張 雨 戴 翔

(1.南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210093； 2.南京審計(jì)大學(xué) 政府審計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815)

FDI、制度質(zhì)量與服務(wù)出口復(fù)雜度

張 雨1戴 翔2

(1.南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210093； 2.南京審計(jì)大學(xué) 政府審計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815)

理論分析FDI、制度質(zhì)量及其二者交互作用對服務(wù)出口復(fù)雜度的可能影響并形成相應(yīng)理論假說，在此基礎(chǔ)上，選取包括中國在內(nèi)的跨國面板數(shù)據(jù)，分別采用OLS估計(jì)法和系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：服務(wù)業(yè)部門利用外資(FDI)對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著正向影響；制度質(zhì)量的完善及其與FDI的交互作用，同樣也對服務(wù)出口復(fù)雜度提升具有顯著促進(jìn)作用。研究還發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本、創(chuàng)新能力、基礎(chǔ)設(shè)施以及服務(wù)貿(mào)易開放度等對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著積極影響，而人口規(guī)模以及服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)模的影響不顯著。

FDI；制度質(zhì)量；服務(wù)出口復(fù)雜度

一、問題提出

國際貿(mào)易領(lǐng)域許多經(jīng)典文獻(xiàn)的研究均表明，出口績效對于一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要(Sun et al.,2010;Kaur et al.,2011)。當(dāng)然，由于長期以來國際貨物貿(mào)易一直是全球貿(mào)易的主要構(gòu)成部分并占據(jù)絕對主導(dǎo)地位，因此，針對上述問題的探討也側(cè)重于貨物貿(mào)易，甚至長期以來學(xué)術(shù)界在談及出口時即默認(rèn)為貨物出口。然而，伴隨全球尤其是發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷“軟化”、全球信息通訊技術(shù)的突飛猛進(jìn)以及全球服務(wù)貿(mào)易規(guī)則的推行，全球服務(wù)貿(mào)易正經(jīng)歷一個快速增長的過程。世界貿(mào)易組織(WTO)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，1980年全球服務(wù)出口貿(mào)易規(guī)模僅為3957億美元，而到2014年已迅速攀升至49404億美元，其間增長了29.06倍，遠(yuǎn)高于同期全球貨物出口增長，從而使得服務(wù)貿(mào)易在全球貿(mào)易中的地位不斷提高。在此背景下，有關(guān)服務(wù)出口的經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)越來越受到理論界和實(shí)踐部門的關(guān)注(Robinson et al.,2002；Lewis et al.，2003；唐保慶 等，2012；Michael,2013)。

實(shí)際上，不僅出口的“量”對經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響，出口的“質(zhì)”同樣影響重大。正如Hausmann et al.(2007)所指出：一國選擇出口什么至關(guān)重要，即出口制成品技術(shù)復(fù)雜度越高的國家(地區(qū))，越能獲取更高的經(jīng)濟(jì)增長績效。這一結(jié)論同樣存在于服務(wù)出口領(lǐng)域(Gable et al.,2011；Anand et al.,2012；戴翔，2015)，即服務(wù)出口復(fù)雜度對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。這意味著提升服務(wù)出口復(fù)雜度，理應(yīng)成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。而尋求提升服務(wù)出口復(fù)雜度有效對策的關(guān)鍵在于，識別服務(wù)出口復(fù)雜度的影響因素?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要針對制成品出口復(fù)雜度影響因素進(jìn)行了探討，在服務(wù)出口復(fù)雜度影響因素的研究方面卻相對不足。從開放視角看，目前與服務(wù)貿(mào)易發(fā)展密切相關(guān)的經(jīng)濟(jì)全球化兩大變化趨勢尤為值得關(guān)注：一是全球?qū)ν庵苯油顿Y不斷向服務(wù)領(lǐng)域傾斜；二是與旨在推動服務(wù)業(yè)“全球化”和“碎片化”發(fā)展的全球經(jīng)濟(jì)新規(guī)則相適應(yīng)的制度質(zhì)量不斷完善。上述兩個變化趨勢或者說兩種因素究竟會對服務(wù)出口復(fù)雜度產(chǎn)生怎樣影響，是既有研究尚未關(guān)注到的重要課題。據(jù)此，本文著重考察了FDI、制度質(zhì)量及其二者交互作用對服務(wù)出口復(fù)雜度的可能影響，以期對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充和拓展。

二、文獻(xiàn)回顧

綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，直接涉及服務(wù)出口復(fù)雜度的研究，尤其是針對服務(wù)出口復(fù)雜度影響因素的分析，還比較薄弱。已有研究大多聚焦于制成品出口復(fù)雜度，對于何種因素會促進(jìn)制成品出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，學(xué)者主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、要素稟賦結(jié)構(gòu)(如勞動、資本以及自然資源)以及制度質(zhì)量等方面進(jìn)行了探討。Rodrik(2006)的研究表明，一國制成品出口技術(shù)復(fù)雜度與人均收入水平顯著正相關(guān)。在基本的要素稟賦之中，人力資本和勞動力規(guī)模對出口技術(shù)復(fù)雜度能夠產(chǎn)生較為顯著的影響。Schott(2008)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體與OECD經(jīng)濟(jì)體的出口相似性隨人均GDP和技術(shù)要素(即人力資本)的增加而提升；勞動力規(guī)模則對出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的非線性影響。關(guān)于制度質(zhì)量對制成品出口技術(shù)復(fù)雜度的可能影響，實(shí)證研究存在著兩種不同的結(jié)論和觀點(diǎn)，部分研究發(fā)現(xiàn)在控制其它變量后，制度質(zhì)量對制成品出口技術(shù)復(fù)雜度并不存在顯著影響(Gallegati,2009；Harding et al.,2009)；也有研究認(rèn)為，以政府治理為替代變量的制度質(zhì)量，對于亞撒哈拉非洲的出口技術(shù)復(fù)雜度提升具有非常重要的影響(Cabral et al.，2010)。還有文獻(xiàn)從基礎(chǔ)設(shè)施(王永進(jìn) 等，2010)、外商直接投資(江小涓，2007)、加工貿(mào)易(Koopman et al.，2008；陳曉華 等，2011)、制度質(zhì)量(戴翔 等，2014)等視角，探討了影響制成品出口技術(shù)復(fù)雜度的因素。

由于貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易之間存在顯著區(qū)別，適用于貨物貿(mào)易的一些研究結(jié)論，是否同樣適用于服務(wù)貿(mào)易在學(xué)界觀點(diǎn)不一，因此，針對服務(wù)出口復(fù)雜度及其相關(guān)問題需要展開專門研究。然而，雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)開始關(guān)注服務(wù)出口復(fù)雜度問題，如：Gable et al.(2011)和Anand(2012)對服務(wù)出口復(fù)雜度的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)做出了分析；戴翔(2012)測算了中國服務(wù)出口復(fù)雜度并進(jìn)行了國際比較；萬紅先(2012)從服務(wù)出口復(fù)雜度的視角探討了中國服務(wù)出口增長方式問題；馬鵬等(2014)分析了服務(wù)出口復(fù)雜度對產(chǎn)業(yè)升級的影響；戴翔(2015)進(jìn)一步利用跨國面板數(shù)據(jù)探討了服務(wù)出口復(fù)雜度對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響。少量文獻(xiàn)探討了服務(wù)出口復(fù)雜度的影響因素，如：尹忠明等(2014)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對服務(wù)出口復(fù)雜度具有積極影響；張雨等(2015)相對全面地考察了服務(wù)貿(mào)易開放度、人力資本、基礎(chǔ)設(shè)施、人均GDP水平等對服務(wù)出口復(fù)雜度的可能影響，但是尚未發(fā)現(xiàn)有文獻(xiàn)考察服務(wù)業(yè)利用外資、制度質(zhì)量及其二者交互作用對服務(wù)出口復(fù)雜度的影響。

鑒于此，本文力圖對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展，可能的貢獻(xiàn)在于：第一，理論分析方面，與現(xiàn)有文獻(xiàn)僅側(cè)重于從實(shí)證角度探討可能影響因素與服務(wù)出口復(fù)雜度之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系不同，本文首先深入闡述了關(guān)鍵變量對服務(wù)出口復(fù)雜度的可能影響機(jī)制，為后文的實(shí)證研究奠定了必要的理論基礎(chǔ)。第二，在變量設(shè)計(jì)方面，本文直接研究FDI、制度質(zhì)量及其二者交互作用對服務(wù)出口復(fù)雜度產(chǎn)生的可能影響。這一做法不僅有助于明晰關(guān)鍵變量可能產(chǎn)生的獨(dú)立影響，而且可以考察現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍忽略的“關(guān)鍵變量相互作用”對服務(wù)出口復(fù)雜度的可能影響。第三，在實(shí)證分析方面，本文借鑒學(xué)界普遍采用的測度服務(wù)出口復(fù)雜度的最新方法，利用聯(lián)合國服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(United Nations Service Trade Statistics Database)2000—2013年3位數(shù)分類貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，測算了包括中國在內(nèi)的35個國家(地區(qū))的服務(wù)出口復(fù)雜度，在有效控制其他可能影響因素的情況下，分別運(yùn)用普通最小二乘法(OLS)以及系統(tǒng)廣義矩法(GMM)，實(shí)證檢驗(yàn)了FDI、制度質(zhì)量及其二者交互作用對服務(wù)出口復(fù)雜度的影響，所得結(jié)論不僅對理論假說進(jìn)行了較好的邏輯一致性檢驗(yàn)，而且也豐富和發(fā)展了服務(wù)出口復(fù)雜度影響因素方面的經(jīng)驗(yàn)研究。

三、理論分析及假說檢驗(yàn)

20世紀(jì)90年代以來，伴隨全球服務(wù)貿(mào)易的快速發(fā)展，全球?qū)ν庵苯油顿Y呈現(xiàn)出顯著的變化趨勢，即從傳統(tǒng)的以制造業(yè)為主導(dǎo)逐步向服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)轉(zhuǎn)變。聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議的一項(xiàng)研究報(bào)告指出，服務(wù)業(yè)吸引的全球?qū)ν庵苯油顿Y存量比重已由70年代初期不足25%，發(fā)展到90年代的將近50%以及2014年的69%，這充分表明服務(wù)業(yè)已經(jīng)取代制造業(yè)成為全球?qū)ν庵苯油顿Y結(jié)構(gòu)中的主流?？鐕鹃_展對外直接投資的重要動機(jī)之一就是進(jìn)一步挖掘“分工細(xì)化”所帶來的好處，因此從“分工細(xì)化”角度看，F(xiàn)DI具有提升效率和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的作用。不僅如此，根據(jù)經(jīng)典的跨國公司理論可知，由于FDI企業(yè)相對于東道國本土企業(yè)而言，通常擁有一定的所有權(quán)優(yōu)勢(諸如技術(shù)、知識、管理、影響、技巧、創(chuàng)新能力等)，這會在東道國產(chǎn)生積極的外部溢出效應(yīng)，從而對東道國企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和效率提升產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。雖然制造業(yè)部門FDI是否具有技術(shù)溢出效應(yīng)仍然存在較大爭論，但對于服務(wù)業(yè)部門的FDI而言，正如Bitner et al.(2010)所指出，由于其擁有的所有權(quán)優(yōu)勢有時更具“公共物品”的特性，因而溢出效應(yīng)更強(qiáng)、更顯著。Lesher et al.(2008)基于企業(yè)微觀層面的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)部門在生產(chǎn)率和技術(shù)提升效應(yīng)等方面具有顯著的溢出作用機(jī)制，尤其是對于與FDI企業(yè)具有前向聯(lián)系和后向聯(lián)系的東道國本土企業(yè)而言，更是如此。概言之，F(xiàn)DI的分工深化效應(yīng)及其可能的溢出效應(yīng)，在宏觀層面對于提升東道國服務(wù)出口復(fù)雜度可能具有顯著的積極作用。此外，由于FDI企業(yè)往往直接進(jìn)入高端產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域或者是產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域中的高端環(huán)節(jié)和階段，因而從出口產(chǎn)業(yè)發(fā)展角度看，F(xiàn)DI對于提升東道國服務(wù)出口復(fù)雜度具有直接的帶動作用。由此，提出：

假說1：在全球?qū)ν庵苯油顿Y流向日益從以傳統(tǒng)制造業(yè)為主導(dǎo)逐步向服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)轉(zhuǎn)變趨勢下，F(xiàn)DI對于一國(地區(qū))服務(wù)出口復(fù)雜度具有重要的正面影響。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)規(guī)律角度看，伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展，各國(地區(qū))大都會經(jīng)歷從農(nóng)業(yè)為主向工業(yè)為主，再向服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化方向演進(jìn)。而服務(wù)業(yè)尤其是現(xiàn)代服務(wù)之所以在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中更加“高級”，通常而言，其中一個非常重要的原因就在于其要素密集度特征更加“高級”。換言之，相比于傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)和制造業(yè)，服務(wù)業(yè)尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，更具知識、技術(shù)、信息和人力資本等要素密集型特征，諸如信息技術(shù)服務(wù)、金融服務(wù)等。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向服務(wù)業(yè)等高級化方向發(fā)展，實(shí)質(zhì)是社會分工細(xì)化的表現(xiàn)和結(jié)果，包括服務(wù)環(huán)節(jié)從制造業(yè)中脫胎而成為專業(yè)化的生產(chǎn)環(huán)節(jié)和提供流程。顯然，分工細(xì)化能夠獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)等所帶來的生產(chǎn)率提升以及生產(chǎn)成本節(jié)約等好處，但與此同時也意味著交易頻率的提高和交易費(fèi)用的上升。而影響交易費(fèi)用高低的重要因素之一就是制度質(zhì)量，諸如市場完善程度、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)狀況、政府行政效率、商務(wù)環(huán)境以及法律法規(guī)完善程度等。值得注意的是，通常由于產(chǎn)品或者服務(wù)的要素密集度特征不同，其交易成本對制度質(zhì)量的敏感程度也不盡相同。一般而言，具有初級要素密集型產(chǎn)品或者服務(wù)，其交易成本往往對制度質(zhì)量的要求不太敏感，或者說對制度質(zhì)量的要求不會太高，因?yàn)樘幱谶@一層次的產(chǎn)品和服務(wù)，其生產(chǎn)和交易大多具有“通用性”特征。相比較而言，具有高級要素密集型產(chǎn)品或者服務(wù)，其交易成本往往對制度質(zhì)量的要求較為敏感，或者說對制度質(zhì)量的要求相對較高，因?yàn)樘幱谶@一層次的產(chǎn)品和服務(wù)，其生產(chǎn)和交易大多具有“專用性”特征且“公共物品”特性突出。具體到服務(wù)業(yè)尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)而言，因其所具有的知識、技術(shù)、信息和人力資本等高級要素密集型特征，從而其發(fā)展必然對制度質(zhì)量具有更高的要求。換言之，制度質(zhì)量影響服務(wù)業(yè)高級化發(fā)展，進(jìn)而對服務(wù)出口復(fù)雜度提升具有重要影響。由此，提出：

假說2：服務(wù)尤其是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展對制度質(zhì)量完善需求更強(qiáng)，從而制度質(zhì)量對于一國(地區(qū))服務(wù)出口復(fù)雜度具有重要影響。

由于開放也是改革，是制度變遷的表現(xiàn)，因此，引進(jìn)FDI作為對外開放的重要內(nèi)容之一，顯然對一國(地區(qū))的制度變遷具有重要影響。實(shí)際上，F(xiàn)DI本身作為一國(地區(qū))制度選擇的結(jié)果，首先不僅是制度變遷的表現(xiàn)，更重要的是，F(xiàn)DI流入后會對流入國(地區(qū))的制度施加進(jìn)一步的影響。這是因?yàn)?，F(xiàn)DI本身具有所有權(quán)優(yōu)勢及東道國為了利用外資進(jìn)行的區(qū)位優(yōu)勢改善，從而FDI可以通過影響政府的偏好、避免制度變遷中可能產(chǎn)生的路徑依賴以及促進(jìn)獨(dú)立微觀經(jīng)濟(jì)主體的形成三個方面，作用于東道國的制度變革。比如，外資流入往往對減少尋租、提升契約執(zhí)行效率、強(qiáng)化產(chǎn)權(quán)保護(hù)以及增加部門改革投入和支持方面具有積極影響。當(dāng)然，F(xiàn)DI的進(jìn)入對東道國(地區(qū))制度變遷并非是完全積極和正向的，也可能存在一些消極作用，但正如Du et al.(2008)所指出，F(xiàn)DI對東道國(地區(qū))制度變遷的影響總體而言是利大于弊的，因此最終還是有利于制度質(zhì)量的完善。當(dāng)然，F(xiàn)DI對東道國(地區(qū))制度變遷的影響并非單向，反過來，一國(地區(qū))制度質(zhì)量的完善對于進(jìn)一步吸引外資同樣具有重要影響。如前文所述，引進(jìn)FDI本身就是制度改革的結(jié)果和表現(xiàn)，換言之，東道國(地區(qū))通過制度改革可以提高對FDI流入的吸引力。對此，Busse et al.(2007)做出較為全面的總結(jié)，認(rèn)為制度質(zhì)量的完善之所以對利用外資具有重要影響，主要表現(xiàn)為三個方面：一是良好的政府治理和基礎(chǔ)設(shè)施對于FDI企業(yè)提高生產(chǎn)率的預(yù)期至關(guān)重要；二是較差的制度環(huán)境可能給FDI企業(yè)帶來額外的生產(chǎn)經(jīng)營成本，比如請客、吃飯、送禮等腐敗和賄賂成本；三是與FDI企業(yè)的沉沒成本有關(guān)，比如管理的無效率、政策的不確定性、立法體系的不完善、契約執(zhí)行得不到保障等制度的不完善，在FDI具有較高沉沒成本的情況下，會讓FDI“望而卻步”。由此可見，營造優(yōu)良的制度環(huán)境，對于增強(qiáng)一國(地區(qū))對FDI的吸引和利用至關(guān)重要?；诖?，結(jié)合假說1和假說2，本文提出：

假說3：制度質(zhì)量的完善與利用FDI的交互作用，對一國(地區(qū))的服務(wù)出口復(fù)雜度會產(chǎn)生重要影響。

四、變量選取、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

本節(jié)及以下部分將借鑒目前被學(xué)界普遍采用的測度服務(wù)出口復(fù)雜度的最新方法，利用包括中國在內(nèi)的跨國面板數(shù)據(jù)，對上述理論假說進(jìn)行邏輯一致性計(jì)量檢驗(yàn)。

(一)變量選取和模型設(shè)定

1.被解釋變量及測度

本文著重研究FDI、制度質(zhì)量及二者交互作用是否對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著影響，顯然，服務(wù)出口復(fù)雜度(記為ES)即為本文的被解釋變量。針對如何測算服務(wù)出口復(fù)雜度，目前學(xué)界普遍借鑒Hausmann et al.(2007)提出的測算制成品出口技術(shù)復(fù)雜度的兩步計(jì)算法。雖然該方法存有一定的缺陷，后續(xù)研究中一些學(xué)者也會根據(jù)各自需要對其進(jìn)行針對性的改進(jìn)，例如：Xu(2010)根據(jù)產(chǎn)品質(zhì)量對產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行了調(diào)整；杜修立等(2007)以產(chǎn)品的總生產(chǎn)在世界的分布為權(quán)重，而不是以產(chǎn)品的總出口在世界的分布為權(quán)重，計(jì)算出口技術(shù)復(fù)雜度；姚洋等(2008)進(jìn)一步區(qū)分了出口品的國內(nèi)技術(shù)含量問題。但囿于服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)以及服務(wù)自身的固有特性，采用各種改進(jìn)的方法測算服務(wù)出口復(fù)雜度難度較大甚至不可行，這或許正是學(xué)界仍然參考Hausmann et al.(2007)提出的方法測度服務(wù)出口復(fù)雜度的根本原因(Gable et al.,2011；張雨 等，2015)。鑒于此，本文也采用這一方法*具體測算方法、步驟及原理在相關(guān)文獻(xiàn)中已有詳細(xì)闡述，本文不再贅述，可參閱相關(guān)文獻(xiàn)。。

2.解釋變量及測度

在解釋變量的選取上，本文著重關(guān)注外商直接投資(FDI)、制度質(zhì)量(INST)及其二者交互作用(FDI*INST)對服務(wù)出口復(fù)雜度的可能影響。外商直接投資的測度采用的是以2005年不變美元價格進(jìn)行平減的人均外資存量。對于制度質(zhì)量，通常其測度比較主觀，難以量化，學(xué)者提出多種測算制度質(zhì)量的方法，諸如世界銀行跨國治理指數(shù)、產(chǎn)權(quán)保護(hù)指標(biāo)、法律制度以及市場化指數(shù)等。實(shí)際上，測度方法的差異更多是緣于不同學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)不同。然而，正如North(1989)所指出，制度質(zhì)量是一個包含政治、經(jīng)濟(jì)等多維層面的綜合概念，它涉及市場有效運(yùn)行所需的契約、規(guī)則、管制、金融、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)及“游戲規(guī)則”界定和實(shí)施程序等。目前，由于世界各國風(fēng)險(xiǎn)指南(International Country Risk Guide，ICRG)數(shù)據(jù)庫中的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)(ER)、政治風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)(PR)以及金融風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)(FR)三種指標(biāo)(指標(biāo)值越高，表明制度質(zhì)量越高)相對全面地涵蓋了影響市場運(yùn)行的更為廣泛的指標(biāo)體系，因而其已被學(xué)界公認(rèn)為制度質(zhì)量相對可靠的替代指標(biāo)。本文亦采用以上三種指標(biāo)進(jìn)行綜合對比分析。此外，如前文分析指出，F(xiàn)DI與制度質(zhì)量之間可能產(chǎn)生交互作用，進(jìn)而影響一國(地區(qū))的服務(wù)出口復(fù)雜度，因此，本文將制度質(zhì)量與FDI的交互項(xiàng)(FDI*INST)作為基礎(chǔ)解釋變量之一納入計(jì)量模型。

3.控制變量選取

綜合已有關(guān)于服務(wù)出口復(fù)雜度影響因素的研究成果(尹忠明 等，2014；張雨 等，2015)，考慮實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性，本文納入以下控制變量：人均GDP(PC)、人口規(guī)模(POP)、人力資本(HU)、創(chuàng)新能力(RD)、基礎(chǔ)設(shè)施(INF)、服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)模(SERV)以及服務(wù)貿(mào)易開放度(OPEN)。

4.模型設(shè)定

據(jù)此，本文設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型如下：

ESi,t=α0+α1FDIi,t+α2INSTi,t+α3INSTi,t×FDIi,t+γZi,t+μt+νi+εi,t

(1)

其中，INST分別為經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)、政治風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)以及金融風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)表示的制度質(zhì)量測度變量，Z表示各控制變量，μ為時期固定效應(yīng)變量，ν為國家(地區(qū))的固定效應(yīng)變量，ε為誤差項(xiàng)。考慮到不同變量水平值間存在著巨大差異，因此，在實(shí)際估計(jì)過程中對部分變量進(jìn)行了對數(shù)化處理，包括被解釋變量(ES)，以及解釋變量中的人均外資存量額(FDI)、制度質(zhì)量(INST)、人均GDP(PC)、人口規(guī)模(POP)。

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

囿于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文選取了包括中國在內(nèi)的86個經(jīng)濟(jì)體，樣本區(qū)間為2002—2013年。測算服務(wù)出口復(fù)雜度所使用的各經(jīng)濟(jì)體服務(wù)貿(mào)易出口額以及人均GDP來自于聯(lián)合國服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(United Nations Service Trade Statistics Database)和聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(UNCTAD Statistics Database)。需要說明的是，與以往測度服務(wù)出口復(fù)雜度所用的到11大類服務(wù)部門1分位層面數(shù)據(jù)不同，本文采用3分位層面，這種做法有助于使計(jì)算出的服務(wù)出口復(fù)雜度更為精確。制度質(zhì)量(INST)的三種替代變量即政治風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)(PR)、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)(ER)以及金融風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)(FR)均來自于世界各國風(fēng)險(xiǎn)指南(International Country Risk Guide，ICRG)數(shù)據(jù)庫。服務(wù)業(yè)人均外資存量額(FDI)、人口規(guī)模(POP)、服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)模(SERV，以服務(wù)經(jīng)濟(jì)總量占GDP總量之比表示)、服務(wù)貿(mào)易開放度(OPEN，以服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額與服務(wù)經(jīng)濟(jì)總量之比表示)，這幾個變量所需數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議網(wǎng)站統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(UNCTAD Statistics)。人力資本(HU)采用公共教育經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重表示，創(chuàng)新能力(RD)采用研發(fā)投入占GDP比重衡量，基礎(chǔ)設(shè)施采用每百人中因特網(wǎng)使用人數(shù)表示，此三種數(shù)據(jù)均來自于世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

在實(shí)證分析前，為了避免可能的多重共線性問題，先對計(jì)量模型中各關(guān)鍵變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。結(jié)果表明，各關(guān)鍵變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均在0.3以下，說明變量間不存在明顯的多重共線性問題。

(一)OLS估計(jì)結(jié)果

由于考慮到本文僅以所選樣本自身效應(yīng)為條件開展計(jì)量分析，因此，使用固定效應(yīng)模型對上述計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。此外，出于對估計(jì)結(jié)果穩(wěn)定性的考慮，首先以關(guān)鍵變量作為基礎(chǔ)解釋變量進(jìn)行回歸，然后依次納入其它控制變量，所得結(jié)果列于表1。

表1中第一至第三列報(bào)告了僅將FDI、制度質(zhì)量變量以及二者交互項(xiàng)作為基礎(chǔ)解釋變量進(jìn)行回歸的所得。從中可見，服務(wù)業(yè)FDI的系數(shù)估計(jì)值均為正且在10%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明FDI在一定程度上能促進(jìn)服務(wù)出口復(fù)雜度的提升，這與假說1具有較好的邏輯一致性。對于制度質(zhì)量，無論是以政治風(fēng)險(xiǎn)、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)還是以金融風(fēng)險(xiǎn)作為替代變量，其回歸系數(shù)值均為正且至少在10%水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明制度質(zhì)量與服務(wù)出口復(fù)雜度呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。具體而言，在不考慮其他因素作用下，制度質(zhì)量越完善的國家(地區(qū))，其服務(wù)出口復(fù)雜度越高，從而較好地驗(yàn)證了假說2。從FDI與制度質(zhì)量的交互項(xiàng)來看，第一列至第三列的回歸結(jié)果均顯示，無論采用何種表示制度質(zhì)量的測度指標(biāo)，其系數(shù)估計(jì)值都為正且至少在5%水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明二者交互作用對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著正向影響，假說3得以驗(yàn)證。

表1 OLS回歸估計(jì)結(jié)果

注：估計(jì)系數(shù)下方括號內(nèi)的數(shù)字為系數(shù)估計(jì)值的t統(tǒng)計(jì)量；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表1中第四列至第六列呈列的結(jié)果，是在計(jì)量模型中納入其它控制變量后進(jìn)行回歸所得。不難發(fā)現(xiàn)，在納入其他控制變量后，無論是FDI、制度質(zhì)量還是二者的交互項(xiàng)，雖然其系數(shù)估計(jì)值大小所變化，但其對服務(wù)出口復(fù)雜度影響的方向和顯著性卻并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，從而在一定程度上說明了前述估計(jì)結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性。就其他控制變量而言，人均GDP的系數(shù)估計(jì)值為正且均在1%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對服務(wù)出口復(fù)雜度的積極作用。人口規(guī)模的回歸系數(shù)值雖為正，但未能通過顯著性檢驗(yàn)，說明人口規(guī)模對于服務(wù)業(yè)發(fā)展并未產(chǎn)生預(yù)期的“規(guī)模效應(yīng)”。人力資本的回歸系數(shù)估計(jì)值為正且均在1%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明人力資本對服務(wù)出口復(fù)雜度存在顯著正向影響。這一結(jié)果也在本文的預(yù)期之中。同樣地，與人力資本相似，研發(fā)能力的回歸系數(shù)估計(jì)值為正且在1%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，說明研發(fā)能力也是促進(jìn)服務(wù)出口復(fù)雜度提升的重要因素。基礎(chǔ)設(shè)施(INF)的回歸系數(shù)估計(jì)值為正且至少在5%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明基礎(chǔ)設(shè)施的完善同樣對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著正向影響。出乎預(yù)期的是，服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)模的回歸系數(shù)估計(jì)值雖然為正，但卻未通過顯著性檢驗(yàn)。原因可能在于，服務(wù)業(yè)尤其是發(fā)展中國家服務(wù)業(yè)的發(fā)展，未必是產(chǎn)業(yè)高級化的必然邏輯，甚至?xí)霈F(xiàn)“低端服務(wù)業(yè)擴(kuò)張”乃至服務(wù)業(yè)“成本病”現(xiàn)象(Baumol，1967)。服務(wù)貿(mào)易開放度的系數(shù)估計(jì)值為正且均在1%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明開放競爭等因素對服務(wù)出口復(fù)雜度提升具有促進(jìn)作用。

(二)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

采用OLS估計(jì)法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，可能面臨擾動項(xiàng)自相關(guān)等問題的困擾。而且，從出口貿(mào)易的持續(xù)性角度來看，服務(wù)出口復(fù)雜度往往也具有持續(xù)性特征，即滯后一期的服務(wù)出口復(fù)雜度對本期服務(wù)出口復(fù)雜度可能具有影響。為此，需要將服務(wù)出口復(fù)雜度的滯后項(xiàng)作為解釋變量之一，納入計(jì)量模型(1)中，由此構(gòu)造如下動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(2)：

ESi,t=α0+α1ESi,t-1+α2INSTi,t+α3FDIi,t+α4INSTi,t×FDIi,t+γZi,t+μt+νi+εi,t

(2)

表2 系統(tǒng)GMM回歸估計(jì)結(jié)果

注：估計(jì)系數(shù)下方括號內(nèi)的數(shù)字為系數(shù)估計(jì)值的z統(tǒng)計(jì)量； *、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。下同。

顯然，在模型(2)中，由于被解釋變量的一階滯后項(xiàng)被納入其中作為解釋變量之一，從而產(chǎn)生了與擾動項(xiàng)的相關(guān)。此外，服務(wù)出口復(fù)雜度與其他變量間也可能存在內(nèi)生性問題，從而使得OLS估計(jì)法容易帶來“動態(tài)面板估計(jì)偏誤”的不良結(jié)果。為此，接下來采用系統(tǒng)GMM方法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(2)進(jìn)行估計(jì)。需要說明的是，由于模型(2)中還包括其他控制變量，因此在系統(tǒng)GMM估計(jì)過程中需對內(nèi)生變量或外生變量進(jìn)行類型選擇?；诒疚难芯磕康暮蛢?nèi)容，將FDI、制度質(zhì)量及二者交互項(xiàng)視為內(nèi)生變量，而將其它控制變量視為外生變量。同時，為了解決可能存在的異方差影響，參數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤均采用穩(wěn)健估計(jì)量。所得估計(jì)結(jié)果報(bào)告于表2，模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果表明：AR(2)統(tǒng)計(jì)量均不顯著，說明沒有發(fā)現(xiàn)模型的水平方程誤差項(xiàng)存在序列相關(guān)問題；Sargan檢驗(yàn)顯示工具變量的選擇整體上是有效的。

表2第一列至第三列報(bào)告的結(jié)果，是僅考慮三個關(guān)鍵基礎(chǔ)解釋變量時進(jìn)行回歸所得，而第四列至第六列的回歸結(jié)果則是在納入其它控制變量后進(jìn)行回歸所得。由表2結(jié)果可以得出如下幾點(diǎn)基本結(jié)論：第一，所有各列回歸結(jié)果均表明，滯后一期的服務(wù)出口復(fù)雜度的系數(shù)估計(jì)值為正且均在1%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，意味著服務(wù)出口復(fù)雜度的確具有“持續(xù)性”特征。第二，在第一列至第六列的回歸估計(jì)結(jié)果中，人均利用外資額存量的系數(shù)估計(jì)值均為正且均在10%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，表明利用外資對服務(wù)出口復(fù)雜度提升具有積極的正向影響。這一結(jié)果再次證實(shí)假說1。第三，就制度質(zhì)量而言，無論采用經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)，還是政治風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)，抑或金融風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)作為替代變量，其系數(shù)估計(jì)值及其顯著性統(tǒng)計(jì)特征均表明制度質(zhì)量對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著正向影響。這一結(jié)果再次支持假說2。第三，利用外資及其與制度質(zhì)量的交互項(xiàng)，無論是回歸結(jié)果系數(shù)還是顯著性統(tǒng)計(jì)特征均表明，其對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著的正向影響。從而再次證明假說3的正確性。第四，對于其他控制變量而言，相對于表1的估計(jì)結(jié)果，雖然系數(shù)估計(jì)值的大小略有變化，但影響方向以及顯著性均沒有出現(xiàn)實(shí)質(zhì)性改變，在此不再贅述?？傊?，基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(2)的回歸估計(jì)結(jié)果表明，本文的假說1、假說2、假說3均通過了較好的邏輯一致性計(jì)量檢驗(yàn)。

(三)穩(wěn)健性分析

為進(jìn)一步檢驗(yàn)前述回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性，在此參考Kwan(2002)提出的制成品出口復(fù)雜度的測度方法，重新測算樣本期內(nèi)各樣本國家(地區(qū))的服務(wù)出口復(fù)雜度指數(shù)，作為被解釋變量開展穩(wěn)健性檢驗(yàn)。據(jù)此，對動態(tài)面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型(2)進(jìn)行重新估計(jì)，所得結(jié)果報(bào)告于表3。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(續(xù)上表)

(1)(2)(3)(4)(5)(6)INF---0．0039???(3．28)0．0041???(3．36)0．0041???(3．67)SERV---0．4833(1．21)0．4876(1．32)0．4901(1．26)OPEN---2．2814???(6．35)2．2695???(3．62)2．2703???(3．38)常數(shù)項(xiàng)-2．0218??(-2．36)-2．4756???(-3．12)-2．9385??(-2．17)-2．6683??(-2．29)-2．5012??(-2．14)-3．0139???(-3．05)Obs．968968968968968968Wald-χ2統(tǒng)計(jì)量125833．6(0．00)126014．2(0．00)125781．1(0．00)120913．5(0．00)119794．6(0．00)119851．7(0．00)Sargan檢驗(yàn)219．33(0．408)212．62(0．597)223．07(0．512)132．81(0．453)135．21(0．520)129．46(0．533)AR(1)檢驗(yàn)p值0．06970．09840．07350．12180．17430．1538AR(2)檢驗(yàn)p值0．53260．60180．72190．69220．72810．739

與前述各表報(bào)告回歸結(jié)果的邏輯一致，表3第一列至第三列報(bào)告的結(jié)果，是將服務(wù)出口復(fù)雜度滯后一期變量、FDI和制度質(zhì)量變量及其二者交互項(xiàng)作為基礎(chǔ)解釋變量，進(jìn)行回歸估計(jì)所得；第四列至第六列報(bào)告的回歸估計(jì)結(jié)果則是在納入其它控制變量后所得。將表3的回歸結(jié)果與前述各表報(bào)告的結(jié)果進(jìn)行對比，不難發(fā)現(xiàn)，無論是本文關(guān)注的基礎(chǔ)解釋變量，還是其他控制變量，對應(yīng)各欄的系數(shù)估計(jì)值大小、方向以及顯著性，均未發(fā)生本質(zhì)改變，說明本文結(jié)論是基本穩(wěn)健的。

六、結(jié)論及啟示

本文在理論分析FDI、制度質(zhì)量及其二者交互作用對服務(wù)出口復(fù)雜度的可能影響并形成相應(yīng)假說的基礎(chǔ)上，借鑒當(dāng)前學(xué)界普遍采用的測度服務(wù)出口復(fù)雜度的最新方法，采用包括中國在內(nèi)的跨國面板數(shù)據(jù)，對理論假說進(jìn)行了邏輯一致的計(jì)量檢驗(yàn)。結(jié)果表明：第一，服務(wù)業(yè)部門利用外資對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著正向影響，即服務(wù)業(yè)人均外資存量越高的國家(地區(qū))，其服務(wù)出口復(fù)雜度相應(yīng)也越高。第二，制度質(zhì)量對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著積極影響，即對于具有更為完善的制度質(zhì)量的國家(地區(qū))，在不考慮其他因素的情況下，其服務(wù)出口復(fù)雜度相應(yīng)越高，完善制度質(zhì)量對提升服務(wù)出口復(fù)雜度具有積極的促進(jìn)作用。第三，利用外資與制度質(zhì)量的交互作用同樣對服務(wù)出口復(fù)雜度具有顯著的正向影響。此外，人均GDP、人力資本、創(chuàng)新能力、基礎(chǔ)設(shè)施以及服務(wù)貿(mào)易開放度等對服務(wù)出口復(fù)雜度也具有顯著的正向影響，而人口規(guī)模以及服務(wù)業(yè)發(fā)展規(guī)模對服務(wù)出口復(fù)雜度并沒有顯著影響。

本文結(jié)論不僅有助于進(jìn)一步理解服務(wù)出口復(fù)雜度的影響因素，而且對于如何加快提升中國服務(wù)出口復(fù)雜度、在擴(kuò)大服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的同時提升服務(wù)出口的“質(zhì)”，也有著重要的政策含義。第一，擴(kuò)大服務(wù)業(yè)利用外資規(guī)模和提升利用外資水平。在全球?qū)ν庵苯油顿Y流量結(jié)構(gòu)發(fā)展重要變化的大趨勢下，中國提升利用外資質(zhì)量和水平的重要方向及內(nèi)容之一，就是要擴(kuò)大服務(wù)業(yè)領(lǐng)域利用外資，尤其是現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外資利用。對于當(dāng)前國內(nèi)服務(wù)發(fā)展不足特別是現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)展相對滯后的情況下，借鑒以往制造業(yè)開放的發(fā)展模式和路徑，通過引進(jìn)外資帶動和促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，進(jìn)而提升服務(wù)出口復(fù)雜度，是開放條件下實(shí)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展“量質(zhì)”提升的有效途徑和舉措。第二，進(jìn)一步完善制度質(zhì)量，特別是構(gòu)建適應(yīng)經(jīng)濟(jì)全球化新形勢的開放型經(jīng)濟(jì)新體制。相對于制造業(yè)而言，服務(wù)發(fā)展更依賴于制度質(zhì)量，而且已有研究也表明，目前國內(nèi)服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后的一個重要原因就是體制機(jī)制等制度質(zhì)量不完善所造成的束縛作用(劉志彪，2015)。并且，從當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)格局演變角度看，一個重要趨勢就是服務(wù)業(yè)“全球化”和“碎片化”，即進(jìn)一步擴(kuò)大服務(wù)業(yè)開放是大勢所趨，包括服務(wù)業(yè)利用外資。而與擴(kuò)大服務(wù)業(yè)開放相伴隨的必然要求，就是國內(nèi)制度質(zhì)量需要進(jìn)一步完善。因?yàn)閺谋举|(zhì)上看，服務(wù)業(yè)的開放更多是境內(nèi)開放，簡單說就是管轄國內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動的法律法規(guī)必須要與國際接軌。這也是當(dāng)前在新形勢下為何提出要加快構(gòu)建我國開放型經(jīng)濟(jì)新體制的重要原因。唯有不斷完善制度質(zhì)量，尤其是加快構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì)新體制，才能打造出更有利于服務(wù)業(yè)尤其是高端服務(wù)業(yè)發(fā)展的優(yōu)良環(huán)境，為外資流入尤其是吸引FDI向現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門流入提供必要的制度保障?？傊?，通過完善制度質(zhì)量，不僅有利于本土服務(wù)發(fā)展進(jìn)而提升服務(wù)出口復(fù)雜度，而且也更有利于在開放條件下通過利用外資等重要方式，加快服務(wù)業(yè)發(fā)展乃至服務(wù)出口復(fù)雜度提升。中國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展正處于擴(kuò)大規(guī)模同時需要提升服務(wù)出口復(fù)雜度的關(guān)鍵階段，而完善制度質(zhì)量則是加速這一進(jìn)程的重要舉措，甚至可以說是必然選擇。

陳曉華，黃先海，劉慧. 2011. 中國出口技術(shù)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的機(jī)理與實(shí)證研究[J]. 管理世界(3):44-57.

戴翔. 2012. 中國服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度變遷及國際比較[J]. 中國軟科學(xué)(2):52-59.

戴翔. 2015. 服務(wù)出口復(fù)雜度與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量：一項(xiàng)跨國經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究(4):95-106.

戴翔，金碚. 2014. 產(chǎn)品內(nèi)分工、制度質(zhì)量與出口技術(shù)復(fù)雜度[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(7)：4-17.

杜修立，王維國. 2007. 中國出口貿(mào)易的技術(shù)結(jié)構(gòu)及其變遷：1980—2003[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(7)：28-39.

江小涓. 2007. 我國出口商品結(jié)構(gòu)的決定因素和變化趨勢[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(5)：4-16.

劉志彪. 2015. 從全球價值鏈轉(zhuǎn)向全球創(chuàng)新鏈：新常態(tài)下中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展新動力[J]. 學(xué)術(shù)月刊(2)：36-48.

馬鵬,肖宇. 2014. 服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級：基于G20國家面板數(shù)據(jù)的比較分析[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)(5):105-114.

唐保慶,黃繁華,楊繼軍. 2012. 服務(wù)貿(mào)易出口、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(1):155-180.

萬紅先. 2012. 我國服務(wù)貿(mào)易增長方式轉(zhuǎn)變的實(shí)證分析[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究(11):62-66.

王永進(jìn)，盛丹，施炳展，等. 2010. 基礎(chǔ)設(shè)施如何提升了出口技術(shù)復(fù)雜度[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(7)：103-115.

姚洋，張曄. 2008. 中國出口品國內(nèi)技術(shù)含量升級的動態(tài)研究：來自全國及江蘇省、廣東省的證據(jù)[J]. 中國社會科學(xué)(2)：58-72.

尹忠明,龔靜. 2014. 服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度及影響因素研究：基于80個國家(地區(qū))面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)(5):66-74.

張雨，戴翔. 2015. 什么影響了服務(wù)出口復(fù)雜度：基于全球112個經(jīng)濟(jì)體的實(shí)證研究[J]. 國際貿(mào)易問題(7):87-96.

ANAND R, MISHRA S, SPATAFORA N. 2012. Structural transformation and the sophistication of production [R]. IMF Working Paper.

BITNER M J, ZEITHAML V A， GREMLER D D. 2010. Technology′s impact on the gaps model of service quality [M]. US: Springer Science + Business Media LLC.

BUSSE M, HEFEKER C. 2007. Political risk, institution and foreign direct investment [J]. European Journal of Political Economy, 23(2):397-415.

CABRAL M，VEIGA P. 2010. Determinants of export diversification and sophistication in Sub-Saharan Africa [R]. FEUNL Working Paper Series 550.

DU J, LU Y, TOA Z. 2008. Economic institutions and FDI location choice: evidence from US multinational in China [J]. Journal of Comparative Economics, 36(3):412-429.

GABLE S L, MISHRA S. 2011. Service export sophistication and Europe′s new growth model [R]. World Bank Policy Research Working Paper Series 5793.

GALLEGATI M, TAMBERI M. 2009. Overall specialization and development: countries diversify [J]. The Review of World Economics, 145(1):37-55.

HARDING T, SMARZYNSKA B. 2009. A touch of sophistication: FDI and unit values of exports [R]. CESIFO Working Paper, No. 2865.

HAUSMANN R, HWANG J, RODRIK D. 2007. What you export matters [J]. Journal of Economic Growth, 12(1):1-25.

KAUR R, SIDHU A S. 2011. Re-examining export-led growth hypothesis: a review of literature [J]. International Journal of Development Research and Quantitative Techniques, 1(1):13-23.

KOOPMAN R, WANG Z, WEI S J. 2008. How much of Chinese exports is really made in China? Assessing domestic value added when processing trade is pervasive [R]. NBER Working Paper 14109.

KWAN C H. 2002. The strength of ‘Made in China’ viewed from American market [J]. International Economic Review, (4):5-12.

LESHER M, MIROUDOT S. 2008. FDI spillovers and their interrelationship with trade [R]. OECD Trade Policy Working Paper No.80.

LEWIS J D, ROBINSON S, THIERFELDER K. 2003. Free trade agreements and the SADC economies [J]. Journal of African Economies, 12(2):156-206.

MICHAEL K Y. 2013. Financial liberalization and economic growth [J]. Journal of Political Economy, 94(2):1002-1037.

NORTH D. 1989. Institutions and economic growth: an historical introduction [J]. World Development, 17(9):1319-1332.

ROBINSON S, WANG Z, MARTIN W. 2002. Capturing the implications of services trade liberalization [J]. Economic System Research, 14(1):3-33.

RODRIK D. 2006. What′s so special about China′s exports [R]. NBER Working Paper No. 11947.

SCHOTT P. 2008. The relative sophistication of Chinese exports [J]. Economic Policy, 23(53):5-49.

SUN P, ALMAS H. 2010. International trade and its effects on economic growth in China [R]. Discussion Paper Series No. 5151.

XU B. 2010. The sophistication of exports: is China special [J]. China Economic Review, 21(3)：482-493.

(責(zé)任編輯 張建軍)

FDI,InstitutionQualityandServiceExportSophistication

ZHANG Yu1DAI Xiang2

(1.School of Economics, Nanjing University, Nanjing 210093;2.School of Government Audit, Nanjing Audit University, Nanjing 211815)

Based on the theoretical analysis of the possible impact of FDI, the institution quality and the interaction between the two variables on service export sophistication, this paper uses OLS estimation and GMM estimation method to carry out an empirical analysis by using cross-border panel data including China. The results show that FDI in service sector has a significant positive effect on service export sophistication, and the improvements of the institution quality and the interaction with FDI also have a significant promotion effect on service export sophistication. The study has also found that the level of economic development, human capital, innovation ability, infrastructure and service trade openness all have significant positive impacts on service export sophistication, while the impact of population size and service industry scale is not significant.

FDI; institution quality; service export sophistication

2017-02-18

張 雨(1981--)，男，江蘇丹陽人，博士，南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師。 戴 翔(1980--)，男，安徽長豐人，博士，南京審計(jì)大學(xué)政府審計(jì)學(xué)院教授。

教育部人文社會科學(xué)研究基地重大項(xiàng)目“長江三角洲全面建設(shè)小康社會中的開放發(fā)展研究”(16JJD790025)；江蘇高校人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地“蘇南資本市場研究中心”(17ZD018)。

F110

：A

：1001-6260(2017)07-0059-10

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.006