信息服务业对工业增长的溢出效应研究

    岐洁

    摘 要：本文宏观测度我国信息服务贸易国际竞争力，并以1997-2012年工业全要素生产率表征工业经济发展，将对外开放度与进出口的交互效应、进出口贸易滞后项引入计量模型，测度全要素生产率与各变量长期变动关系，实证表明我国工业经济保持着稳定的增长，信息服务贸易出口对工业全要素生产率随时间推移由负向溢出逐渐转为正向溢出，进口与工业全要素生产率存在正反馈关系。交互效应显示，我国应加大对外开放程度。

    关键词：信息服务；溢出效应；竞争力；信息化与工业化

    0 引言

    货物贸易和服务贸易是世界贸易的两个重要组成，其中货物贸易更受学术界所关注。而伴随着产业结构趋于"软化"，WTO国际贸易统计数据显示，世界服务贸易总额从1980年的7707亿美元上升至2012年达到85022亿美元（不含政府服务），当今世界已经进入一个不得不关注服务贸易的新阶段[1]。与此同时，知识和信息技术密集型服务经济和贸易将逐步在经济服务化社会中占据主导地位[2]，特别是信息技术的迅速发展促使大量新兴服务贸易产生，其中信息服务贸易就为工业经济发展注入了新兴活力。

    国内外学者对服务贸易竞争力的研究始于20世纪末期，相关的度量指标[3]得到了广泛的应用。胡心宇[4]通过对比中国与G7国家服务贸易的国际竞争力，发现中国依旧存在一定差距。赵书华等[5]通过分析中、印、英、德、爱尔兰等国家计算机与信息服务贸易的国际市场占有率，结论表明中国处于中下等水平。孙妮和陈进[6]对比北京、上海、天津和重庆的计算机与信息服务贸易竞争力，表明必须强化优势区域信息业服务贸易集聚等多项信息服务。伴随着国际服务贸易整体规模的不断扩大，服务贸易进出口所产生的溢出效应及其对经济增长的影响逐渐被学术界关注。其一，考察服务贸易整体对经济增长的作用。陈怡等[7]运用RAS法修正直耗系数，基于投入-产出分析研究了1998～2002年我国服务贸易对经济增长的贡献率。李小平等[8]研究表明国际R&D;溢出促进了中国工业行业的技术进步增长、技术效率增长和全要素生产率的增长。其二，研究某一特定行业的服务贸易对经济增长的影响，多集中于金融、电信等部门。Khoury&Savvides;[9]以60个国家为样本，检验了金融、电信服务贸易的开放度对高低不同收入国家经济增长的影响，结果表明差异显著存在。

    目前国内外对信息服务贸易还未形成一致的定义，本文结合WTO对服务贸易的统计口径及以往研究，将"提供各类信息服务作为主要标准和交易对象的国际服务贸易定义为信息服务贸易"。新贸易理论认为国际贸易是促进技术进步的一个重要因素[10]，已有研究也表明商品贸易和服务贸易均有显著的技术效应[11]。本文基于工业化与信息化深度融合背景，从信息服务贸易视角探讨其竞争力，以工业全要素生产率作为工业经济发展的代理变量[12]，测度其溢出效应对我国工业增长的影响，挖掘贸易角度我国信息化与工业化融合状况，为贸易渠道工业化与信息化融合提出建设性意见。

    1 信息服务贸易竞争力分析

    （一）信息服务贸易界定

    服务贸易是国家之间互相提供有形劳务或无形服务的经济交换活动，谢康[13]和孙文峥[14]认为信息服务贸易应以服务贸易为基础，是服务贸易的下位类。

    从数据统计口径看，世贸总协定将服务贸易划分为12个部门（商业服务，通讯服务，建筑及相关工程服务，分销，教育，环境，金融，与健康相关的服务，旅游和旅行相关服务，娱乐、文化和体育服务，交通运输服务，其他）。我国商务部提出运输、旅游、通讯服务、建筑服务、保险服务、金融服务、计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费、咨询、广告和宣传、电影和音像、其他商业服务等12大类。

    基于上述分类，本文依据服务贸易中的服务主体，在研究国际竞争力时，遵从WTO国际贸易的统计口径，以通讯服务、计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费以及私人、文化及娱乐服务4大类作为信息服务贸易；在研究与我国工业经济增长的溢出效应时，遵从我国商务部的口径，以通讯服务、计算机和信息服务、咨询、专有权利使用费和特许费、广告和宣传、电影和音像6类作为信息服务贸易的近似内涵。

    （二）竞争力评价指数测度

    国际市场占有率指数MS，服务贸易竞争优势指数TC，显性比较优势指数RCA都是竞争力测算的主要方法。此外，还有服务贸易进出口差额、净出口显示性比较优势指数等。本文测度前三种指数，数据来源WTO国际贸易统计数据库（International Trade Statistics Database），由于1997-1999年度数据未公布，测算区间为2000-2012年。

    设Xi为一国在产业i上的当期出口额，Mi为一国在产业i上的当期进口额，Xwi为世界在产业i上的当期出口额，Y为一国全部产品当期出口额，Yw为世界当期全部产品出口额，指标含义如表1所示。

    MS指数反映出我国信息服务贸易竞争力低下，但一直在不断提升；TC指数介于-0.5～0之间，说明我国信息服务贸易有较低的竞争劣势，并不断在向竞争优势靠近。2008-2009年是三个指数的转折点，MS、TC和RCA指数均在2008年达到阶段性高峰，2009年回落后而2010年有所改善，这很大程度上是由于金融危机造成我国相关贸易进出口受到影响的缘故。

    2 信息服务贸易对工业经济的溢出分析

    （一）变量说明与数据来源

    选取样本区间1997～2011年（2012年工业数据未发布），为更好测度信息服务贸易对我国工业带来的外溢效应，采用工业全要素生产率TFP做被解释变量。记信息服务贸易出口额为EX，进口额为IM，均使用美元对人民币的年平均汇率折算成为亿元，贸易对外开放度记作OPEN，进出口额数据来源于中国商务部和国家外汇管理局。

    （二） 模型建立

    世界贸易的技术溢出效应已被大量实证研究所证实，Jakob[15]采用OECD国家的面板数据，证实了进口贸易的溢出效应可以带来这些国家TFP的增长，并证实了国家间溢出效应分布的不均衡性。Seck[16]发现进口贸易在所有的技术溢出渠道中，对发展中国家的技术水平促进效果最为明显。

    以往研究没有考虑贸易对经济的滞后性，本文将全要素生产率与信息服务贸易的滞后项纳入，遵循柯布-道格拉斯生产函数，引入贸易对外开放度，分别与服务贸易的进出口构建交互效应，建立如下回归模型：

    LnTFP=c+c■TFP■+c■LnTFP■+c■LnEX+c■LnEX■+c■LnEX■+c■LnIM+c■LnIMt-1+c■LnIMt-2+？着 （1）

    LnTFP=c+c■TFP■+c■LnTFP■+c■LnEX+c■LnEX■+c■LnEX■+c■O*LnIM+c■O*LnIMt-1+c■O*LnIMt-2+？着 （2）

    LnTFP=c+c■TFP■+c■LnTFP■+c■O*LnEX+c■O*LnEX■+c■O*LnEX■+c■LnIM+c■LnIMt-1+c■LnIMt-2+？着 （3）

    （1）工业全要素生产率TFP

    假定希克斯中兴技术进步，采用两要素的柯布-道格拉斯生产函数：Y■=A■K■■L■■，对上式两边同时取对数，得到：

    Ln TFP■=LnY■-？琢LnK■-β■LnL■

    At表示第t年的技术水平，即全要素生产率TFP；Yt、Kt、Lt分别表示第t年的国民生产总值、资本投入和劳动力投入；？琢、β分别衡量了生产函数中资本、劳动力的产出弹性。Y采用全国工业总产值数据，以1990年为基期使用工业总产值指数进行折算，数据来源《中国工业经济统计年鉴2012》；K采用全国工业企业固定资产净值数据，以1990年为基期使用固定资产投资指数折算，数据来源《中国工业经济统计年鉴2012》、《中国统计年鉴2013》；L采用工业从业人员年均人数。通过对回归方程的OLS回归，得到？琢=0.6459，β=0.3541，系数均显著存在。

    （2）信息服务贸易对外开放程度OPEN

    对外开放度表现了地区与境外经济联系的紧密程度，是衡量地区与外部进行交流的能力。一国对外开放程度越高，则该国进口渠道的国际技术溢出效应对本国技术进步的促进作用就会越大[10]。Jorge&Carmela;&velazquez;[17]在研究进口贸易传导机制对国际技术溢出的影响时，采用本国进口贸易总值与GDP的比值来表示对外开放程度。包群等[18]的研究表明，只有外贸依存度（即进出口贸易总额与国内生产总值的比值）能够较好反映经济开放程度与经济增长之间的关系。因此，本文选取信息服务进出口贸易总额与当期GDP的比值作为我国参与国际信息服务贸易开放程度的表征，即OPEN■=X■+M■/GDP■。

    （三）平稳性检验与协整检验

    为避免出现伪回归，采用ADF检验对数据平稳性进行检验。考虑到消除或减少序列异方差现象，且不改变模型的有效性，对对各变量均取自然对数。

    注：标注"*、**、***"分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下；ADF检验的原假设为序列为非平稳序列，统计值大于临界值，则接受原假设，否则拒绝原假设

    各序列均为一阶单整，可能存在协整关系。由于EG两步法不能处理多变量情形，采用基于VAR模型的Johansen检验，考虑到该模型对滞后阶数的选择比较敏感，故先进行滞后期的选择。最大滞后期的选择可以依据LR统计量判别[19]，也可根据SC、AIC等准则，本文根据SC越小越好的判定标准，通过Eviews判定选择2阶滞后，如表4示。协整检验的滞后期和VAR中的滞后期选择一致即可[20]。

    * indicates lag order selected by the criterion 1SC： Schwarz information criterion

    说明：* 表示表示在5%的显著性水平下拒绝原假设

    根据Johansen协整检验结果，迹统计量和最大特征值的检验结果均显示，三个模型在5%的显著性水平下均存在1个协整关系。进一步通过格兰杰因果检验表明，我国信息服务贸易出口是工业全要素生产率及进口的Granger原因，且因果关系分别在10%和1%的显著性水平上显著。信息服务贸易进口与工业全要素生产率互为Granger原因，即两者之间是正反馈关系，信息服务贸易的进口促进了我国工业全要素生产率的增长，而工业的发展又进一步为信息服务贸易的进口增加动力，促进进口的进一步增长。

    （四） 实证结论与分析

    注："（ ）"内代表 =0.05下不显著

    三个模型的修正R2分别为0.8977，0.9783和0.9778，说明模型的拟合程度较好。D-W统计量分别为2.6589，2.0607和2.1909，反映出模型残差序列不存在自相关。

    从工业自身的发展看，工业全要素生产率在滞后1期时，对当期的TFP表现为明显的促进作用，而滞后2期时促进效应均没有通过显著性检验，说明我国工业技术应用的延迟为1年。在不考虑信息服务贸易对外开放程度的影响下，随着时间的推移，信息服务贸易出口对工业TFP由负向溢出逐渐转向正向溢出，当期贡献系数为-0.3086，滞后1期贡献系数为-0.0331，滞后2期表现为明显的促进作用，贡献系数为0.1951，这说明从长期范围看，我国服务贸易对外出口存在显著的反向溢出效应，即由出口国回流母国的效应，短期内表现为中国技术进步水平的扩散，长期内表现为自身的技术水平的提升。而服务贸易进口滞后1～2期表现为对工业TFP的负面溢出，说明尽管长期看进口与工业TFP之间存在正反馈关系，但是我国并未有效利用服务贸易进口中的信息优势为己所用，一方面可能是我国吸收能力不强，另一方面可能是受贸易中知识产权保护的影响。

    考虑服务贸易对外开放程度与进口交互影响时，信息服务贸易的进口负向溢出效应有所减弱。考虑服务贸易出口与对外开放程度交互影响时，信息服务贸易的出口负向溢出效应在当期减弱，滞后1期转变为正向促进作用，贡献系数为0.1881。因此，贸易渠道信息服务对我国工业的发展存在显著的影响。

    3 结论

    通过对我国信息服务贸易的国际竞争力测度，及其与我国工业经济增长的关系实证分析，研究表明我国信息服务贸易发展起点较低，但是发展前景较好，并且对我国工业的发展存在显著的影响。

    第一，国际竞争指数分析反映出，近年来我国信息服务贸易的MS指数、TC 指数以及RCA指数虽都偏于低下，但均呈上升态势，显示出贸易渠道信息服务旺盛的发展势头。第二，正确对待我国信息服务贸易成长初期的客观事实，认识到规模小、市场份额较少以及发展不稳定的问题，不断提高与改进。第三，从对外开放度对信息服务贸易进出口的交互影响看，应加大对外开放程度，加强国家间的学习交流，利用溢出效应实现后发优势。第四，我国信息服务贸易对工业经济增长表现出明显的溢出效应，出口对工业TFP由负向溢出随时间推移逐渐转为正向溢出，因而应当积极利用服务出口的机会，形成反向学习机制，促进工业的发展。第五，利用服务贸易进口与工业全要素生产率的正反馈关系，以服务贸易进口促工业TFP增长，以工业的发展带动信息服务贸易的进口，形成良性循环。

    在未来的研究中，进一步引入学习能力、人力资本及知识产权保护等因素，并与信息服务贸易新兴发展大国印度对比分析，得到更具借鉴意义的结论。

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