能處理多變量情形，采用基于VAR模型的Johansen檢驗，考慮到該模型對滯后階數的選擇比較敏感，故先進行滯后期的選擇。最大滯后期的選擇可以依據LR統計量判別[19]，也可根據SC、AIC等準則，本文根據SC越小越好的判定標準，通過Eviews判定選擇2階滯后，如表4示。協整檢驗的滯后期和VAR中的滯后期選擇一致即可[20]。

* indicates lag order selected by the criterion 1SC： Schwarz information criterion

說明：* 表示表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設

根據Johansen協整檢驗結果，跡統計量和最大特征值的檢驗結果均顯示，三個模型在5%的顯著性水平下均存在1個協整關系。進一步通過格蘭杰因果檢驗表明，我國信息服務貿易出口是工業全要素生產率及進口的Granger原因，且因果關系分別在10%和1%的顯著性水平上顯著。信息服務貿易進口與工業全要素生產率互為Granger原因，即兩者之間是正反饋關系，信息服務貿易的進口促進了我國工業全要素生產率的增長，而工業的發展又進一步為信息服務貿易的進口增加動力，促進進口的進一步增長。

（四） 實證結論與分析

注："（ ）"內代表 =0.05下不顯著

三個模型的修正R2分別為0.8977，0.9783和0.9778，說明模型的擬合程度較好。D-W統計量分別為2.6589，2.0607和2.1909，反映出模型殘差序列不存在自相關。

從工業自身的發展看，工業全要素生產率在滯后1期時，對當期的TFP表現為明顯的促進作用，而滯后2期時促進效應均沒有通過顯著性檢驗，說明我國工業技術應用的延遲為1年。在不考慮信息服務貿易對外開放程度的影響下，隨著時間的推移，信息服務貿易出口對工業TFP由負向溢出逐漸轉向正向溢出，當期貢獻系數為-0.3086，滯后1期貢獻系數為-0.0331，滯后2期表現為明顯的促進作用，貢獻系數為0.1951，這說明從長期范圍看，我國服務貿易對外出口存在顯著的反向溢出效應，即由出口國回流母國的效應，短期內表現為中國技術進步水平的擴散，長期內表現為自身的技術水平的提升。而服務貿易進口滯后1～2期表現為對工業TFP的負面溢出，說明盡管長期看進口與工業TFP之間存在正反饋關系，但是我國并未有效利用服務貿易進口中的信息優勢為己所用，一方面可能是我國吸收能力不強，另一方面可能是受貿易中知識產權保護的影響。

考慮服務貿易對外開放程度與進口交互影響時，信息服務貿易的進口負向溢出效應有所減弱?？紤]服務貿易出口與對外開放程度交互影響時，信息服務貿易的出口負向溢出效應在當期減弱，滯后1期轉變為正向促進作用，貢獻系數為0.1881。因此，貿易渠道信息服務對我國工業的發展存在顯著的影響。

3 結論

通過對我國信息服務貿易的國際競爭力測度，及其與我國工業經濟增長的關系實證分析，研究表明我國信息服務貿易發展起點較低，但是發展前景較好，并且對我國工業的發展存在顯著的影響。

第一，國際競爭指數分析反映出，近年來我國信息服務貿易的MS指數、TC 指數以及RCA指數雖都偏于低下，但均呈上升態勢，顯示出貿易渠道信息服務旺盛的發展勢頭。第二，正確對待我國信息服務貿易成長初期的客觀事實，認識到規模小、市場份額較少以及發展不穩定的問題，不斷提高與改進。第三，從對外開放度對信息服務貿易進出口的交互影響看，應加大對外開放程度，加強國家間的學習交流，利用溢出效應實現后發優勢。第四，我國信息服務貿易對工業經濟增長表現出明顯的溢出效應，出口對工業TFP由負向溢出隨時間推移逐漸轉為正向溢出，因而應當積極利用服務出口的機會，形成反向學習機制，促進工業的發展。第五，利用服務貿易進口與工業全要素生產率的正反饋關系，以服務貿易進口促工業TFP增長，以工業的發展帶動信息服務貿易的進口，形成良性循環。

在未來的研究中，進一步引入學習能力、人力資本及知識產權保護等因素，并與信息服務貿易新興發展大國印度對比分析，得到更具借鑒意義的結論。

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