服務(wù)業(yè)FDI 對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響研究★

孫 菁 黨龍騰

（青島大學(xué)商學(xué)院）

引言

在“重制造、輕服務(wù)”背景下，中國高端服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后，服務(wù)貿(mào)易也一直處于逆差的狀態(tài)。在順利“走出去”和積極“引進來”的政策導(dǎo)向下，服務(wù)業(yè)FDI 通過吸引外來資本開展對外貿(mào)易，除解決就業(yè)、彌補外匯儲備不足外，其知識和技術(shù)外溢效應(yīng)，對中國影響更為深遠(yuǎn)（李霞和邵建春，2021；于翠萍，2020）。長期以來，我國FDI 雖然持續(xù)凈流入，但FDI 結(jié)構(gòu)并不平衡，從行業(yè)結(jié)構(gòu)分布來看，制造業(yè)牢牢占據(jù)著FDI 的主體地位，服務(wù)業(yè)FDI 增長較慢。一方面，中國的FDI 限制多，F(xiàn)DI 引入水平落后于全球。截至2019 年底，中國FDI 存量相對于GDP 占比12.44%，遠(yuǎn)低于全球平均水平42%。另一方面，中國對FDI 的限制高，如媒體、電信、法律等服務(wù)業(yè)限制最高，其次是金融服務(wù)業(yè)、商業(yè)服務(wù)等。

新增長理論提出，技術(shù)、知識等新生產(chǎn)要素能夠提高經(jīng)濟產(chǎn)出的收益，也能夠作為商品在不同國家和地區(qū)進行傳播和轉(zhuǎn)移。而FDI 可以促使這些新生產(chǎn)要素在世界范圍內(nèi)加速積累，進而提高全世界的總產(chǎn)出水平，落后國家通過逆向溢出效應(yīng)吸收先進國家的知識和技術(shù)，提升其國內(nèi)的科技水平與創(chuàng)新能力，產(chǎn)生所謂的“趕超效應(yīng)”，從而實現(xiàn)國際化創(chuàng)新和全球價值鏈升級，且會對出口產(chǎn)品的技術(shù)水平產(chǎn)生一定程度的影響。國內(nèi)外學(xué)者越來越重視產(chǎn)品出口的技術(shù)含量問題，已有研究把服務(wù)業(yè)FDI 作為研究出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素之一進行分析。有研究表明，全球價值鏈嵌入會影響出口技術(shù)復(fù)雜度（劉維林等，2014）。FDI 能促進行業(yè)全球價值鏈技術(shù)外溢的吸收能力，促使產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度不斷升級，且中國出口商品技術(shù)復(fù)雜度正不斷深化（Fontagne 等,2008；Bensidoun等,2009)。隨著國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級和進口替代，本土品牌紛紛崛起，產(chǎn)品附加值提升，流入服務(wù)業(yè)的FDI 明顯增加，且多數(shù)流向科技服務(wù)、知識產(chǎn)權(quán)、金融與其他社會服務(wù)業(yè)中，對出口技術(shù)復(fù)雜度也產(chǎn)生了一定的影響。

本文運用2010—2019 年服務(wù)業(yè)相關(guān)的出口數(shù)據(jù)，通過知識產(chǎn)權(quán)對服務(wù)業(yè)進行分類，采用固定效應(yīng)模型分析服務(wù)業(yè)的各細(xì)分類型的中間投入對出口復(fù)雜度的影響。具體研究：（1）服務(wù)業(yè)FDI 對出口技術(shù)復(fù)雜度是否產(chǎn)生影響，其影響機理是什么？（2）考慮服務(wù)業(yè)內(nèi)部異質(zhì)性，從不同服務(wù)業(yè)FDI 角度進一步考察上述兩者的關(guān)系。結(jié)論為服務(wù)業(yè)正確選擇差異化、最優(yōu)化的引資政策，提升服務(wù)業(yè)FDI 質(zhì)量，發(fā)揮服務(wù)業(yè)FDI 作用和提高出口技術(shù)復(fù)雜度方面提供有益參考。

一、文獻回顧

有關(guān)服務(wù)業(yè)FDI 與出口復(fù)雜度之間的關(guān)系，學(xué)者們的研究多數(shù)集中在FDI 與技術(shù)溢出方面。理論上，技術(shù)進步是理解FDI 的重要視角。Romer(1990)構(gòu)建了著名的內(nèi)生增長模型，重點強調(diào)了技術(shù)擴散對發(fā)展中國家經(jīng)濟持續(xù)增長有決定性作用，而FDI 作為技術(shù)擴散的主要渠道，其重要性愈發(fā)顯著（金成曉等，2009)。王佳和劉美玲（2019）提出，F(xiàn)DI 帶來正向的外溢效果，這些技術(shù)外溢效果也會影響出口產(chǎn)品的技術(shù)質(zhì)量，進而改變出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)和質(zhì)量。近年來，關(guān)于出口貿(mào)易的討論焦點逐漸從出口規(guī)模轉(zhuǎn)向出口結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品質(zhì)量。出口貿(mào)易指標(biāo)體系，根據(jù)復(fù)雜程度衡量一個國家的貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)已成為國際貿(mào)易領(lǐng)域的熱門話題(Haskel 等，2007)。出口貿(mào)易和技術(shù)結(jié)構(gòu)具有互補性，也反映了兩國之間的貿(mào)易產(chǎn)品水平。目前，國內(nèi)外衡量出口產(chǎn)品的復(fù)雜度通常采用技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)（Hausmann 等，2007)，主要指的是國家出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜程度，學(xué)者們通過這類指標(biāo)來衡量出口產(chǎn)品的整體質(zhì)量結(jié)構(gòu)。在全球價值鏈中，技術(shù)溢出對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響主要來自兩個渠道，一個是FDI，F(xiàn)DI 能夠直接或間接促進國內(nèi)技術(shù)進步和出口技術(shù)復(fù)雜度提高。有學(xué)者明確指出，F(xiàn)DI 是中國出口技術(shù)復(fù)雜度深化的根本原因（董有德和孟醒，2014）。另一個是加工貿(mào)易，加工貿(mào)易所生產(chǎn)的最終產(chǎn)品，其投入的中間部分如果是本國無法生產(chǎn)的高技術(shù)含量或者高端中間品會產(chǎn)生一定的外部性，即技術(shù)溢出，會提高其出口能力，進而提升出口技術(shù)復(fù)雜度（姚洋和張曄，2008；齊俊妍和王嵐，2015）。

有關(guān)服務(wù)業(yè)FDI 對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機理，多數(shù)學(xué)者討論了進口中間品對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接促進效應(yīng)，以及進口中間品如何通過影響一國的研發(fā)與創(chuàng)新水平進而影響其出口技術(shù)復(fù)雜度水平的中介效應(yīng)。Momigliano&Siniscalco(1982)認(rèn)為，服務(wù)業(yè)是為服務(wù)生產(chǎn)和商品提供中間服務(wù)的行業(yè)，即中間性是服務(wù)業(yè)的最本質(zhì)的特性。Markusen 等（2000）對服務(wù)業(yè)FDI 與中間品進口服務(wù)貿(mào)易進行了理論建模，得出兩者呈互補關(guān)系。與傳統(tǒng)行業(yè)相比，服務(wù)業(yè)尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)具有較高的知識和技術(shù)特性，蘊含大量的創(chuàng)新要素(Riddle,1987)。服務(wù)業(yè)FDI 促進了制造業(yè)的創(chuàng)新活動，對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生正向影響（Fernandes&Paunov，2012)。雖然我國出口技術(shù)復(fù)雜度得到了快速提升，但仍處于世界均值水平，出口質(zhì)量偏低（戴翔，2012）。服務(wù)貿(mào)易開放度、服務(wù)業(yè)FDI 等均對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升具有顯著正向影響（張雨和戴翔，2015）。我國服務(wù)業(yè)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)有助于提升出口品的技術(shù)水平（劉東升和王春艷，2015）。服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)中，齊俊妍等（2015）、韓玉軍等（2016）從理論與實證兩個角度驗證了金融與出口技術(shù)復(fù)雜度的正相關(guān)關(guān)系。孟一坤（2012）認(rèn)為，金融、旅游、軟件等附加值高的服務(wù)業(yè)與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系顯著。

二、出口復(fù)雜度的計算模型

（一）出口復(fù)雜度計算公式

本文借鑒Hausmann 等（2007）提出的兩步法來測算出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)。該測量方法的優(yōu)勢在于：一是無須具體的產(chǎn)品或產(chǎn)業(yè)層面的R&D 投入數(shù)據(jù)，而是利用產(chǎn)品出口國的收入水平來衡量具體產(chǎn)品的技術(shù)水平，且假設(shè)出口產(chǎn)品技術(shù)含量與出口國人均收入水平正相關(guān)（黃詠明和張文潔，2012）。二是以出口國各產(chǎn)品出口額占其出口總額的比重為權(quán)重，對其人均GDP 進行加權(quán)平均，這種權(quán)重可避免國家規(guī)模對產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的度量造成扭曲（周大鵬，2015；韓安民，2021）。

第一步，先測度每一種出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)PRODY，如下所示：

式中：PRODYj表示產(chǎn)品j 的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，i 表示i 國家，j 表示j 產(chǎn)品，Xij表示i 國j產(chǎn)品的出口額，Xi表示i 國的出口總額，Yi表示i國的人均GDP。

第二步，對一國所有出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度進行加權(quán)平均，得到該國總體的出口技術(shù)復(fù)雜度EXPY。一國的出口技術(shù)復(fù)雜度EXPY 是以一國各個分項產(chǎn)品的出口額占總出口額的比重為權(quán)重，對各個分項的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)PRODY 進行加權(quán)平均，即：

式中：EXPYk即為一國k 的出口技術(shù)復(fù)雜度，Xkj表示該國j 產(chǎn)品出口額，Xk為該國出口總額，PRODYj為第一步所測算的j 產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度。EXPYj，其值越大，說明一國的出口貿(mào)易的技術(shù)復(fù)雜度越高。通過該公式可以測度某一單項產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)PRODY，也可以測度一國整體的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)EXPY。

從上面的公式中可以看到，產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度包含了產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度及行業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的組合復(fù)雜度，因此產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度除了包含與生產(chǎn)制造業(yè)本身相關(guān)外，還與生產(chǎn)制造業(yè)相關(guān)的科技服務(wù)業(yè)、金融業(yè)等相關(guān)，在強調(diào)科技創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的時代，科技服務(wù)業(yè)在生產(chǎn)制造中的比重逐漸增大，主要體現(xiàn)在知識產(chǎn)權(quán)方面，生產(chǎn)制造中研發(fā)獲取的科技成果通常都是以知識產(chǎn)權(quán)形式體現(xiàn)，體現(xiàn)了知識產(chǎn)權(quán)在生產(chǎn)制造服務(wù)業(yè)中的影響力。因此，本文擬采用知識產(chǎn)權(quán)指標(biāo)對服務(wù)業(yè)進行分類及在出口技術(shù)復(fù)雜度計算模型中的運用。

（二）基于知識產(chǎn)權(quán)的服務(wù)業(yè)分類對出口技術(shù)復(fù)雜度計算的重要性

服務(wù)行業(yè)內(nèi)部存在著明顯的異質(zhì)性。由于各國統(tǒng)計及產(chǎn)業(yè)劃分存在明顯差異，加之不同國家學(xué)者對于服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)的劃分沒有達(dá)成一致意見，至今尚無一個關(guān)于其細(xì)分行業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)。國際上對于服務(wù)業(yè)有諸多劃分標(biāo)準(zhǔn)，但從權(quán)威性及標(biāo)準(zhǔn)性來看，知識產(chǎn)權(quán)能夠充分反映出口服務(wù)貿(mào)易技術(shù)程度劃分。一個行業(yè)的技術(shù)投資越多，技術(shù)投資所得收益就越高，則該行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度越高。而知識產(chǎn)權(quán)保護作為一項保護新知識和技術(shù)創(chuàng)新成果的重要制度變量，提供創(chuàng)新和模仿兩種途徑，不僅通過刺激研發(fā)投入實現(xiàn)自主創(chuàng)新，更通過影響技術(shù)溢出實現(xiàn)模仿創(chuàng)新，以達(dá)到提高產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的目的。

本文綜合裴長洪（2013）、劉東升和王春燕（2105）等的分類方法，考慮到不同服務(wù)行業(yè)的技術(shù)屬性與知識屬性存在差異，結(jié)合知識產(chǎn)權(quán)的分類標(biāo)準(zhǔn)，總體上將服務(wù)業(yè)分為由政府投資發(fā)起的、整體規(guī)模成型的、科技研發(fā)主導(dǎo)型和傳統(tǒng)生產(chǎn)服務(wù)型。根據(jù)總的服務(wù)業(yè)類別，以專利IPC 分類號為引導(dǎo)，結(jié)合中國的投入產(chǎn)出表進行分類，得到如表1所示的服務(wù)業(yè)的詳細(xì)分類及出口額數(shù)據(jù)。

表1 服務(wù)業(yè)分類及相關(guān)出口數(shù)據(jù)（以2019 年為準(zhǔn)）

除了分類的服務(wù)業(yè)出口數(shù)據(jù)外，本文還通過世界銀行的官網(wǎng)獲取人均GDP（Yi）的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)截至2019 年，根據(jù)以上數(shù)據(jù)可以推算出我國服務(wù)業(yè)各服務(wù)大類出口技術(shù)復(fù)雜度(PRODY)，并進一步計算出口技術(shù)復(fù)雜度(EXPY)。

三、面板模型及數(shù)據(jù)檢驗

國家間競爭本質(zhì)就是技術(shù)的競爭。出口技術(shù)含量越高的服務(wù)業(yè)，其競爭能力越強(黃永明和張文潔，2012)?；谛鼙颂卦鲩L理論和產(chǎn)品空間理論，出口產(chǎn)品是知識、技術(shù)和要素稟賦等生產(chǎn)能力的集中體現(xiàn)，其技術(shù)含量高低與進口中間品呈顯著正相關(guān)關(guān)系（盛斌和毛其淋，2017）。近年來，中國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)有很大提升的其中一個重要原因就是，從發(fā)達(dá)國家進口了大量中間品（姚洋和張曄，2008）。因此，本文將建立出口技術(shù)復(fù)雜度與服務(wù)中間品投入的面板數(shù)據(jù)模型。

（一）變量說明及數(shù)據(jù)來源

為簡便起見，本文借鑒Hanson（1999）的測算方法（該方法不區(qū)分中間投入是用于一國的國內(nèi)最終產(chǎn)品還是用于在出口的最終產(chǎn)品）估計進口中間產(chǎn)品，采用如下公式來表示進口中間品在所有中間投入品中的比例：

式中：Mi為某個服務(wù)業(yè)進口中間投入（FDI），i 為某個服務(wù)業(yè)對應(yīng)的產(chǎn)品，服務(wù)產(chǎn)品i 的消耗等于服務(wù)業(yè)總的產(chǎn)出減去進口投入。

進口服務(wù)中間投入涉及人民幣的匯率指數(shù)問題，人民幣匯率指數(shù)可以對進口服務(wù)的中間投入產(chǎn)生影響，匯率指數(shù)高低與進口服務(wù)的數(shù)量及質(zhì)量有直接關(guān)聯(lián)，為此本文選擇IMF 官方網(wǎng)站的金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，同時設(shè)定2019 指數(shù)值為100。另外在衡量進出口服務(wù)中間投入方面，還需要將進出口服務(wù)投入進行分類，結(jié)合知識產(chǎn)權(quán)IPC 號分類方法，將進出口服務(wù)投入分為表1 中所示的9 項，分別代表變量為M1、M2、M3、M4、M5、M6、M7、M8、M9，隨后將各細(xì)分行業(yè)的數(shù)據(jù)納入分析變量中，最終得到數(shù)據(jù)分析模型。

（二）模型及相關(guān)數(shù)據(jù)檢驗

1.單位根檢驗

為了避免偽回歸現(xiàn)象，本文在回歸前對各個變量的數(shù)據(jù)進行了平穩(wěn)性檢驗，主要檢驗方式為單位根檢驗，通過ADF 檢驗方式對數(shù)據(jù)變量的對數(shù)序列進行顯著性檢驗，同時對各變量選取一階差分后再進行數(shù)據(jù)檢驗，結(jié)果顯示各個變量的對數(shù)序列均具有顯著的單位根，對上述變量取一階差分后再進行檢驗的結(jié)果也是平穩(wěn)的。

2.協(xié)整檢驗

由于單位根檢驗結(jié)果為平穩(wěn)，所以進行協(xié)整檢驗，以進一步考察變量間是否存在長期均衡關(guān)系。在協(xié)整檢驗中，要用到協(xié)整估計模型進而求得殘差數(shù)據(jù)序列，在討論具體模型形式之前，這里先假設(shè)變量具有以下關(guān)系并進行模型估計，以取得殘差序列數(shù)據(jù)：

式中：EXP 為出口技術(shù)復(fù)雜度，f 表示進口服務(wù)中間投入與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系函數(shù)，M 表示進口服務(wù)中間投入。j=1、2、3、4，分別對應(yīng)由政府投資發(fā)起的、整體規(guī)模成型的、科技研發(fā)主導(dǎo)型和傳統(tǒng)生產(chǎn)服務(wù)型四個產(chǎn)業(yè)類型。

在進行協(xié)整性檢驗的時候，本文選擇的各項出口數(shù)據(jù)、人均GDP 數(shù)據(jù)及進口服務(wù)中間投入數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)選擇從2010—2019 年共10 年的數(shù)據(jù)，拉大了數(shù)據(jù)的時間跨度，從而減少了隨機干擾，保證了數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確。根據(jù)LLC 模型檢驗，然后對殘差序列組進行協(xié)整檢驗，假設(shè)檢驗結(jié)果顯示，t 統(tǒng)計量為-2.16，對應(yīng)P 值為0.0062，可在1%的臨界水平下拒絕原假設(shè)。因此，驗證了本模型殘差序列的穩(wěn)定性，各變量之間為長期協(xié)整關(guān)系，保證了模型分析的準(zhǔn)確性。

3.固定效應(yīng)的模型構(gòu)建

一般而言，Hausman 檢驗有兩種選擇：一個是固定效應(yīng)，另一個是隨機效應(yīng)模型。但是進行檢驗的前提條件是截面?zhèn)€數(shù)要大于待定系數(shù)個數(shù)，本文中截面數(shù)4 小于待定系數(shù)個數(shù)，所以本文選擇固定效應(yīng)模型進行探討，根據(jù)固定效應(yīng)模型建立出口復(fù)雜度的長期均衡方程如下：

式中：C0為模型常數(shù)項、C1為各進口服務(wù)中間投入變量方程的系數(shù)，δ 為隨機誤差項，變量都取了對數(shù)，表示相關(guān)的變化率。

四、模型的實證分析

（一）均衡方程模型的回歸分析

本文使用Eviews 對方程（5）進行回歸分析，回歸分析結(jié)果如表2 所示。進口服務(wù)中間投入中各細(xì)分服務(wù)類型對我國服務(wù)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度有促進作用，九類服務(wù)業(yè)的中間投入的回歸系數(shù)P 值都比較小，通過了5%的顯著性檢驗，其中M1、M4、M6、M7的顯著性更高，顯示了制造服務(wù)業(yè)、金融業(yè)與保險業(yè)、科技服務(wù)業(yè)及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)業(yè)對出口技術(shù)復(fù)雜度的促進作用呈現(xiàn)出較高的水平，表現(xiàn)出中間產(chǎn)品性質(zhì)，已成為我國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的重要構(gòu)成部分。這是由于這些行業(yè)本身內(nèi)含的知識特性與技術(shù)程度相較其他服務(wù)行業(yè)都較高，且以上行業(yè)對FDI 的利用率及吸引程度都較高，因此對這些行業(yè)的中間品投入能夠顯著提升整個服務(wù)業(yè)出口的技術(shù)復(fù)雜度。從知識產(chǎn)權(quán)角度來看，制造服務(wù)業(yè)、金融業(yè)與保險業(yè)、科技服務(wù)業(yè)及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護較好，會提升發(fā)明專利者的收益，從而激發(fā)發(fā)明者增加人力資本投資，增加技術(shù)創(chuàng)新的投入，進而改善中間品的技術(shù)結(jié)構(gòu)，提升企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。

表2 均衡方程模型的回歸分析

（二）考慮時間效應(yīng)的回歸分析

為進一步分析不同進口服務(wù)投入對出口復(fù)雜度的影響，對上述的固定效應(yīng)模型進行離散時間差分，通過選取差分進一步反映進口服務(wù)中間投入對出口技術(shù)復(fù)雜度隨時間的相互變化，即兩者之間隨時間變化率之間的關(guān)聯(lián)。由此建立相應(yīng)的時間效應(yīng)模型：

式中，H0表示模型常數(shù)項、H1表示選取差分后的系數(shù)因子，γ 為隨機誤差項。

表3 和表4 分別為進口服務(wù)中間投入對出口復(fù)雜度的短期和長期波動的影響，從表3 中可以看到，進口服務(wù)中間投入中各細(xì)分服務(wù)類型都有促進作用，但制造服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)、醫(yī)療保健及社會服務(wù)業(yè)由于進口服務(wù)中間投入時間比較短，而這些服務(wù)需要在長期投入后才能夠繼續(xù)增強技術(shù)復(fù)雜度，因此，這些進口服務(wù)中間投入對出口復(fù)雜度并沒有更顯著的促進作用。而金融業(yè)及保險業(yè)由于時效性較強，因此，增加進口投入就會對復(fù)雜度產(chǎn)生更為顯著的影響，同時由于中國加入WTO 后，出口貿(mào)易的數(shù)量和服務(wù)范圍不斷擴大，外資銀行已經(jīng)成為中國銀行業(yè)體系中相對重要的組成部分，在一定程度上也促進了我國金融服務(wù)體系的完善及效率的提高。表4 的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，制造服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)、醫(yī)療保健及社會服務(wù)業(yè)由于進口服務(wù)中間投入不斷的增加，累計的技術(shù)升級資金不斷擴大，對出口復(fù)雜度有著更為顯著的影響，這點與短期效應(yīng)形成鮮明對比?？梢钥吹剑徽摽紤]短期或長期進口服務(wù)的中間投入，對出口復(fù)雜度都有顯著影響，但部分細(xì)分行業(yè)隨著進口服務(wù)中間投入的長期增加，會進一步提升該服務(wù)行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。

表3 進口服務(wù)中間投入對出口復(fù)雜度短期波動的影響

表4 進口服務(wù)中間投入對出口復(fù)雜度長期變化的影響

五、結(jié)論與建議

在制造業(yè)整體上產(chǎn)能過剩的當(dāng)下，服務(wù)業(yè)FDI潛力巨大。從吸引外資的角度，需重視在不同的知識產(chǎn)權(quán)保護區(qū)間內(nèi)，不同類型的服務(wù)業(yè)FDI 內(nèi)含的知識特征與技術(shù)結(jié)構(gòu)不同，因而對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響不同。本文結(jié)果顯示，細(xì)分服務(wù)業(yè)的中間投入對出口技術(shù)復(fù)雜度都有積極影響，其中，制造服務(wù)業(yè)、金融業(yè)與保險業(yè)、科技服務(wù)業(yè)及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)業(yè)對出口技術(shù)復(fù)雜度的促進作用更加顯著，這是由于這些行業(yè)本身的技術(shù)程度、對外資的利用率及吸引程度都較高，對這些行業(yè)的中間投入能夠顯著提升整個服務(wù)業(yè)出口的技術(shù)復(fù)雜度。結(jié)合時間離散因素，進一步發(fā)現(xiàn)，服務(wù)行業(yè)進口中間投入對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響隨著時間產(chǎn)生變化，部分服務(wù)行業(yè)短期投入并未對出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生顯著影響，但隨著投入時間的增長，會增強出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，必須重視服務(wù)業(yè)FDI 對出口復(fù)雜度的積極影響，堅持引進中間投入品的政策，將這些中間品利用本國比較優(yōu)勢進行學(xué)習(xí)、模仿和二次創(chuàng)新，不斷提高最終產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量，解決我國一直處于“價值鏈低端鎖定”的困境。第二，推動服務(wù)業(yè)進一步開放，更有針對性地選擇服務(wù)品進口的種類并優(yōu)化服務(wù)品進口的結(jié)構(gòu)。服務(wù)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度與知識、技術(shù)、信息等新興生產(chǎn)要素的吸納能力及水平高度相關(guān)。在開放經(jīng)濟條件下，需要不斷關(guān)注有更高質(zhì)量效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)的服務(wù)業(yè)，包括制造服務(wù)業(yè)、金融業(yè)與保險業(yè)、科技服務(wù)業(yè)及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)業(yè)，充分發(fā)揮這些行業(yè)進口中間品的技術(shù)促進作用，最終逐步提升我國出口技術(shù)復(fù)雜度水平。