信息服務(wù)業(yè)對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)研究

岐潔

摘 要：本文宏觀測(cè)度我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，并以1997-2012年工業(yè)全要素生產(chǎn)率表征工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，將對(duì)外開(kāi)放度與進(jìn)出口的交互效應(yīng)、進(jìn)出口貿(mào)易滯后項(xiàng)引入計(jì)量模型，測(cè)度全要素生產(chǎn)率與各變量長(zhǎng)期變動(dòng)關(guān)系，實(shí)證表明我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)保持著穩(wěn)定的增長(zhǎng)，信息服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)工業(yè)全要素生產(chǎn)率隨時(shí)間推移由負(fù)向溢出逐漸轉(zhuǎn)為正向溢出，進(jìn)口與工業(yè)全要素生產(chǎn)率存在正反饋關(guān)系。交互效應(yīng)顯示，我國(guó)應(yīng)加大對(duì)外開(kāi)放程度。

關(guān)鍵詞：信息服務(wù)；溢出效應(yīng)；競(jìng)爭(zhēng)力；信息化與工業(yè)化

0 引言

貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易是世界貿(mào)易的兩個(gè)重要組成，其中貨物貿(mào)易更受學(xué)術(shù)界所關(guān)注。而伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于"軟化"，WTO國(guó)際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，世界服務(wù)貿(mào)易總額從1980年的7707億美元上升至2012年達(dá)到85022億美元（不含政府服務(wù)），當(dāng)今世界已經(jīng)進(jìn)入一個(gè)不得不關(guān)注服務(wù)貿(mào)易的新階段[1]。與此同時(shí)，知識(shí)和信息技術(shù)密集型服務(wù)經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易將逐步在經(jīng)濟(jì)服務(wù)化社會(huì)中占據(jù)主導(dǎo)地位[2]，特別是信息技術(shù)的迅速發(fā)展促使大量新興服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生，其中信息服務(wù)貿(mào)易就為工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了新興活力。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的研究始于20世紀(jì)末期，相關(guān)的度量指標(biāo)[3]得到了廣泛的應(yīng)用。胡心宇[4]通過(guò)對(duì)比中國(guó)與G7國(guó)家服務(wù)貿(mào)易的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，發(fā)現(xiàn)中國(guó)依舊存在一定差距。趙書(shū)華等[5]通過(guò)分析中、印、英、德、愛(ài)爾蘭等國(guó)家計(jì)算機(jī)與信息服務(wù)貿(mào)易的國(guó)際市場(chǎng)占有率，結(jié)論表明中國(guó)處于中下等水平。孫妮和陳進(jìn)[6]對(duì)比北京、上海、天津和重慶的計(jì)算機(jī)與信息服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力，表明必須強(qiáng)化優(yōu)勢(shì)區(qū)域信息業(yè)服務(wù)貿(mào)易集聚等多項(xiàng)信息服務(wù)。伴隨著國(guó)際服務(wù)貿(mào)易整體規(guī)模的不斷擴(kuò)大，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響逐漸被學(xué)術(shù)界關(guān)注。其一，考察服務(wù)貿(mào)易整體對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。陳怡等[7]運(yùn)用RAS法修正直耗系數(shù)，基于投入-產(chǎn)出分析研究了1998～2002年我國(guó)服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。李小平等[8]研究表明國(guó)際R&D;溢出促進(jìn)了中國(guó)工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)、技術(shù)效率增長(zhǎng)和全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。其二，研究某一特定行業(yè)的服務(wù)貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，多集中于金融、電信等部門(mén)。Khoury&Savvides;[9]以60個(gè)國(guó)家為樣本，檢驗(yàn)了金融、電信服務(wù)貿(mào)易的開(kāi)放度對(duì)高低不同收入國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明差異顯著存在。

目前國(guó)內(nèi)外對(duì)信息服務(wù)貿(mào)易還未形成一致的定義，本文結(jié)合WTO對(duì)服務(wù)貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)口徑及以往研究，將"提供各類(lèi)信息服務(wù)作為主要標(biāo)準(zhǔn)和交易對(duì)象的國(guó)際服務(wù)貿(mào)易定義為信息服務(wù)貿(mào)易"。新貿(mào)易理論認(rèn)為國(guó)際貿(mào)易是促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的一個(gè)重要因素[10]，已有研究也表明商品貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易均有顯著的技術(shù)效應(yīng)[11]。本文基于工業(yè)化與信息化深度融合背景，從信息服務(wù)貿(mào)易視角探討其競(jìng)爭(zhēng)力，以工業(yè)全要素生產(chǎn)率作為工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量[12]，測(cè)度其溢出效應(yīng)對(duì)我國(guó)工業(yè)增長(zhǎng)的影響，挖掘貿(mào)易角度我國(guó)信息化與工業(yè)化融合狀況，為貿(mào)易渠道工業(yè)化與信息化融合提出建設(shè)性意見(jiàn)。

1 信息服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力分析

（一）信息服務(wù)貿(mào)易界定

服務(wù)貿(mào)易是國(guó)家之間互相提供有形勞務(wù)或無(wú)形服務(wù)的經(jīng)濟(jì)交換活動(dòng)，謝康[13]和孫文崢[14]認(rèn)為信息服務(wù)貿(mào)易應(yīng)以服務(wù)貿(mào)易為基礎(chǔ)，是服務(wù)貿(mào)易的下位類(lèi)。

從數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑看，世貿(mào)總協(xié)定將服務(wù)貿(mào)易劃分為12個(gè)部門(mén)（商業(yè)服務(wù)，通訊服務(wù)，建筑及相關(guān)工程服務(wù)，分銷(xiāo)，教育，環(huán)境，金融，與健康相關(guān)的服務(wù)，旅游和旅行相關(guān)服務(wù)，娛樂(lè)、文化和體育服務(wù)，交通運(yùn)輸服務(wù)，其他）。我國(guó)商務(wù)部提出運(yùn)輸、旅游、通訊服務(wù)、建筑服務(wù)、保險(xiǎn)服務(wù)、金融服務(wù)、計(jì)算機(jī)和信息服務(wù)、專(zhuān)有權(quán)利使用費(fèi)和特許費(fèi)、咨詢、廣告和宣傳、電影和音像、其他商業(yè)服務(wù)等12大類(lèi)。

基于上述分類(lèi)，本文依據(jù)服務(wù)貿(mào)易中的服務(wù)主體，在研究國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力時(shí)，遵從WTO國(guó)際貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)口徑，以通訊服務(wù)、計(jì)算機(jī)和信息服務(wù)、專(zhuān)有權(quán)利使用費(fèi)和特許費(fèi)以及私人、文化及娛樂(lè)服務(wù)4大類(lèi)作為信息服務(wù)貿(mào)易；在研究與我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)時(shí)，遵從我國(guó)商務(wù)部的口徑，以通訊服務(wù)、計(jì)算機(jī)和信息服務(wù)、咨詢、專(zhuān)有權(quán)利使用費(fèi)和特許費(fèi)、廣告和宣傳、電影和音像6類(lèi)作為信息服務(wù)貿(mào)易的近似內(nèi)涵。

（二）競(jìng)爭(zhēng)力評(píng)價(jià)指數(shù)測(cè)度

國(guó)際市場(chǎng)占有率指數(shù)MS，服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)指數(shù)TC，顯性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)RCA都是競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)算的主要方法。此外，還有服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口差額、凈出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)等。本文測(cè)度前三種指數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)源WTO國(guó)際貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（International Trade Statistics Database），由于1997-1999年度數(shù)據(jù)未公布，測(cè)算區(qū)間為2000-2012年。

設(shè)Xi為一國(guó)在產(chǎn)業(yè)i上的當(dāng)期出口額，Mi為一國(guó)在產(chǎn)業(yè)i上的當(dāng)期進(jìn)口額，Xwi為世界在產(chǎn)業(yè)i上的當(dāng)期出口額，Y為一國(guó)全部產(chǎn)品當(dāng)期出口額，Yw為世界當(dāng)期全部產(chǎn)品出口額，指標(biāo)含義如表1所示。

MS指數(shù)反映出我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力低下，但一直在不斷提升；TC指數(shù)介于-0.5～0之間，說(shuō)明我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易有較低的競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)，并不斷在向競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)靠近。2008-2009年是三個(gè)指數(shù)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，MS、TC和RCA指數(shù)均在2008年達(dá)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(jī)造成我國(guó)相關(guān)貿(mào)易進(jìn)出口受到影響的緣故。

2 信息服務(wù)貿(mào)易對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的溢出分析

（一）變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

選取樣本區(qū)間1997～2011年（2012年工業(yè)數(shù)據(jù)未發(fā)布），為更好測(cè)度信息服務(wù)貿(mào)易對(duì)我國(guó)工業(yè)帶來(lái)的外溢效應(yīng)，采用工業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP做被解釋變量。記信息服務(wù)貿(mào)易出口額為EX，進(jìn)口額為IM，均使用美元對(duì)人民幣的年平均匯率折算成為億元，貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放度記作OPEN，進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)商務(wù)部和國(guó)家外匯管理局。

（二） 模型建立

世界貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)已被大量實(shí)證研究所證實(shí)，Jakob[15]采用OECD國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，證實(shí)了進(jìn)口貿(mào)易的溢出效應(yīng)可以帶來(lái)這些國(guó)家TFP的增長(zhǎng)，并證實(shí)了國(guó)家間溢出效應(yīng)分布的不均衡性。Seck[16]發(fā)現(xiàn)進(jìn)口貿(mào)易在所有的技術(shù)溢出渠道中，對(duì)發(fā)展中國(guó)家的技術(shù)水平促進(jìn)效果最為明顯。

以往研究沒(méi)有考慮貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)的滯后性，本文將全要素生產(chǎn)率與信息服務(wù)貿(mào)易的滯后項(xiàng)納入，遵循柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，引入貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放度，分別與服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)出口構(gòu)建交互效應(yīng)，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(yè)全要素生產(chǎn)率TFP

假定?？怂怪信d技術(shù)進(jìn)步，采用兩要素的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：Y■=A■K■■L■■，對(duì)上式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得到：

Ln TFP■=LnY■-？琢LnK■-β■LnL■

At表示第t年的技術(shù)水平，即全要素生產(chǎn)率TFP；Yt、Kt、Lt分別表示第t年的國(guó)民生產(chǎn)總值、資本投入和勞動(dòng)力投入；？琢、β分別衡量了生產(chǎn)函數(shù)中資本、勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性。Y采用全國(guó)工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，以1990年為基期使用工業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)進(jìn)行折算，數(shù)據(jù)來(lái)源《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》；K采用全國(guó)工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值數(shù)據(jù)，以1990年為基期使用固定資產(chǎn)投資指數(shù)折算，數(shù)據(jù)來(lái)源《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2013》；L采用工業(yè)從業(yè)人員年均人數(shù)。通過(guò)對(duì)回歸方程的OLS回歸，得到？琢=0.6459，β=0.3541，系數(shù)均顯著存在。

（2）信息服務(wù)貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放程度OPEN

對(duì)外開(kāi)放度表現(xiàn)了地區(qū)與境外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密程度，是衡量地區(qū)與外部進(jìn)行交流的能力。一國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度越高，則該國(guó)進(jìn)口渠道的國(guó)際技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)本國(guó)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用就會(huì)越大[10]。Jorge&Carmela;&velazquez;[17]在研究進(jìn)口貿(mào)易傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)國(guó)際技術(shù)溢出的影響時(shí)，采用本國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總值與GDP的比值來(lái)表示對(duì)外開(kāi)放程度。包群等[18]的研究表明，只有外貿(mào)依存度（即進(jìn)出口貿(mào)易總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值）能夠較好反映經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。因此，本文選取信息服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易總額與當(dāng)期GDP的比值作為我國(guó)參與國(guó)際信息服務(wù)貿(mào)易開(kāi)放程度的表征，即OPEN■=X■+M■/GDP■。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)偽回歸，采用ADF檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)?？紤]到消除或減少序列異方差現(xiàn)象，且不改變模型的有效性，對(duì)對(duì)各變量均取自然對(duì)數(shù)。

注：標(biāo)注"*、**、***"分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下；ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)為序列為非平穩(wěn)序列，統(tǒng)計(jì)值大于臨界值，則接受原假設(shè)，否則拒絕原假設(shè)

各序列均為一階單整，可能存在協(xié)整關(guān)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(yàn)，考慮到該模型對(duì)滯后階數(shù)的選擇比較敏感，故先進(jìn)行滯后期的選擇。最大滯后期的選擇可以依據(jù)LR統(tǒng)計(jì)量判別[19]，也可根據(jù)SC、AIC等準(zhǔn)則，本文根據(jù)SC越小越好的判定標(biāo)準(zhǔn)，通過(guò)Eviews判定選擇2階滯后，如表4示。協(xié)整檢驗(yàn)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(shuō)明：* 表示表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值的檢驗(yàn)結(jié)果均顯示，三個(gè)模型在5%的顯著性水平下均存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易出口是工業(yè)全要素生產(chǎn)率及進(jìn)口的Granger原因，且因果關(guān)系分別在10%和1%的顯著性水平上顯著。信息服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與工業(yè)全要素生產(chǎn)率互為Granger原因，即兩者之間是正反饋關(guān)系，信息服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口促進(jìn)了我國(guó)工業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，而工業(yè)的發(fā)展又進(jìn)一步為信息服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口增加動(dòng)力，促進(jìn)進(jìn)口的進(jìn)一步增長(zhǎng)。

（四） 實(shí)證結(jié)論與分析

注："（ ）"內(nèi)代表 =0.05下不顯著

三個(gè)模型的修正R2分別為0.8977，0.9783和0.9778，說(shuō)明模型的擬合程度較好。D-W統(tǒng)計(jì)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(guān)。

從工業(yè)自身的發(fā)展看，工業(yè)全要素生產(chǎn)率在滯后1期時(shí)，對(duì)當(dāng)期的TFP表現(xiàn)為明顯的促進(jìn)作用，而滯后2期時(shí)促進(jìn)效應(yīng)均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)工業(yè)技術(shù)應(yīng)用的延遲為1年。在不考慮信息服務(wù)貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放程度的影響下，隨著時(shí)間的推移，信息服務(wù)貿(mào)易出口對(duì)工業(yè)TFP由負(fù)向溢出逐漸轉(zhuǎn)向正向溢出，當(dāng)期貢獻(xiàn)系數(shù)為-0.3086，滯后1期貢獻(xiàn)系數(shù)為-0.0331，滯后2期表現(xiàn)為明顯的促進(jìn)作用，貢獻(xiàn)系數(shù)為0.1951，這說(shuō)明從長(zhǎng)期范圍看，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易對(duì)外出口存在顯著的反向溢出效應(yīng)，即由出口國(guó)回流母國(guó)的效應(yīng)，短期內(nèi)表現(xiàn)為中國(guó)技術(shù)進(jìn)步水平的擴(kuò)散，長(zhǎng)期內(nèi)表現(xiàn)為自身的技術(shù)水平的提升。而服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口滯后1～2期表現(xiàn)為對(duì)工業(yè)TFP的負(fù)面溢出，說(shuō)明盡管長(zhǎng)期看進(jìn)口與工業(yè)TFP之間存在正反饋關(guān)系，但是我國(guó)并未有效利用服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口中的信息優(yōu)勢(shì)為己所用，一方面可能是我國(guó)吸收能力不強(qiáng)，另一方面可能是受貿(mào)易中知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的影響。

考慮服務(wù)貿(mào)易對(duì)外開(kāi)放程度與進(jìn)口交互影響時(shí)，信息服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口負(fù)向溢出效應(yīng)有所減弱?？紤]服務(wù)貿(mào)易出口與對(duì)外開(kāi)放程度交互影響時(shí)，信息服務(wù)貿(mào)易的出口負(fù)向溢出效應(yīng)在當(dāng)期減弱，滯后1期轉(zhuǎn)變?yōu)檎虼龠M(jìn)作用，貢獻(xiàn)系數(shù)為0.1881。因此，貿(mào)易渠道信息服務(wù)對(duì)我國(guó)工業(yè)的發(fā)展存在顯著的影響。

3 結(jié)論

通過(guò)對(duì)我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)度，及其與我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系實(shí)證分析，研究表明我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易發(fā)展起點(diǎn)較低，但是發(fā)展前景較好，并且對(duì)我國(guó)工業(yè)的發(fā)展存在顯著的影響。

第一，國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)分析反映出，近年來(lái)我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易的MS指數(shù)、TC 指數(shù)以及RCA指數(shù)雖都偏于低下，但均呈上升態(tài)勢(shì)，顯示出貿(mào)易渠道信息服務(wù)旺盛的發(fā)展勢(shì)頭。第二，正確對(duì)待我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易成長(zhǎng)初期的客觀事實(shí)，認(rèn)識(shí)到規(guī)模小、市場(chǎng)份額較少以及發(fā)展不穩(wěn)定的問(wèn)題，不斷提高與改進(jìn)。第三，從對(duì)外開(kāi)放度對(duì)信息服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口的交互影響看，應(yīng)加大對(duì)外開(kāi)放程度，加強(qiáng)國(guó)家間的學(xué)習(xí)交流，利用溢出效應(yīng)實(shí)現(xiàn)后發(fā)優(yōu)勢(shì)。第四，我國(guó)信息服務(wù)貿(mào)易對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出明顯的溢出效應(yīng)，出口對(duì)工業(yè)TFP由負(fù)向溢出隨時(shí)間推移逐漸轉(zhuǎn)為正向溢出，因而應(yīng)當(dāng)積極利用服務(wù)出口的機(jī)會(huì)，形成反向?qū)W習(xí)機(jī)制，促進(jìn)工業(yè)的發(fā)展。第五，利用服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與工業(yè)全要素生產(chǎn)率的正反饋關(guān)系，以服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口促工業(yè)TFP增長(zhǎng)，以工業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)信息服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口，形成良性循環(huán)。

在未來(lái)的研究中，進(jìn)一步引入學(xué)習(xí)能力、人力資本及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等因素，并與信息服務(wù)貿(mào)易新興發(fā)展大國(guó)印度對(duì)比分析，得到更具借鑒意義的結(jié)論。

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