技術進步對中國生產性服務貿易出口結構影響的實證研究

胡文健

[摘要]文章測算了中國生產性服務貿易出口技術復雜度，實證分析技術進步對中國生產性服務貿易出口結構的影響，發現技術模仿對我國生產性服務貿易出口技術結構具有正向影響。利用我國目前研發投入的整體力度，確實可以提高我國服務貿易整體的出口技術水平與結構，但為提高我國生產性服務貿易出口技術復雜度，需加強人力資本的培育，加強研發投入的針對性。

[關鍵詞]生產性服務貿易；出口技術復雜度；技術模仿；技術創新

[DOI]1013939/jcnkizgsc201711267

1引言

我國服務貿易出口發展迅速。從1983年到2014年，年均增長率超過世界平均水平約10個百分點。2014年我國服務貿易出口總額為2222億美元，是1983年的89倍，占全球服務貿易出口總額比重提升至457%。然而我國服務貿易的出口結構仍需進一步優化。服務貿易出口結構問題直接關系到我國服務貿易整體的健康發展，制約著我國在經濟全球化過程中的國際分工地位與利益分配。研究技術進步對服務貿易出口結構的影響，對于促進中國服務貿易發展方式轉變，推動經濟持續增長具有重要意義。

2理論分析

21技術進步影響服務貿易出口結構的理論分析

根據比較優勢理論，要素稟賦與技術差異是決定國際分工模式與貿易結構的主要因素。技術水平、物質資本和人力資本豐裕度高的國家生產和出口復雜程度高的產品。

技術進步作為一國服務貿易出口結構的決定因素，通過影響產業結構促進服務貿易出口結構優化升級。技術進步使服務領域的可貿易品不斷增多，尤其是現代信息技術的發展，不僅產生一些新興服務部門，還能提高傳統產業的科技含量，促進產業結構升級。于是，在服務出口中，傳統服務業的競爭力變強，同時一些新興服務業不斷豐富出口的品種，服務貿易出口結構不斷優化。

22如何衡量服務貿易出口結構

出口技術復雜度是衡量服務貿易出口結構的常用方法。反映貿易整體技術水平高低變化，以及貿易內部具有不同技術含量部門的結構演變。Hausmann等（2005）用一國某產品的出口比重占所有國家該類產品出口比重總和的份額作為權重，對人均GDP進行加總，測算出單個產品出口的PRODY指數和一國總體出口收入水平的EXPY指數。利用出口技術復雜度方法，戴翔（2012）等測度了中國服務貿易出口技術結構的轉變。

本文將用出口技術復雜度表示中國生產性服務貿易的出口結構，就技術進步對中國生產性服務貿易出口技術含量的影響進行實證分析。探尋如何以生產性服務貿易為突破口，促進我國服務貿易出口技術結構升級。

3變量選擇及數據說明

本文利用Hausmann等（2005）的方法，計算出口技術復雜度。

第一步先測度每一種出口商品的技術復雜度，計算公式如下。

其中，即為出口商品k的技術復雜度指數。xjk是國家j的商品k出口額，Xj是國家j的出口總額，Yj為j國的人均收入水平，通常以人均GDP表示。

PRODYk=1jxjk/Xj1j（xjk/Xj）Yj

第二步再通過以下公式計算一國總體出口技術復雜度。

其中，EXPY即為一國出口技術復雜度指數，xk為該國商品k的出口額，X為該國出口總額，PRODYk為商品k的技術復雜度指數。

EXPY=1kxk1XPRODYk

服務貿易出口數據來自UNCTAD數據庫，該數據庫按《國際收支手冊（第五版）》的標準，將服務貿易劃分為運輸、旅游、通信、建筑、保險、金融、計算機和信息、專利與特許費、個人、文化與創意服務、其他商業服務、政府服務等12項。參照WTO對服務貿易的分類，不考慮政府服務，剩下的11項構成服務貿易全體。考慮到生產性服務的中間投入特征，本文的生產性服務貿易包括通信、建筑、保險、金融、計算機和信息、專利與特許費、其他商業服務共七項。

利用以上方法，選取45個國家1995—2013年服務出口數據，測算中國生產性服務貿易出口技術復雜度（ETPS），及中國服務貿易整體出口技術復雜度（ET）。

在自變量指標選擇方面，技術模仿能力的大小主要取決于模仿者的模仿能力，一般來說，模仿者的受教育程度越高，模仿能力越強。本文用高等教育毛入學率（HU）表示人力資本，用以衡量技術模仿；用研發支出占GDP的比（RD）表示研發投入，用以衡量技術創新。高等教育毛入學率來自World Development Indicators Data，其余來自國家統計局網站。

對ETPS、ET、HU取對數，選取中國1995—2013年的時間序列數據進行實證分析。

4實證結果分析

41平穩性檢驗

進行ADF檢驗，檢驗變量的平穩性，結果如表1所示。

一階差分后，變量LNETPS、LNET、RD在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的零假設，變量LNHU在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的零假設，各一階差分序列平穩，即原序列是一階單整序列。

42協整檢驗

為檢驗變量LNETPS、LNHU、RD間是否存在長期均衡關系，首先建立無約束的VAR模型，根據AIC、SC準則等確定最優滯后階數為3。基于VAR模型的協整檢驗實際上是對無約束VAR模型進行協整約束后的模型，其滯后期是無約束VAR模型一階差分后的滯后期，故協整檢驗的滯后期確定為2。（假設序列有線性確定性趨勢）選擇協整方程僅有截距。

從方程（1）可以看出，長期內LNETPS與LNHU成正向關系，高等教育毛入學率每增長1%，出口技術復雜度將增長055%，說明以人力資本提高為表現的技術模仿能力的增強對我國生產性服務貿易的出口技術水平和結構的提升產生積極作用。然而研發投入RD卻與LNETPS負相關，與前文技術創新將提升服務貿易出口結構的描述不一致。

43向量誤差修正模型

短期中，變量可能偏離其長期均衡狀態，但會逐步向長期均衡狀態調整。為了反映短期偏離的修正機制，利用VECM模型進行分析。滯后階數為2，模型的估計如下。

誤差修正項的系數為-07486，符號為負，符合反向修正機制。LNHU的差分項的系數絕對值更大，說明技術模仿能力比技術創新有著更強的滯后效應。注意到LNHU二階差分項的系數為正，說明技術模仿能力提高發揮作用需要人力資本不斷積累的長期過程。

為解釋協整方程（1）中RD系數的符號與預期不一致的情況，本文進行比較分析，檢驗序列LNET、LNHU、RD的協整關系，得出協整方程（2）：

LNET=0401LNHU+021RD+8523（2）

標準誤差003458004299

方程（2）中，RD的符號為正，即長期來看研發投入增加對服務貿易整體出口技術復雜度的影響是正向的。這與我們的預期一致。

研發投入占比對生產性服務貿易出口技術結構的影響到底如何？本文認為，不能單純以符號判斷研發投入提高對生產性服務貿易出口結構不利。因為根據理論分析，如果研發投入真正投在生產性服務業上面，或者說投在能增強對生產性服務貿易需求的制造業上，那么研發投入增加肯定會改善生產性服務貿易出口技術結構。可能的解釋是我們選取的研發投入數據只是總體的或者籠統的研發投入。現實中我國的研發投入重點在基礎科學，在高精尖的設備制造上，相比較而言，最終能作用在生產性服務業上的還比較有限。因此，總體的研發投入數據在反映技術創新的影響方面還有欠缺。

5結論及建議

通過以上實證分析，本文認為要提升中國生產性服務貿易出口技術水平，促進出口結構優化升級，需繼續發揮技術進步的作用，從技術模仿和技術創新兩方面入手，加強人力資本的培育，尤其注重加強研發投入的針對性。利用目前我國研發投入的整體力度，確實可以提高我國服務貿易整體的出口技術水平與結構，然而我們應意識到生產性服務才是服務貿易中最重要的、最具有戰略意義和發展潛力的部分，不能因為服務貿易整體發展得不錯，就忽視政策上的調整。

為此，政府應為優化我國生產性服務貿易出口技術結構創造更完備的條件。以國家戰略性扶持政策，幫助一些有發展潛力的高技術服務企業成長。扶持政策應注重相關研發投入的配套。同時要注重高技術生產性服務業與先進制造業的融合，發揮產業聯動和市場需求效應，讓制造業的研發投入外溢到生產性服務業中去。

參考文獻：

[1]Hausmann B R，Hwang J，Rodrik DWhat You Export Matters[R].Working Paper Series，Harvard University，Kennedy School of Government，2005

[2]陳燕清技術進步模式與服務貿易出口結構優化升級——基于美國與印度的數據比較[J].中國集體經濟，2008（6）