對外直接投資對母國服務貿易出口技術水平影響機制研究

陳俊聰 張瑾

（1.南京農業大學 金融學院，江蘇 南京 210018；2.南京農業大學 理學院，江蘇南京210018）

一、引言及相關文獻綜述

當前，全球貿易結構正逐步向服務貿易傾斜，尤其是自21世紀互聯網、云計算等信息通信技術的迅猛發展與廣泛運用，全球服務貿易發展得到了較大的提升。據聯合國貿發會議統計數據顯示，1980年發達經濟體的服務貿易出口規模為3 124.6億美元，2013年已攀升到31 696.8億美元；而發展中經濟體服務貿易出口額從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，發達經濟體與發展中經濟體服務貿易出口增長率分別達到27.7%和79.9%，服務貿易已成為推動服務經濟發展、提升經濟增長質量的重要途徑。隨著服務貿易規模的快速增長，服務貿易出口結構也面臨增長方式的核心問題，即內涵式增長與外延式增長、集約型增長與粗放型增長。在產品內國際分工深入演進的背景下，服務產品出口技術含量同樣具有“高端”和“低端”的品質之分。因此，在推動服務貿易發展的過程中，不僅應該注重服務貿易出口“量”的擴張，同時更應該注重服務貿易出口“質”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，對母國產業結構與貿易結構將產生重要影響。自20世紀50年代開始，發達國家跨國企業的對外直接投資活動（Outward Foreign Direct Investments，簡稱OFDI）得到迅猛發展，2013年發達經濟體對外直接投資流量規模更是達到8 575.7億美元；同時，隨著國際經濟一體化程度加深，發展中國家的對外直接投資規模也有了較大幅度的提升，2013年發展中國家對外直接投資流量規模已經達到4 540.7億美元。發展中國家對外直接投資規模的迅猛發展，引起一大批學者研究OFDI對發展中國家的影響效應。Pradhan和Singh（2009）［1］研究了印度汽車企業的跨國并購對母國汽車行業發展的影響，他們發現印度汽車企業的跨國并購提高了企業自身的研發創新能力，進而促進了印度汽車行業的發展。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全要素生產率的提高，還可以通過降低國內市場分割程度，提升開放型經濟的發展水平。蔣冠宏等（2013）［3］則基于2005-2008年我國技術尋求型OFDI企業微觀數據進行經驗分析，研究表明技術研發型OFDI顯著提升了企業自身的生產率，而且對外投資企業的生產率增長顯著高于非對外投資企業。李逢春（2012）［4］通過修改經典的錢納里“結構增長”模型，并利用中國2003-2010年省際面板數據進行經驗研究，結果表明對外直接投資對我國產業結構升級具有推動作用。

近年來，隨著我國對外直接投資規模的不斷擴大，研究OFDI貿易效應得到大量關注，但鮮有學者關注OFDI對母國服務貿易的影響。其中，唐心智（2009）［5］運用回歸方法，對1982-2006年中國OFDI對貿易規模和貿易結構的影響進行實證分析，結論是OFDI能對我國對外貿易產生較顯著的貿易創造效應，并且對中國的出口商品結構具有改善作用。張春萍（2012）［6］使用1996-2010年我國對18個國家（地區）直接投資與進出口貿易的面板數據進行實證研究，結果表明我國OFDI對出口貿易總體上呈現促進作用。隋月紅、趙振華（2012）［7］的研究，是運用2003-2009年中國與其他國家之間雙邊OFDI與貿易的面板數據進行了實證檢驗，研究結論顯示順梯度OFDI能夠促進我國高技術產品出口，有利于我國貿易結構的優化。事實上，從我國吸引外資與對外投資的結構來看，服務業雙向投資已經超越制造業的雙向投資，其中2012年我國服務業對外直接投資規模達到588億美元，占全年對外直接投資流量的66%；2012年我國吸引服務業外商直接投資規模達到572億美元，占全年外商直接投資額的52%。在服務業對外直接投資迅猛發展與服務經濟日益增強的背景下，研究OFDI對母國服務貿易的影響日益重要。從理論上說，對外直接投資，一方面可以通過促進國內產業結構優化升級、加快生產要素向新興服務部門積聚，從而加快服務貿易出口技術進步；另一方面又可以通過產業關聯效應、技術外溢效應等途徑提升國內服務投入要素的生產效率，從而加快母國服務產品出口技術進步。

現有關于OFDI貿易效應的研究，主要側重于分析OFDI對貨物貿易的影響，較少關注OFDI與服務貿易發展的相關研究，更沒有建立明確的理論模型分析OFDI影響服務貿易發展的微觀機制。與已有研究相比，本文在以下兩個方面有所創新：第一，在理論方面，通過構建理論模型闡述了對外直接投資影響母國服務貿易出口技術水平的微觀機制；第二，通過借鑒Mishra等（2011）［8］所構造的指標體系，測算了 1996-2013年全球56個國家（地區）服務貿易出口技術水平的數據指標，并從全樣本、發達國家樣本以及發展中國家樣本進行分組檢驗，運用系統GMM方法研究OFDI對母國服務貿易出口技術水平的影響，研究結果豐富了關于對外直接投資與服務貿易發展的相關問題研究。

二、理論模型

假設最終消費產品主要由傳統制造部門與現代服務部門提供，其相對應的消費量是Q1、Q2，代表性消費者的效用函數為

式（1）中參數a衡量了消費者對兩種產品的偏好程度。其中，傳統制造部門與現代服務部門的生產函數分別為

在式（2）中θ表示傳統制造部門生產率系數，傳統產業部門生產“同質化”單一產品，僅需要勞動力投入，L1代表在傳統制造部門生產勞動力投入的數量；在式（3）中δ表示現代服務部門的生產率系數，L2代表在新興服務部門勞動力投入數量，K2代表物質資本投入數量。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）意味著傳統制造部門是勞動力密集型，現代服務部門產品是資本技術密集型（如金融、研發服務等部門）。借鑒Grossman和Helpman（1991）［9］的研究，資本數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量，N表示中間投入品的種類數。根據效用最大化原理，可以依次考察消費者與生產者的最優決策函數。代表性消費者的最優決策為

其中，E代表消費者的總支出約束，P1、P2分別代表傳統制造部門產品與新興服務部門產品的價格。將傳統制造品的價格P1進行單位化處理，可以通過一階求導的最優條件計算出新興服務部門對中間投入品的逆向需求函數為

通常情況下，中間產品的供給數量是由中間生產部門提供，中間產品部門的生產決策為

在式（6）中，f代表每單位中間產品生產的成本函數，對外直接投資有助于企業獲取國外先進的技術、生產設備等戰略性生產要素，通過對外直接投資有助于增加國內中間投入品的種類數，降低中間投入品的生產成本，即f（OFDI）＜0，其中OFDI代表對外直接投資的規模。進一步將式（5）代入式（6），可以求解出中間產品的市場價格

將式（7）代入式（5）可以求得新興產業部門的中間投入品的需求為

由式（8）可以計算出，新興服務部門的產量為

當勞動力市場完全出清時，現代服務部門的工資報酬W2＝A1/AN［P2（1-A）2/F］（1-A）/A。假定傳統制造部門產品價格單位化為1，因此傳統制造部門的工資率W1＝B。假設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

考慮到消費者在兩種類型產品的相對支出條件的約束，由式（9）進一步推導可得

上式中，E1、E2分別代表消費者效用最大化時，消費者在傳統制造部門與現代服務部門的支出。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：新興產業產品的相對價格P2、以及勞動力配置L1、L2，通過式（10）利用隱函數求導法則，可以求得

上式表明對外直接投資規模的擴大，有助于擴大新興服務部門產出規模、降低新興產品部門的產品價格，即新興服務部門比較優勢就越明顯。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制造業向外轉移與新興服務產業部門發展，從而促進國內優質要素向新興服務產業部門集聚，加快國內產業結構優化升級與服務產品出口技術含量提升，進而使本國現代服務產業在對外貿易中具有比較優勢。

下面將進一步研究對外直接投資對新興產業部門中間投入品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，地區專業化分工能力就越強、中間品產業市場越發達，而由式（3）、式（4）可知中間投入品種類數與規模的增加，將推動現代服務部門產出增長與技術進步，從而提升服務出口技術含量的提升。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專業化分工能力和生產者服務水平，促進國內服務要素投入的生產效率，從而加快本國現代服務業技術進步與服務貿易出口產品技術含量提升。本文主要研究OFDI對母國服務貿易出口技術水平的影響，鑒于發達國家與發展中國家對外直接投資規模與類型存在一定的差異性，同時考慮到發達國家與發展中國家之間在服務市場規模、要素稟賦、知識產權保護等也具有較大的差異性，因此下文將從發達國家與發展中國家分樣本層展開深入研究。

三、模型設定與變量說明

（一）模型設定

首先建立靜態面板模型考察OFDI對母國服務貿易出口技術水平的影響，具體模型如下

在式（14）中，變量EXPYit代表國家i在t年的服務貿易出口技術水平，c代表常數項，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，λi代表時間效應，εit表示模型隨機誤差項。進一步，考慮到出口行為的連續性，前期的出口行為可能對本期的出口具有重要的影響，服務貿易出口技術也會受到上一期服務貿易出口技術的影響。因此，將式（14）的靜態面板數據模型進行修正后如下

（二）變量選取

1.被解釋變量

借鑒 Mishra 等（2011）［8］所構建的服務出口技術復雜度指標（EXPY）來度量一國的服務貿易出口技術水平。首先對某一項服務出口品的技術復雜度指數進行測度：EXPYi＝∑j（Xij/∑j′Xij′）Yj，EXPYi表示服務出口產品i的技術復雜度指數，Xij表示國家j的服務產品i的出口占該國服務出口的比重，Yj代表國家j的人均收入水平。EXPYi表示第i類服務產品的各國人均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行加權平均處理。服務出口技術復雜度的經濟理論思想是基于李嘉圖比較優勢理論，即低收入水平國家生產低技術復雜度產品，高收入水平國家生產高技術復雜度產品。在計算各類出口產品技術復雜度基礎上，我們可以計算一國服務出口技術復雜度EXPYj＝∑iXijEXPYi/∑j′Xij′，EXPYj值越大表明該國服務貿易出口技術水平就越高。據此測度方法，根據聯合國貿發會議統計數據庫中服務貿易出口數據，測算了1996-2013年56個國家（地區）服務貿易出口技術水平數據指標①聯合國貿發會議統計數據庫（UNCTAD Statistics）中，服務貿易項的分類主要包括運輸、旅游、通信服務、建筑服務、保險服務、金融服務、計算機和信息服務、專利和特許費、其他商業服務、個人文化和娛樂服務、政府服務共11類。由于我們主要關注的是商業服務，因此剔除了政府服務而采取了余下10類分項。。

2.解釋變量

對外直接投資。本文選擇OFDI存量指標檢驗對外直接投資對母國服務貿易出口技術水平的影響。同時為了提高實證模型估計的準確性設置如下控制變量。

要素稟賦。Schott（2008）研究認為要素稟賦特征是影響一國出口比較優勢的重要因素［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勢，人力資本密集型國家出口技術復雜度相對較高的產品，資源密集型國家由于具備自然資源稟賦優勢而出口技術復雜度相對較低的產品。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。

服務市場規模。新貿易理論研究指出市場規模是影響產業分工的重要因素。通常情況下，市場規模越大，企業的數量就會越多，市場競爭就會越激烈，從而加快產業結構升級與出口產品技術進步。本文選取服務經濟占GDP比重來衡量一國服務市場規模（Ser）。

對外開放度。對外開放能夠加快國際研發、生產、銷售、管理等先進技術的外溢效應，本地企業通過干中學效應從而加快企業技術進步與地區產業結構優化升級。因此，對外開放有助于促進服務業技術進步、提高服務產品技術含量。本文采用貨物貿易出口額占GDP比重來衡量對外開放度（Trade）。

知識產權保護。Rafiquzzaman（2002）［12］、Olena（2010）［13］研究指出知識產權保護制度可以通過規范合約實施環境，提高合約執行效率，減少生產與營銷成本來獲取更好的貿易比較優勢。知識產權保護較好的國家具有良好的市場經營環境與激勵企業技術創新的機制，通過推動企業技術創新而加快出口產業技術進步。因此，良好的知識產權保護制度體制能夠激勵服務企業技術創新、推動服務產品出口技術進步，本文采用知識產權保護指數來衡量該國知識產權保護程度（Iprp）。

3.數據說明

本文中變量對外直接投資數據來源于聯合國貿易和發展會議數據庫；自然資源、服務經濟規模相關數據來源于世界銀行數據庫；各國（地區）貨物出口數據來自于聯合國貿發會議統計數據庫；知識產權保護系數來源于世界知識產權聯盟通過對該領域專業人士進行問卷調研，編制了世界知識產權保護指數，其原始數據值為1-10，該變量值越高表明該國整體知識產權保護程度越強。

四、計量結果及分析

本文基于全球56個國家（地區）1996-2013年的面板數據進行經驗檢驗，考察OFD對母國服務產品出口技術含量的影響。選擇的56個經濟體樣本包括27個發達國家（地區）和29個發展中國家（地區）②這56個國家（地區）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、智利與委內瑞拉，分別從全樣本數據、發達國家樣本與發展中國家樣本三類數據進行分析，采用靜態面板數據模型的OLS和動態面板數據模型的GMM系統估計法進行實證檢驗，具體檢驗結果如表1所示。從計量模型的指標估計結果來看，Hausman檢驗結果表明實證方程都采用了固定效應模型，而且模型的擬合系數都在90%以上，表明方程的總體擬合程度較高。同時，在動態面板數據模型中，實證模型的AR（1）檢驗值低于0.05，AR（2）檢驗值大于0.05，說明動態模型工具變量選擇是有效的，Sargan檢驗值拒絕了原假設，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

全樣本數據實證結果表明OFDI能夠顯著促進母國服務貿易出口技術水平提升。在靜態面板數據模型中變量OFDI估計系數通過了顯著性檢驗，且為正數，對外直接投資規模每增加1個百分點，服務出口技術進步能夠提升0.015個百分點。在動態模型中變量OFDI的估計系數為正數，而且通過了顯著性檢驗，對外直接投資規模增加1個百分點時，母國服務出口質量能夠提升0.017個百分點。靜態與動態模型實證結果表明，在開放經濟條件下對外直接投資有助于促進服務貿易出口技術進步，與理論預期相一致。

要素稟賦對服務出口技術進步的影響存在顯著差異性。從回歸結果來看，變量Land估計系數為負數且均通過了顯著性檢驗，即自然資源稟賦對東道國服務出口技術進步具有抑制作用。同時，變量HR在靜態模型與動態模型中均通過了顯著性檢驗，同時估計系數都為正數，表明人力資本積累對服務貿易出口技術進步具有正向促進作用，印證了“里昂惕夫之謎”的理論解釋，即一國對外貿易比較優勢的轉化，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現代服務產業發展與產業結構優化升級，從而推動服務貿易出口技術進步，符合理論預期。

服務業市場規模對服務貿易出口技術進步具有顯著的正向效應，變量Ser估計系數都為正數且均通過了顯著性檢驗，表明服務經濟市場規模擴大將促進服務企業市場競爭與服務產業技術創新，從而加快現代服務業技術進步與服務貿易出口技術含量提升，實證結論符合理論預期。

貿易開放度對母國服務出口技術進步具有顯著正效應，無論是在靜態模型還是在動態面板模型中，變量Trade均通過了顯著性檢驗，同時估計系數都為正。變量Iprp在靜態與動態面板模型中估計系數均顯著為正，表明一國的知識產權保護制度建設越完善，企業的創新動力和社會知識存量積累就越明顯，對現代服務業發展與服務貿易出口技術含量提升就越有利。

表1 面板數據模型的計量結果

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

（二）發達國家與發展中國家分樣本數據比較分析

OFDI對發達國家服務貿易出口技術進步具有顯著的正向促進作用，而對發展中國家服務出口技術進步影響不明顯。發達國家對外直接投資規模每增加1個百分點，服務貿易出口技術進步提升幅度將達到0.051個百分點；而在發展中國家樣本數據中變量OFDI未通過顯著性檢驗。發達國家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環節對外轉移，國內重點發展信息技術、金融、研發等新興服務產業，從而發達國家在現代服務業具有比較優勢，即發達國家對外直接投資與新興服務產業之間存在明顯的互補效應。與此同時，盡管近年來發展中國家近年來對外直接投資規模增長較快，但是發展中國家對外直接投資主要以資源獲取型OFDI為主，而技術尋求型OFDI與市場尋求型OFDI規模相對較小，同時由于發展中國家技術創新激勵機制、技術專利等產品轉化能力等相對較弱，這些都限制了對外直接投資對本國技術進步與產業結構調整作用，因此，發展中國家對外直接投資對母國服務貿易出口技術進步影響相對較弱。

自然資源稟賦對發達國家與發展中國家服務貿易出口技術水平的影響，估計系數都顯著為負。在自然資源豐裕的國家，物質資本和人力資本會大量流入資源密集型行業，反而會不利于知識密集型產業發展與出口技術進步。人力資源稟賦積累對發達國家與發展中國家服務出口技術含量的提升都具有促進作用。Rodrik（2006）研究指出一國國內人力資本積累與該國出口產品技術含量提升存在正相關關系［14］。與制造業相比，服務業更強調產業技術特征與人力資本緊密結合，人力資本稟賦相對豐裕的國家在人力資源密集型產業上擁有一定的比較優勢，通常較高人力資本水平能促進勞動分工和提高生產效率，從而帶動服務出口產品技術含量的提高。

服務產業市場規模對發達國家與發展中國家服務貿易出口技術進步都產生顯著的正向作用，即服務業發展的“本土市場效應”比較明顯。發達國家經濟增長主要靠新興產業發展與現代服務業發展推動，因此服務經濟比重的提升能夠進一步帶動發達國家服務業生產效率提升與科技進步，從而促進了知識技術密集型服務產品出口。盡管當前發展中國家現代服務業經濟比重相對較低，但隨著國際服務業FDI快速轉移與本國現代服務業市場規模的擴大，這些都促進了發展中國家服務業結構優化與服務貿易出口技術進步。程大中（2000）通過對中國和美國的對比分析，研究發現在開放經濟條件下，一國服務業就業、服務業規模擴大可以帶動服務出口收入的增長［15］。

貿易開放度提升了發達國家服務貿易出口技術水平，而對發展中國家的正向作用不穩定。發達國家通過全球垂直專業化分工的生產網絡，加快了國內產業結構的優化升級，從而推動了本國知識密集的制造業中間品與生產性服務出口，貨物貿易與服務貿易出口呈現較高的互補效應。而發展中國家通過融入全球加工——制造的垂直生產網絡，一方面有助于國際R＆D溢出，從而推動本國的服務出口技術含量提升，另一方又降低了國內生產者服務業的需求規模，抑制了服務產業的發展。因此，發展中國家的貨物貿易出口對服務出口呈現一定的替代效應與互補效應。

知識產權保護對發達國家服務貿易出口技術水平提升起到比較明顯的推動作用，對發展中國家影響不顯著。在發達國家樣本的動態面板模型中，變量IPRP估計系數通過了顯著性檢驗，而對發展中國家不明顯。歐美發達國家成熟的市場競爭機制以及良好的知識產權保護制度，對服務企業創新起到了激勵作用；而發展中國家自身技術能力相對較弱，通過制定寬松的知識產權保護政策，一方面有助于吸收國際技術外溢效應，較快促進自身技術進步；另一方面又遏制了國內企業自主創新能力的提升，不利于本國出口產品質量的提升。

五、結論和政策建議

本文通過構建數理模型考察了對外直接投資影響母國服務貿易出口技術水平的微觀機制，借鑒 Mishra等（2011）［8］的方法測算了全球56個國家1996-2013年服務貿易出口技術水平，運用系統GMM分析方法從全樣本數據、發達國家與發展中國家等三個方面，研究OFDI對母國服務貿易出口技術水平的影響。實證結果得到以下的結論。

（1）對外直接投資規模擴大有助于提升母國的服務貿易出口技術水平提升。其中發達國家對外直接投資對服務貿易出口技術水平的提升具有較高的解釋力，而對發展中國家促進作用比較有限，這與對外投資規模、投資類型密切相關。（2）自然資源、人力資本等要素稟賦是影響服務出口技術水平的重要因素。在發達國家與發展中國家樣本中，實證表明自然資源稟賦變量估計系數顯著為負，即對服務出口技術進步起到了一定的抑制作用，而人力資本稟賦積累促進了本國的服務出口技術進步。（3）服務經濟市場規模的擴大，對發達國家與發展中國家服務出口技術進步具有顯著的促進作用，即服務業發展的“本土市場規模效應”比較明顯。當前發展中國家服務業比較優勢仍然集中在傳統的勞動密集型服務業，但隨著國際服務業FDI快速轉移與本國現代服務業市場需求規模的擴大，這些都促進了發展中國家服務業結構優化與服務貿易出口技術進步。（4）貿易開放度對發達國家服務出口質量的提升具有顯著促進作用，而對發展中國家影響效應比較微弱。發展中國家通過融入全球加工-制造的垂直生產網絡，一方面有助于國際R＆D溢出，從而推動本國的服務出口技術含量提升，另一方又降低了國內生產者服務業的需求規模，抑制了服務產業的發展。因此，發展中國家的貨物貿易出口對服務出口呈現一定的替代效應與互補效應。（5）知識產權保護對發達國家服務出口質量升級帶動作用比較明顯，對發展中國家影響不明顯。

本文的研究結論對我國開拓對外經濟創新方式、加快經濟結構轉型提供了重要的思路。尤其對于我們了解推動服務貿易出口、提升服務出口質量具有十分重要的政策意義。①我國應加大對外直接投資力度，尤其在科學研究、技術服務、信息技術等流域進一步加大投資力度。當前我國經濟正處于調結構、促發展的關鍵時刻，OFDI有助于我國獲取國際先進的技術知識提升我國技術創新能力，從而帶動知識技術密集型服務產品的出口。另外，近年來隨著中國勞動力、土地成本的不斷攀升，加速了國內傳統產業（如傳統輕工紡織、機械加工制造）向東南亞國家的轉移，能夠有效減輕國內產能過剩問題。這類市場擴張型OFDI基本都是喪失低成本競爭優勢而轉移，通過鼓勵這些邊際產業的轉移，促進國內生產要素向新興服務產業和高技術產業集聚，有助于產業結構的升級，以此來帶動服務貿易出口產品技術含量的提升。②實現從傳統服務貿易領域向現代服務貿易領域的轉型升級，人力資本在其中起著至關重要的作用，加強教育和培訓等方式培養高端人力資本，甚至在要素擴張流動性不斷增強的背景下提升人力資本素質，不失為實現服務貿易領域人力資本快速積累的有效途徑。③在當前服務業加速國際轉移的大背景下，發展中國家通過擴大服務業的開放領域，大力承接來自于發達國家的服務外包與服務業FDI，進一步提升引資質量，引導FDI向新興服務業領域投資，從而促進本國服務業產業結構轉型升級，以此推動發展中國家服務貿易對外出口技術含量的提升。④加強知識產權保護制度軟環境建設，積極的知識產權保護制度有助于提升創新型企業的發展，加快地區技術進步與產業結構升級，從而推動對外貿易結構轉型升級。

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