張玉婷　費(fèi)雁飛

摘要：文章旨在通過(guò)構(gòu)建服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響的計(jì)量模型，從而研究服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度和服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)的關(guān)系得出提升我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的方法。通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提高有著正向作用。因此要不斷提高服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度水平，通過(guò)“質(zhì)”的增加提升我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

關(guān)鍵詞：服務(wù)貿(mào)易；技術(shù)復(fù)雜度；競(jìng)爭(zhēng)力；國(guó)際貿(mào)易；回歸分析

一、引言

發(fā)達(dá)國(guó)家憑借其早期在工業(yè)化發(fā)展階段積累的資本和技術(shù)等要素，在國(guó)際市場(chǎng)上始終占據(jù)著服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的優(yōu)勢(shì)，2016年美國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口額為7524.1億美元，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額為5030.5億美元，服務(wù)貿(mào)易順差為2493.5億美元。2016年英國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口額為3271.8億美元，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額為1986.5億美元，服務(wù)貿(mào)易順差1285.2億美元。相比之下，中國(guó)服務(wù)貿(mào)易形勢(shì)不容樂(lè)觀。自1982年至2008年，中國(guó)服務(wù)貿(mào)易保持微弱優(yōu)勢(shì)，大多為順差。但自2009年以來(lái)，服務(wù)貿(mào)易逆差不斷拉大，差額從2009年的155億美元增加到2016年的2409億美元。且在服務(wù)貿(mào)易出口總額中，旅游、建筑、運(yùn)輸服務(wù)這三項(xiàng)傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易所占比重超過(guò)百分之六十，而通訊服務(wù)、金融服務(wù)、保險(xiǎn)服務(wù)、計(jì)算機(jī)服務(wù)和信息服務(wù)、專利和特許費(fèi)、個(gè)人娛樂(lè)和文化服務(wù)這九項(xiàng)新興服務(wù)貿(mào)易仍有較大發(fā)展空間。面對(duì)中國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力不足的問(wèn)題，我們思考，是否能夠通過(guò)提升服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度，發(fā)展高端服務(wù)業(yè)來(lái)增強(qiáng)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力。

二、變量選擇、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文借鑒測(cè)度服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度的最新方法，以服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度為基礎(chǔ)變量，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力為因變量，加入人力資本變量、服務(wù)業(yè)發(fā)展水平變量、服務(wù)貿(mào)易開(kāi)放度變量、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量和服務(wù)業(yè)引資額變量這五個(gè)自變量構(gòu)建計(jì)量模型。

（一）被解釋變量

由于我們研究的是服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響，所以我們將服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)（TC指數(shù)）作為被解釋變量，它表示一國(guó)（地區(qū)）進(jìn)出口貿(mào)易的差額占進(jìn)出口總額的比重。公式如下：

其中，TC為該國(guó)家（地區(qū)）在某種產(chǎn)業(yè)上的貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)，Xi為該國(guó)（地區(qū)）在i產(chǎn)業(yè)上的出口額，為該國(guó)（地區(qū)）在i產(chǎn)業(yè)上的進(jìn)口額。TC值在（-1，1）范圍內(nèi)，越趨近于1競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)越強(qiáng)，越趨近于-1競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)越弱。

（二）解釋變量

本文將服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)（ES）作為最重要的解釋變量。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明

要計(jì)算我國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量，必須先計(jì)算全球服務(wù)貿(mào)易某一分項(xiàng)的技術(shù)含量，考慮到數(shù)據(jù)的稀缺性和可獲取性，我們?cè)谟?jì)算中選取了2016年服務(wù)貿(mào)易出口額在全球排名前41個(gè)國(guó)家（地區(qū)），計(jì)算出1999年至2016年全球服務(wù)貿(mào)易各分項(xiàng)的技術(shù)含量，這41個(gè)國(guó)家（地區(qū)）服務(wù)貿(mào)易出口額之和占全球服務(wù)貿(mào)易出口總額的百分之九十。據(jù)此計(jì)算出來(lái)的服務(wù)貿(mào)易技術(shù)含量具有一定的可靠性和準(zhǔn)確性。所涉及到的41個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的服務(wù)貿(mào)易分項(xiàng)出口額和服務(wù)貿(mào)易出口總額均來(lái)自于聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（UNCTAD Statistics），41個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的人均GDP來(lái)自于國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫(kù)（IMF Data）。根據(jù)這些數(shù)據(jù)可以利用公式（2）全球服務(wù)貿(mào)易某一分項(xiàng)的技術(shù)含量和我國(guó)在樣本期內(nèi)的服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

本文首先計(jì)算了1999年至2016年中國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)，如圖1所示。從圖1結(jié)果可知，中國(guó)服務(wù)貿(mào)易各分項(xiàng)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)都在（-0.3，-0.1）之間，表明中國(guó)在服務(wù)貿(mào)易的出口競(jìng)爭(zhēng)中處于劣勢(shì)地位。

其次，利用公式（2）和公式（3），計(jì)算出中國(guó)服務(wù)貿(mào)易1999年至2016年的出口技術(shù)含量，計(jì)算結(jié)果由圖2所示。中國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量由1999年的474928提升到2016年的760284，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量在18年間提升了近一倍。

分析完以上數(shù)據(jù)之后，本文根據(jù)公式（4），利用OLS回歸方法進(jìn)行回歸分析?？紤]到結(jié)果的穩(wěn)定性，我們以服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度為基礎(chǔ)變量，依次增加其余變量。結(jié)果如表1所示。

表1第一列至第六列依次納入服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度變量、人力資本變量、服務(wù)業(yè)發(fā)展水平變量、服務(wù)貿(mào)易開(kāi)放度變量、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量和服務(wù)業(yè)引資額變量。從第一列到第三列我們可以看出服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力有著正向的影響，其余因素也對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力有著一定影響。但從第四列開(kāi)始，個(gè)別影響因素的系數(shù)符號(hào)出現(xiàn)錯(cuò)誤，但判決系數(shù)的值仍然較高，由此我們懷疑各個(gè)解釋變量之間存在相關(guān)關(guān)系，設(shè)定的原始模型存在多重共線性現(xiàn)象。于是，我們進(jìn)行單個(gè)解釋變量對(duì)其余解釋變量的線性回歸，并計(jì)算方差膨脹因子，結(jié)果如表2所示。

由表2結(jié)果可知，大多數(shù)方差膨脹因子都大于10，所以我們可以肯定所設(shè)定的原始模型存在高度多重共線性。本文采取逐個(gè)剔除法對(duì)回歸模型進(jìn)行修訂，修訂結(jié)果如下：

由最終結(jié)果我們可以看出，在5%的顯著水平下，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力有著正向影響，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度越高，服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。

五、結(jié)論及啟示

本文利用服務(wù)貿(mào)易基礎(chǔ)數(shù)據(jù)測(cè)度我國(guó)自1999年至2016年服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的變化情況。同時(shí)利用1999年至2016年期間的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，測(cè)量了服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響。研究結(jié)論表明：（1）服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提高有著正向影響；（2）從其余變量來(lái)看，服務(wù)貿(mào)易開(kāi)放度和服務(wù)業(yè)引資額都對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提高具有積極影響；（3）從最終回歸結(jié)果和設(shè)定模型的差異來(lái)看，人力資本、服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化都會(huì)引起服務(wù)貿(mào)易技術(shù)復(fù)雜度的變化，從而間接影響我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的變化。

在全球經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷“軟化”的背景下，大力發(fā)展服務(wù)業(yè)，提高服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力不僅是世界各國(guó)應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)全球化競(jìng)爭(zhēng)的最佳選擇，也是我國(guó)改革開(kāi)放繼續(xù)深化的必然要求。這意味著，未來(lái)我國(guó)服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提高不僅僅要依靠“量”的增加，更要依靠“質(zhì)”的提升，提高服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度，避免在服務(wù)業(yè)發(fā)展的道路上陷入“擴(kuò)張性陷阱”。

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*基金項(xiàng)目：江蘇大學(xué)第十六批大學(xué)生科研立項(xiàng)資助項(xiàng)目（16C133）。

（作者單位：江蘇大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院）