论文技术进步对中国生产性服务贸易出口结构影响的实证，该文是服务贸易类有关硕士论文范文与实证研究和服务贸易和技术进步方面论文范文.
［摘 要］文章测算了中国生产性服务贸易出口技术复杂度,实证分析技术进步对中国生产性服务贸易出口结构的影响,发现技术模仿对我国生产性服务贸易出口技术结构具有正向影响.利用我国目前研发投入的整体力度,确实可以提高我国服务贸易整体的出口技术水平与结构,但为提高我国生产性服务贸易出口技术复杂度,需加强人力资本的培育,加强研发投入的针对性.
［关键词］生产性服务贸易；出口技术复杂度；技术模仿；技术创新
［DOI］10.13939/j.cnki.zgsc.2017.11.267
1引言
我国服务贸易出口发展迅速.从1983年到2014年,年均增长率超过世界平均水平约10个百分点.2014年我国服务贸易出口总额为2222亿美元,是1983年的89倍,占全球服务贸易出口总额比重提升至4.57%.然而我国服务贸易的出口结构仍需进一步优化.服务贸易出口结构问题直接关系到我国服务贸易整体的健康发展,制约着我国在经济全球化过程中的国际分工地位与利益分配.研究技术进步对服务贸易出口结构的影响,对于促进中国服务贸易发展方式转变,推动经济持续增长具有重要意义.
2理论分析
2.1技术进步影响服务贸易出口结构的理论分析
根据比较优势理论,要素禀赋与技术差异是决定国际分工模式与贸易结构的主要因素.技术水平、物质资本和人力资本丰裕度高的国家生产和出口复杂程度高的产品.
技术进步作为一国服务贸易出口结构的决定因素,通过影响产业结构促进服务贸易出口结构优化升级.技术进步使服务领域的可贸易品不断增多,尤其是现代信息技术的发展,不仅产生一些新兴服务部门,还能提高传统产业的科技含量,促进产业结构升级.于是,在服务出口中,传统服务业的竞争力变强,同时一些新兴服务业不断丰富出口的品种,服务贸易出口结构不断优化.
2.2如何衡量服务贸易出口结构
出口技术复杂度是衡量服务贸易出口结构的常用方法.反映贸易整体技术水平高低变化,以及贸易内部具有不同技术含量部门的结构演变.Hauann等(2005)用一国某产品的出口比重占所有国家该类产品出口比重总和的份额作为权重,对人均GDP进行加总,测算出单个产品出口的PRODY指数和一国总体出口收入水平的EXPY指数.利用出口技术复杂度方法,戴翔(2012)等测度了中国服务贸易出口技术结构的转变.
本文将用出口技术复杂度表示中国生产性服务贸易的出口结构,就技术进步对中国生产性服务贸易出口技术含量的影响进行实证分析.探寻如何以生产性服务贸易为突破口,促进我国服务贸易出口技术结构升级.
3变量选择及数据说明
本文利用Hauann等(2005)的方法,计算出口技术复杂度.
第一步先测度每一种出口商品的技术复杂度,计算公式如下.
其中,即为出口商品k的技术复杂度指数.xjk是国家j的商品k出口额,Xj是国家j的出口总额,Yj为j国的人均收入水平,通常以人均GDP表示.
服务贸易出口数据来自UNCTAD数据库,该数据库按《国际收支手册(第五版)》的标准,将服务贸易划分为运输、旅游、通信、建筑、保险、金融、计算机和信息、专利与特许费、个人、文化与创意服务、其他商业服务、政府服务等12项.参照WTO对服务贸易的分类,不考虑政府服务,剩下的11项构成服务贸易全体.考虑到生产性服务的中间投入特征,本文的生产性服务贸易包括通信、建筑、保险、金融、计算机和信息、专利与特许费、其他商业服务共七项.
利用以上方法,选取45个国家1995—2013年服务出口数据,测算中国生产性服务贸易出口技术复杂度(ETPS),及中国服务贸易整体出口技术复杂度(ET).
在自变量指标选择方面,技术模仿能力的大小主要取决于模仿者的模仿能力,一般来说,模仿者的受教育程度越高,模仿能力越强.本文用高等教育毛入学率(HU)表示人力资本,用以衡量技术模仿；用研发支出占GDP的比(RD)表示研发投入,用以衡量技术创新.高等教育毛入学率来自World Development Indicators Data,其余来自国家统计局网站.
对ETPS、ET、HU取对数,选取中国1995—2013年的时间序列数据进行实证分析.
4实证结果分析
4.1平稳性检验
进行ADF检验,检验变量的平稳性,结果如表1所示.
一阶差分后,变量LNETPS、LNET、RD在5%的显著性水平下拒绝存在单位根的零假设,变量LNHU在1%的显著性水平下拒绝存在单位根的零假设,各一阶差分序列平稳,即原序列是一阶单整序列.
4.2协整检验
为检验变量LNETPS、LNHU、RD间是否存在长期均衡关系,首先建立无约束的VAR模型,根据AIC、SC准则等确定最优滞后阶数为3.基于VAR模型的协整检验实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后的模型,其滞后期是无约束VAR模型一阶差分后的滞后期,故协整检验的滞后期确定为2.(假设序列有线性确定性趋势)选择协整方程仅有截距.
表2是Johansen协整检验的结果,在5%的显著性水平下,拒绝没有协整向量的假设,不拒绝至多有一个协整向量的假设,说明有一个协整向量.
从方程(1)可以看出,长期内LNETPS与LNHU成正向关系,高等教育毛入学率每增长1%,出口技术复杂度将增长0.55%,说明以人力资本提高为表现的技术模仿能力的增强对我国生产性服务贸易的出口技术水平和结构的提升产生积极作用.然而研发投入RD却与LNETPS负相关,与前文技术创新将提升服务贸易出口结构的描述不一致.
4.3向量误差修正模型
短期中,变量可能偏离其长期均衡状态,但会逐步向长期均衡状态调整.为了反映短期偏离的修正机制,利用VECM模型进行分析.滞后阶数为2,模型的估计如下.
D(LNETPS)等于-0.7486×ECM(-1)+A×D［X(-1)］+B×D［X(-2)］+0.112
其中：
ECM(-1)等于LNETPS(-1)-0.55×LNHU(-1)+0.032×RD(-1)-8.573
X等于［LNETPS LNHU RD］
A等于［-0.203-0.415-0.190］
B等于［-0.3730.257-0.115］
R2等于0.791423AIC等于-3.287749SC等于-2.901455
误差修正项的系数为-0.7486,符号为负,符合反向修正机制.LNHU的差分项的系数绝对值更大,说明技术模仿能力比技术创新有着更强的滞后效应.注意到LNHU二阶差分项的系数为正,说明技术模仿能力提高发挥作用需要人力资本不断积累的长期过程.
为解释协整方程(1)中RD系数的符号与预期不一致的情况,本文进行比较分析,检验序列LNET、LNHU、RD的协整关系,得出协整方程(2)：
LNET等于0.401LNHU+0.21RD+8.523(2)
标准误差0.034580.04299
方程(2)中,RD的符号为正,即长期来看研发投入增加对服务贸易整体出口技术复杂度的影响是正向的.这与我们的预期一致.
研发投入占比对生产性服务贸易出口技术结构的影响到底如何？本文认为,不能单纯以符号判断研发投入提高对生产性服务贸易出口结构不利.因为根据理论分析,如果研发投入真正投在生产性服务业上面,或者说投在能增强对生产性服务贸易需求的制造业上,那么研发投入增加肯定会改善生产性服务贸易出口技术结构.可能的解释是我们选取的研发投入数据只是总体的或者笼统的研发投入.现实中我国的研发投入重点在基础科学,在高精尖的设备制造上,相比较而言,最终能作用在生产性服务业上的还比较有限.因此,总体的研发投入数据在反映技术创新的影响方面还有欠缺.
5结论及建议
通过以上实证分析,本文认为要提升中国生产性服务贸易出口技术水平,促进出口结构优化升级,需继续发挥技术进步的作用,从技术模仿和技术创新两方面入手,加强人力资本的培育,尤其注重加强研发投入的针对性.利用目前我国研发投入的整体力度,确实可以提高我国服务贸易整体的出口技术水平与结构,然而我们应意识到生产性服务才是服务贸易中最重要的、最具有战略意义和发展潜力的部分,不能因为服务贸易整体发展得不错,就忽视政策上的调整.
为此,政府应为优化我国生产性服务贸易出口技术结构创造更完备的条件.以国家战略性扶持政策,帮助一些有发展潜力的高技术服务企业成长.扶持政策应注重相关研发投入的配套.同时要注重高技术生产性服务业与先进制造业的融合,发挥产业联动和市场需求效应,让制造业的研发投入外溢到生产性服务业中去.
参考文献：
［1］Hauann B R,Hwang J,Rodrik D.What You Export Matters［R］.Working Paper Series,Harvard University,Kennedy School of Government,2005.
［2］陈燕清.技术进步模式与服务贸易出口结构优化升级——基于美国与印度的数据比较［J］.中国集体经济,2008(6).
该文总结：上述文章是一篇关于实证研究和服务贸易和技术进步方面的相关大学硕士和服务贸易本科毕业论文以及相关服务贸易论文开题报告范文和职称论文写作参考文献资料.
参考文献：
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