對外直接投資對母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平影響機(jī)制研究

陳俊聰 張瑾

（1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，江蘇 南京 210018；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 理學(xué)院，江蘇南京210018）

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前，全球貿(mào)易結(jié)構(gòu)正逐步向服務(wù)貿(mào)易傾斜，尤其是自21世紀(jì)互聯(lián)網(wǎng)、云計算等信息通信技術(shù)的迅猛發(fā)展與廣泛運(yùn)用，全球服務(wù)貿(mào)易發(fā)展得到了較大的提升。據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1980年發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的服務(wù)貿(mào)易出口規(guī)模為3 124.6億美元，2013年已攀升到31 696.8億美元；而發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體服務(wù)貿(mào)易出口額從1980年的733.9億美元迅速增長到2013年的14 224.6億美元。從1980-2013年期間，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體與發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體服務(wù)貿(mào)易出口增長率分別達(dá)到27.7%和79.9%，服務(wù)貿(mào)易已成為推動服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的重要途徑。隨著服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的快速增長，服務(wù)貿(mào)易出口結(jié)構(gòu)也面臨增長方式的核心問題，即內(nèi)涵式增長與外延式增長、集約型增長與粗放型增長。在產(chǎn)品內(nèi)國際分工深入演進(jìn)的背景下，服務(wù)產(chǎn)品出口技術(shù)含量同樣具有“高端”和“低端”的品質(zhì)之分。因此，在推動服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的過程中，不僅應(yīng)該注重服務(wù)貿(mào)易出口“量”的擴(kuò)張，同時更應(yīng)該注重服務(wù)貿(mào)易出口“質(zhì)”的提升。

跨國公司理論研究表明，對外直接投資是一國參與國際分工的基本途徑，對母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)將產(chǎn)生重要影響。自20世紀(jì)50年代開始，發(fā)達(dá)國家跨國企業(yè)的對外直接投資活動（Outward Foreign Direct Investments，簡稱OFDI）得到迅猛發(fā)展，2013年發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體對外直接投資流量規(guī)模更是達(dá)到8 575.7億美元；同時，隨著國際經(jīng)濟(jì)一體化程度加深，發(fā)展中國家的對外直接投資規(guī)模也有了較大幅度的提升，2013年發(fā)展中國家對外直接投資流量規(guī)模已經(jīng)達(dá)到4 540.7億美元。發(fā)展中國家對外直接投資規(guī)模的迅猛發(fā)展，引起一大批學(xué)者研究OFDI對發(fā)展中國家的影響效應(yīng)。Pradhan和Singh（2009）［1］研究了印度汽車企業(yè)的跨國并購對母國汽車行業(yè)發(fā)展的影響，他們發(fā)現(xiàn)印度汽車企業(yè)的跨國并購提高了企業(yè)自身的研發(fā)創(chuàng)新能力，進(jìn)而促進(jìn)了印度汽車行業(yè)的發(fā)展。尹忠明、李東坤（2014）［2］的研究成果表明，中國對外直接投資的增加不僅可以直接促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，還可以通過降低國內(nèi)市場分割程度，提升開放型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平。蔣冠宏等（2013）［3］則基于2005-2008年我國技術(shù)尋求型OFDI企業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，研究表明技術(shù)研發(fā)型OFDI顯著提升了企業(yè)自身的生產(chǎn)率，而且對外投資企業(yè)的生產(chǎn)率增長顯著高于非對外投資企業(yè)。李逢春（2012）［4］通過修改經(jīng)典的錢納里“結(jié)構(gòu)增長”模型，并利用中國2003-2010年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究，結(jié)果表明對外直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有推動作用。

近年來，隨著我國對外直接投資規(guī)模的不斷擴(kuò)大，研究OFDI貿(mào)易效應(yīng)得到大量關(guān)注，但鮮有學(xué)者關(guān)注OFDI對母國服務(wù)貿(mào)易的影響。其中，唐心智（2009）［5］運(yùn)用回歸方法，對1982-2006年中國OFDI對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)論是OFDI能對我國對外貿(mào)易產(chǎn)生較顯著的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，并且對中國的出口商品結(jié)構(gòu)具有改善作用。張春萍（2012）［6］使用1996-2010年我國對18個國家（地區(qū)）直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明我國OFDI對出口貿(mào)易總體上呈現(xiàn)促進(jìn)作用。隋月紅、趙振華（2012）［7］的研究，是運(yùn)用2003-2009年中國與其他國家之間雙邊OFDI與貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)論顯示順梯度OFDI能夠促進(jìn)我國高技術(shù)產(chǎn)品出口，有利于我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。事實(shí)上，從我國吸引外資與對外投資的結(jié)構(gòu)來看，服務(wù)業(yè)雙向投資已經(jīng)超越制造業(yè)的雙向投資，其中2012年我國服務(wù)業(yè)對外直接投資規(guī)模達(dá)到588億美元，占全年對外直接投資流量的66%；2012年我國吸引服務(wù)業(yè)外商直接投資規(guī)模達(dá)到572億美元，占全年外商直接投資額的52%。在服務(wù)業(yè)對外直接投資迅猛發(fā)展與服務(wù)經(jīng)濟(jì)日益增強(qiáng)的背景下，研究OFDI對母國服務(wù)貿(mào)易的影響日益重要。從理論上說，對外直接投資，一方面可以通過促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、加快生產(chǎn)要素向新興服務(wù)部門積聚，從而加快服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步；另一方面又可以通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)、技術(shù)外溢效應(yīng)等途徑提升國內(nèi)服務(wù)投入要素的生產(chǎn)效率，從而加快母國服務(wù)產(chǎn)品出口技術(shù)進(jìn)步。

現(xiàn)有關(guān)于OFDI貿(mào)易效應(yīng)的研究，主要側(cè)重于分析OFDI對貨物貿(mào)易的影響，較少關(guān)注OFDI與服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的相關(guān)研究，更沒有建立明確的理論模型分析OFDI影響服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的微觀機(jī)制。與已有研究相比，本文在以下兩個方面有所創(chuàng)新：第一，在理論方面，通過構(gòu)建理論模型闡述了對外直接投資影響母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的微觀機(jī)制；第二，通過借鑒Mishra等（2011）［8］所構(gòu)造的指標(biāo)體系，測算了 1996-2013年全球56個國家（地區(qū)）服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的數(shù)據(jù)指標(biāo)，并從全樣本、發(fā)達(dá)國家樣本以及發(fā)展中國家樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法研究OFDI對母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的影響，研究結(jié)果豐富了關(guān)于對外直接投資與服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的相關(guān)問題研究。

二、理論模型

假設(shè)最終消費(fèi)產(chǎn)品主要由傳統(tǒng)制造部門與現(xiàn)代服務(wù)部門提供，其相對應(yīng)的消費(fèi)量是Q1、Q2，代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)為

式（1）中參數(shù)a衡量了消費(fèi)者對兩種產(chǎn)品的偏好程度。其中，傳統(tǒng)制造部門與現(xiàn)代服務(wù)部門的生產(chǎn)函數(shù)分別為

在式（2）中θ表示傳統(tǒng)制造部門生產(chǎn)率系數(shù)，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)“同質(zhì)化”單一產(chǎn)品，僅需要勞動力投入，L1代表在傳統(tǒng)制造部門生產(chǎn)勞動力投入的數(shù)量；在式（3）中δ表示現(xiàn)代服務(wù)部門的生產(chǎn)率系數(shù)，L2代表在新興服務(wù)部門勞動力投入數(shù)量，K2代表物質(zhì)資本投入數(shù)量。同時假定勞動力總供給L不變，存在L＝L1＋L2。顯然，由式（2）、式（3）意味著傳統(tǒng)制造部門是勞動力密集型，現(xiàn)代服務(wù)部門產(chǎn)品是資本技術(shù)密集型（如金融、研發(fā)服務(wù)等部門）。借鑒Grossman和Helpman（1991）［9］的研究，資本數(shù)量通過中間投入品來表示

在式（4）中，x（j）代表第j種中間投入品的使用數(shù)量，N表示中間投入品的種類數(shù)。根據(jù)效用最大化原理，可以依次考察消費(fèi)者與生產(chǎn)者的最優(yōu)決策函數(shù)。代表性消費(fèi)者的最優(yōu)決策為

其中，E代表消費(fèi)者的總支出約束，P1、P2分別代表傳統(tǒng)制造部門產(chǎn)品與新興服務(wù)部門產(chǎn)品的價格。將傳統(tǒng)制造品的價格P1進(jìn)行單位化處理，可以通過一階求導(dǎo)的最優(yōu)條件計算出新興服務(wù)部門對中間投入品的逆向需求函數(shù)為

通常情況下，中間產(chǎn)品的供給數(shù)量是由中間生產(chǎn)部門提供，中間產(chǎn)品部門的生產(chǎn)決策為

在式（6）中，f代表每單位中間產(chǎn)品生產(chǎn)的成本函數(shù)，對外直接投資有助于企業(yè)獲取國外先進(jìn)的技術(shù)、生產(chǎn)設(shè)備等戰(zhàn)略性生產(chǎn)要素，通過對外直接投資有助于增加國內(nèi)中間投入品的種類數(shù)，降低中間投入品的生產(chǎn)成本，即f（OFDI）＜0，其中OFDI代表對外直接投資的規(guī)模。進(jìn)一步將式（5）代入式（6），可以求解出中間產(chǎn)品的市場價格

將式（7）代入式（5）可以求得新興產(chǎn)業(yè)部門的中間投入品的需求為

由式（8）可以計算出，新興服務(wù)部門的產(chǎn)量為

當(dāng)勞動力市場完全出清時，現(xiàn)代服務(wù)部門的工資報酬W2＝A1/AN［P2（1-A）2/F］（1-A）/A。假定傳統(tǒng)制造部門產(chǎn)品價格單位化為1，因此傳統(tǒng)制造部門的工資率W1＝B。假設(shè)勞動力市場是完全自由流動，均衡時兩個部門的工資率相等即W1＝W2，因而有

考慮到消費(fèi)者在兩種類型產(chǎn)品的相對支出條件的約束，由式（9）進(jìn)一步推導(dǎo)可得

上式中，E1、E2分別代表消費(fèi)者效用最大化時，消費(fèi)者在傳統(tǒng)制造部門與現(xiàn)代服務(wù)部門的支出。通過對式（10）、式（11）以及勞動力市場供給約束L＝L1＋L2，可以求解出3個未知變量：新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的相對價格P2、以及勞動力配置L1、L2，通過式（10）利用隱函數(shù)求導(dǎo)法則，可以求得

上式表明對外直接投資規(guī)模的擴(kuò)大，有助于擴(kuò)大新興服務(wù)部門產(chǎn)出規(guī)模、降低新興產(chǎn)品部門的產(chǎn)品價格，即新興服務(wù)部門比較優(yōu)勢就越明顯。因此可以得出命題1

命題1 對外直接投資加快了本國傳統(tǒng)制造業(yè)向外轉(zhuǎn)移與新興服務(wù)產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展，從而促進(jìn)國內(nèi)優(yōu)質(zhì)要素向新興服務(wù)產(chǎn)業(yè)部門集聚，加快國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級與服務(wù)產(chǎn)品出口技術(shù)含量提升，進(jìn)而使本國現(xiàn)代服務(wù)產(chǎn)業(yè)在對外貿(mào)易中具有比較優(yōu)勢。

下面將進(jìn)一步研究對外直接投資對新興產(chǎn)業(yè)部門中間投入品X的供給影響。由式（8）可知

上式表明對外直接投資的水平越高，地區(qū)專業(yè)化分工能力就越強(qiáng)、中間品產(chǎn)業(yè)市場越發(fā)達(dá)，而由式（3）、式（4）可知中間投入品種類數(shù)與規(guī)模的增加，將推動現(xiàn)代服務(wù)部門產(chǎn)出增長與技術(shù)進(jìn)步，從而提升服務(wù)出口技術(shù)含量的提升。因此可以得到命題2

命題2 對外直接投資有助于提升地區(qū)專業(yè)化分工能力和生產(chǎn)者服務(wù)水平，促進(jìn)國內(nèi)服務(wù)要素投入的生產(chǎn)效率，從而加快本國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)品技術(shù)含量提升。本文主要研究OFDI對母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的影響，鑒于發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家對外直接投資規(guī)模與類型存在一定的差異性，同時考慮到發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間在服務(wù)市場規(guī)模、要素稟賦、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等也具有較大的差異性，因此下文將從發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家分樣本層展開深入研究。

三、模型設(shè)定與變量說明

（一）模型設(shè)定

首先建立靜態(tài)面板模型考察OFDI對母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的影響，具體模型如下

在式（14）中，變量EXPYit代表國家i在t年的服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平，c代表常數(shù)項(xiàng)，OFDIit代表對外直接投資，Xit則代表模型控制變量，γi代表個體效應(yīng)，λi代表時間效應(yīng)，εit表示模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。進(jìn)一步，考慮到出口行為的連續(xù)性，前期的出口行為可能對本期的出口具有重要的影響，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)也會受到上一期服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)的影響。因此，將式（14）的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行修正后如下

（二）變量選取

1.被解釋變量

借鑒 Mishra 等（2011）［8］所構(gòu)建的服務(wù)出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)（EXPY）來度量一國的服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平。首先對某一項(xiàng)服務(wù)出口品的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)進(jìn)行測度：EXPYi＝∑j（Xij/∑j′Xij′）Yj，EXPYi表示服務(wù)出口產(chǎn)品i的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，Xij表示國家j的服務(wù)產(chǎn)品i的出口占該國服務(wù)出口的比重，Yj代表國家j的人均收入水平。EXPYi表示第i類服務(wù)產(chǎn)品的各國人均GDP按照各國出口額度在世界出口總額的比重所占的比重進(jìn)行加權(quán)平均處理。服務(wù)出口技術(shù)復(fù)雜度的經(jīng)濟(jì)理論思想是基于李嘉圖比較優(yōu)勢理論，即低收入水平國家生產(chǎn)低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品，高收入水平國家生產(chǎn)高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品。在計算各類出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度基礎(chǔ)上，我們可以計算一國服務(wù)出口技術(shù)復(fù)雜度EXPYj＝∑iXijEXPYi/∑j′Xij′，EXPYj值越大表明該國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平就越高。據(jù)此測度方法，根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)，測算了1996-2013年56個國家（地區(qū)）服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平數(shù)據(jù)指標(biāo)①聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UNCTAD Statistics）中，服務(wù)貿(mào)易項(xiàng)的分類主要包括運(yùn)輸、旅游、通信服務(wù)、建筑服務(wù)、保險服務(wù)、金融服務(wù)、計算機(jī)和信息服務(wù)、專利和特許費(fèi)、其他商業(yè)服務(wù)、個人文化和娛樂服務(wù)、政府服務(wù)共11類。由于我們主要關(guān)注的是商業(yè)服務(wù)，因此剔除了政府服務(wù)而采取了余下10類分項(xiàng)。。

2.解釋變量

對外直接投資。本文選擇OFDI存量指標(biāo)檢驗(yàn)對外直接投資對母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的影響。同時為了提高實(shí)證模型估計的準(zhǔn)確性設(shè)置如下控制變量。

要素稟賦。Schott（2008）研究認(rèn)為要素稟賦特征是影響一國出口比較優(yōu)勢的重要因素［10］。在人力資本充裕國家與自然資源充裕型國家具有不同的出口比較優(yōu)勢，人力資本密集型國家出口技術(shù)復(fù)雜度相對較高的產(chǎn)品，資源密集型國家由于具備自然資源稟賦優(yōu)勢而出口技術(shù)復(fù)雜度相對較低的產(chǎn)品。本文選取人力資本（HR）與自然資源（Land）來表示一國要素稟賦資源，采用人均受教育年限作為人力資本替代變量；一般認(rèn)為一國國土面積越大，自然資源就越豐富（Hausmann等，2007）［11］，因此用國土面積大小來衡量一國自然資源稟賦特征。

服務(wù)市場規(guī)模。新貿(mào)易理論研究指出市場規(guī)模是影響產(chǎn)業(yè)分工的重要因素。通常情況下，市場規(guī)模越大，企業(yè)的數(shù)量就會越多，市場競爭就會越激烈，從而加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與出口產(chǎn)品技術(shù)進(jìn)步。本文選取服務(wù)經(jīng)濟(jì)占GDP比重來衡量一國服務(wù)市場規(guī)模（Ser）。

對外開放度。對外開放能夠加快國際研發(fā)、生產(chǎn)、銷售、管理等先進(jìn)技術(shù)的外溢效應(yīng)，本地企業(yè)通過干中學(xué)效應(yīng)從而加快企業(yè)技術(shù)進(jìn)步與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。因此，對外開放有助于促進(jìn)服務(wù)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、提高服務(wù)產(chǎn)品技術(shù)含量。本文采用貨物貿(mào)易出口額占GDP比重來衡量對外開放度（Trade）。

知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)。Rafiquzzaman（2002）［12］、Olena（2010）［13］研究指出知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度可以通過規(guī)范合約實(shí)施環(huán)境，提高合約執(zhí)行效率，減少生產(chǎn)與營銷成本來獲取更好的貿(mào)易比較優(yōu)勢。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的國家具有良好的市場經(jīng)營環(huán)境與激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制，通過推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新而加快出口產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。因此，良好的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度體制能夠激勵服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、推動服務(wù)產(chǎn)品出口技術(shù)進(jìn)步，本文采用知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)來衡量該國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度（Iprp）。

3.數(shù)據(jù)說明

本文中變量對外直接投資數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議數(shù)據(jù)庫；自然資源、服務(wù)經(jīng)濟(jì)規(guī)模相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫；各國（地區(qū)）貨物出口數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)系數(shù)來源于世界知識產(chǎn)權(quán)聯(lián)盟通過對該領(lǐng)域?qū)I(yè)人士進(jìn)行問卷調(diào)研，編制了世界知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)，其原始數(shù)據(jù)值為1-10，該變量值越高表明該國整體知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度越強(qiáng)。

四、計量結(jié)果及分析

本文基于全球56個國家（地區(qū)）1996-2013年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，考察OFD對母國服務(wù)產(chǎn)品出口技術(shù)含量的影響。選擇的56個經(jīng)濟(jì)體樣本包括27個發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）和29個發(fā)展中國家（地區(qū)）②這56個國家（地區(qū)）分別是：美國、英國、德國、法國、中國、日本、西班牙、意大利、愛爾蘭、荷蘭、印度、中國香港、比利時、新加坡、瑞士、瑞典、盧森堡、加拿大、韓國、奧地利、俄羅斯、澳大利亞、挪威、土耳其、中國臺灣、泰國、波蘭、馬來西亞、巴西、芬蘭、葡萄牙、以色列、印度尼西亞、馬來西亞、巴基斯坦、菲律賓、羅馬尼亞、沙特、南非、埃及、捷克、匈牙利、墨西哥、希臘、新西蘭、阿根廷、巴西、智利、哥倫比亞、南非、土耳其、泰國、越南、尼日利亞、智利與委內(nèi)瑞拉，分別從全樣本數(shù)據(jù)、發(fā)達(dá)國家樣本與發(fā)展中國家樣本三類數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，采用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的OLS和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM系統(tǒng)估計法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從計量模型的指標(biāo)估計結(jié)果來看，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明實(shí)證方程都采用了固定效應(yīng)模型，而且模型的擬合系數(shù)都在90%以上，表明方程的總體擬合程度較高。同時，在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，實(shí)證模型的AR（1）檢驗(yàn)值低于0.05，AR（2）檢驗(yàn)值大于0.05，說明動態(tài)模型工具變量選擇是有效的，Sargan檢驗(yàn)值拒絕了原假設(shè)，表明不存在工具變量過度識別的問題。

（一）全樣本國家的分析

全樣本數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果表明OFDI能夠顯著促進(jìn)母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平提升。在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中變量OFDI估計系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，且為正數(shù)，對外直接投資規(guī)模每增加1個百分點(diǎn)，服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步能夠提升0.015個百分點(diǎn)。在動態(tài)模型中變量OFDI的估計系數(shù)為正數(shù)，而且通過了顯著性檢驗(yàn)，對外直接投資規(guī)模增加1個百分點(diǎn)時，母國服務(wù)出口質(zhì)量能夠提升0.017個百分點(diǎn)。靜態(tài)與動態(tài)模型實(shí)證結(jié)果表明，在開放經(jīng)濟(jì)條件下對外直接投資有助于促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步，與理論預(yù)期相一致。

要素稟賦對服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步的影響存在顯著差異性。從回歸結(jié)果來看，變量Land估計系數(shù)為負(fù)數(shù)且均通過了顯著性檢驗(yàn)，即自然資源稟賦對東道國服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步具有抑制作用。同時，變量HR在靜態(tài)模型與動態(tài)模型中均通過了顯著性檢驗(yàn)，同時估計系數(shù)都為正數(shù)，表明人力資本積累對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步具有正向促進(jìn)作用，印證了“里昂惕夫之謎”的理論解釋，即一國對外貿(mào)易比較優(yōu)勢的轉(zhuǎn)化，主要是由人力資本稟賦所決定。人力資本積累有助于加快國內(nèi)現(xiàn)代服務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，從而推動服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步，符合理論預(yù)期。

服務(wù)業(yè)市場規(guī)模對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步具有顯著的正向效應(yīng)，變量Ser估計系數(shù)都為正數(shù)且均通過了顯著性檢驗(yàn)，表明服務(wù)經(jīng)濟(jì)市場規(guī)模擴(kuò)大將促進(jìn)服務(wù)企業(yè)市場競爭與服務(wù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，從而加快現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量提升，實(shí)證結(jié)論符合理論預(yù)期。

貿(mào)易開放度對母國服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步具有顯著正效應(yīng)，無論是在靜態(tài)模型還是在動態(tài)面板模型中，變量Trade均通過了顯著性檢驗(yàn)，同時估計系數(shù)都為正。變量Iprp在靜態(tài)與動態(tài)面板模型中估計系數(shù)均顯著為正，表明一國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度建設(shè)越完善，企業(yè)的創(chuàng)新動力和社會知識存量積累就越明顯，對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)含量提升就越有利。

表1 面板數(shù)據(jù)模型的計量結(jié)果

注：＊＊＊、＊＊和＊分別表示估計系數(shù)通過1%、5%和10%的顯著性水平檢驗(yàn)；（）中的數(shù)值為變量估計系數(shù)的t檢驗(yàn)值。

（二）發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家分樣本數(shù)據(jù)比較分析

OFDI對發(fā)達(dá)國家服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步具有顯著的正向促進(jìn)作用，而對發(fā)展中國家服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步影響不明顯。發(fā)達(dá)國家對外直接投資規(guī)模每增加1個百分點(diǎn)，服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步提升幅度將達(dá)到0.051個百分點(diǎn)；而在發(fā)展中國家樣本數(shù)據(jù)中變量OFDI未通過顯著性檢驗(yàn)。發(fā)達(dá)國家OFDI主要是以市場尋求型與效率尋求型為主（World Investments Report，2012），跨國公司通過全球價值鏈分工將生產(chǎn)環(huán)節(jié)對外轉(zhuǎn)移，國內(nèi)重點(diǎn)發(fā)展信息技術(shù)、金融、研發(fā)等新興服務(wù)產(chǎn)業(yè)，從而發(fā)達(dá)國家在現(xiàn)代服務(wù)業(yè)具有比較優(yōu)勢，即發(fā)達(dá)國家對外直接投資與新興服務(wù)產(chǎn)業(yè)之間存在明顯的互補(bǔ)效應(yīng)。與此同時，盡管近年來發(fā)展中國家近年來對外直接投資規(guī)模增長較快，但是發(fā)展中國家對外直接投資主要以資源獲取型OFDI為主，而技術(shù)尋求型OFDI與市場尋求型OFDI規(guī)模相對較小，同時由于發(fā)展中國家技術(shù)創(chuàng)新激勵機(jī)制、技術(shù)專利等產(chǎn)品轉(zhuǎn)化能力等相對較弱，這些都限制了對外直接投資對本國技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整作用，因此，發(fā)展中國家對外直接投資對母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步影響相對較弱。

自然資源稟賦對發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的影響，估計系數(shù)都顯著為負(fù)。在自然資源豐裕的國家，物質(zhì)資本和人力資本會大量流入資源密集型行業(yè)，反而會不利于知識密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展與出口技術(shù)進(jìn)步。人力資源稟賦積累對發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家服務(wù)出口技術(shù)含量的提升都具有促進(jìn)作用。Rodrik（2006）研究指出一國國內(nèi)人力資本積累與該國出口產(chǎn)品技術(shù)含量提升存在正相關(guān)關(guān)系［14］。與制造業(yè)相比，服務(wù)業(yè)更強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)技術(shù)特征與人力資本緊密結(jié)合，人力資本稟賦相對豐裕的國家在人力資源密集型產(chǎn)業(yè)上擁有一定的比較優(yōu)勢，通常較高人力資本水平能促進(jìn)勞動分工和提高生產(chǎn)效率，從而帶動服務(wù)出口產(chǎn)品技術(shù)含量的提高。

服務(wù)產(chǎn)業(yè)市場規(guī)模對發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步都產(chǎn)生顯著的正向作用，即服務(wù)業(yè)發(fā)展的“本土市場效應(yīng)”比較明顯。發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)增長主要靠新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展推動，因此服務(wù)經(jīng)濟(jì)比重的提升能夠進(jìn)一步帶動發(fā)達(dá)國家服務(wù)業(yè)生產(chǎn)效率提升與科技進(jìn)步，從而促進(jìn)了知識技術(shù)密集型服務(wù)產(chǎn)品出口。盡管當(dāng)前發(fā)展中國家現(xiàn)代服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)比重相對較低，但隨著國際服務(wù)業(yè)FDI快速轉(zhuǎn)移與本國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)市場規(guī)模的擴(kuò)大，這些都促進(jìn)了發(fā)展中國家服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步。程大中（2000）通過對中國和美國的對比分析，研究發(fā)現(xiàn)在開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國服務(wù)業(yè)就業(yè)、服務(wù)業(yè)規(guī)模擴(kuò)大可以帶動服務(wù)出口收入的增長［15］。

貿(mào)易開放度提升了發(fā)達(dá)國家服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平，而對發(fā)展中國家的正向作用不穩(wěn)定。發(fā)達(dá)國家通過全球垂直專業(yè)化分工的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，加快了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，從而推動了本國知識密集的制造業(yè)中間品與生產(chǎn)性服務(wù)出口，貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易出口呈現(xiàn)較高的互補(bǔ)效應(yīng)。而發(fā)展中國家通過融入全球加工——制造的垂直生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，一方面有助于國際R＆D溢出，從而推動本國的服務(wù)出口技術(shù)含量提升，另一方又降低了國內(nèi)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的需求規(guī)模，抑制了服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。因此，發(fā)展中國家的貨物貿(mào)易出口對服務(wù)出口呈現(xiàn)一定的替代效應(yīng)與互補(bǔ)效應(yīng)。

知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對發(fā)達(dá)國家服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平提升起到比較明顯的推動作用，對發(fā)展中國家影響不顯著。在發(fā)達(dá)國家樣本的動態(tài)面板模型中，變量IPRP估計系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，而對發(fā)展中國家不明顯。歐美發(fā)達(dá)國家成熟的市場競爭機(jī)制以及良好的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，對服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新起到了激勵作用；而發(fā)展中國家自身技術(shù)能力相對較弱，通過制定寬松的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策，一方面有助于吸收國際技術(shù)外溢效應(yīng)，較快促進(jìn)自身技術(shù)進(jìn)步；另一方面又遏制了國內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，不利于本國出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。

五、結(jié)論和政策建議

本文通過構(gòu)建數(shù)理模型考察了對外直接投資影響母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的微觀機(jī)制，借鑒 Mishra等（2011）［8］的方法測算了全球56個國家1996-2013年服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平，運(yùn)用系統(tǒng)GMM分析方法從全樣本數(shù)據(jù)、發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家等三個方面，研究OFDI對母國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的影響。實(shí)證結(jié)果得到以下的結(jié)論。

（1）對外直接投資規(guī)模擴(kuò)大有助于提升母國的服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平提升。其中發(fā)達(dá)國家對外直接投資對服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)水平的提升具有較高的解釋力，而對發(fā)展中國家促進(jìn)作用比較有限，這與對外投資規(guī)模、投資類型密切相關(guān)。（2）自然資源、人力資本等要素稟賦是影響服務(wù)出口技術(shù)水平的重要因素。在發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家樣本中，實(shí)證表明自然資源稟賦變量估計系數(shù)顯著為負(fù)，即對服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步起到了一定的抑制作用，而人力資本稟賦積累促進(jìn)了本國的服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步。（3）服務(wù)經(jīng)濟(jì)市場規(guī)模的擴(kuò)大，對發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家服務(wù)出口技術(shù)進(jìn)步具有顯著的促進(jìn)作用，即服務(wù)業(yè)發(fā)展的“本土市場規(guī)模效應(yīng)”比較明顯。當(dāng)前發(fā)展中國家服務(wù)業(yè)比較優(yōu)勢仍然集中在傳統(tǒng)的勞動密集型服務(wù)業(yè)，但隨著國際服務(wù)業(yè)FDI快速轉(zhuǎn)移與本國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)市場需求規(guī)模的擴(kuò)大，這些都促進(jìn)了發(fā)展中國家服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)進(jìn)步。（4）貿(mào)易開放度對發(fā)達(dá)國家服務(wù)出口質(zhì)量的提升具有顯著促進(jìn)作用，而對發(fā)展中國家影響效應(yīng)比較微弱。發(fā)展中國家通過融入全球加工-制造的垂直生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，一方面有助于國際R＆D溢出，從而推動本國的服務(wù)出口技術(shù)含量提升，另一方又降低了國內(nèi)生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)的需求規(guī)模，抑制了服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。因此，發(fā)展中國家的貨物貿(mào)易出口對服務(wù)出口呈現(xiàn)一定的替代效應(yīng)與互補(bǔ)效應(yīng)。（5）知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對發(fā)達(dá)國家服務(wù)出口質(zhì)量升級帶動作用比較明顯，對發(fā)展中國家影響不明顯。

本文的研究結(jié)論對我國開拓對外經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新方式、加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型提供了重要的思路。尤其對于我們了解推動服務(wù)貿(mào)易出口、提升服務(wù)出口質(zhì)量具有十分重要的政策意義。①我國應(yīng)加大對外直接投資力度，尤其在科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)、信息技術(shù)等流域進(jìn)一步加大投資力度。當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)正處于調(diào)結(jié)構(gòu)、促發(fā)展的關(guān)鍵時刻，OFDI有助于我國獲取國際先進(jìn)的技術(shù)知識提升我國技術(shù)創(chuàng)新能力，從而帶動知識技術(shù)密集型服務(wù)產(chǎn)品的出口。另外，近年來隨著中國勞動力、土地成本的不斷攀升，加速了國內(nèi)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)（如傳統(tǒng)輕工紡織、機(jī)械加工制造）向東南亞國家的轉(zhuǎn)移，能夠有效減輕國內(nèi)產(chǎn)能過剩問題。這類市場擴(kuò)張型OFDI基本都是喪失低成本競爭優(yōu)勢而轉(zhuǎn)移，通過鼓勵這些邊際產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)要素向新興服務(wù)產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚，有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，以此來帶動服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)品技術(shù)含量的提升。②實(shí)現(xiàn)從傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域向現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域的轉(zhuǎn)型升級，人力資本在其中起著至關(guān)重要的作用，加強(qiáng)教育和培訓(xùn)等方式培養(yǎng)高端人力資本，甚至在要素擴(kuò)張流動性不斷增強(qiáng)的背景下提升人力資本素質(zhì)，不失為實(shí)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域人力資本快速積累的有效途徑。③在當(dāng)前服務(wù)業(yè)加速國際轉(zhuǎn)移的大背景下，發(fā)展中國家通過擴(kuò)大服務(wù)業(yè)的開放領(lǐng)域，大力承接來自于發(fā)達(dá)國家的服務(wù)外包與服務(wù)業(yè)FDI，進(jìn)一步提升引資質(zhì)量，引導(dǎo)FDI向新興服務(wù)業(yè)領(lǐng)域投資，從而促進(jìn)本國服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，以此推動發(fā)展中國家服務(wù)貿(mào)易對外出口技術(shù)含量的提升。④加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度軟環(huán)境建設(shè)，積極的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度有助于提升創(chuàng)新型企業(yè)的發(fā)展，加快地區(qū)技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而推動對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。

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