我国制成品与服务贸易出口技术含量动态相关性分析

戴翔

(1.安徽财经大学国际经济贸易学院，安徽蚌埠233030;2.中国社会科学院工业经济研究所，北京100836)

一、问题的提起

改革开放30多年来，中国通过发挥丰富廉价的劳动要素禀赋等优势，融入经济全球化进程，抓住了全球产业结构调整和转移以及产品价值增值环节的国际梯度转移所带来的历史性机遇，通过大量引进外商直接投资，积极参与以发达国家跨国公司为主导的全球价值链分工体系，实现了对外贸易尤其是货物贸易的快速发展。商务部统计数据显示:1992年至2011年期间中国货物贸易额已经从1655.3亿美元上升至36420.6亿美元，其中出口贸易额从1992年的850亿美元迅速攀升到2011年的18986亿美元，年均增长率高达16.81%。中国在货物贸易增长方面所取得的举世瞩目成就曾被国内外学术界称为所谓“中国贸易量增长之谜”。然而，就在中国货物贸易呈现“爆炸式增长”的同时，两个较为突出的问题也越来越受到理论和实践部门的关注:一是中国货物贸易尤其是制成品出口贸易大多属于劳动密集型产业或者是高端产业的低端环节，粗放型特征较为明显，而长期以低端嵌入的方式融入全球分工体系，容易陷入“贫困化”增长陷阱，从而形成一种所谓“低端道路”的路径依赖［1－2］。许多代表性的观点认为，中国出口贸易“只赚数字不赚钱”的本质实际上就是低端嵌入的必然结果，这也是中国外贸发展备受诟病的焦点所在。二是与中国货物贸易发展极不相协调的是，中国服务贸易发展相对滞后。实际上，自20世纪90年代以来，伴随信息通信科技的突飞猛进和广泛应用，以及全球服务贸易规则的实行，全球服务贸易得到了迅猛发展，贸易结构正逐步向服务贸易倾斜，服务贸易的发展状况也日益成为衡量一国参与国际竞争能力的重要指标之一。然而，统计数据显示，虽然近几年来中国服务贸易的发展也取得了一定成就，但总体规模仍然偏小，2011年服务贸易出口额仅为1826亿美元，占货物贸易出口额的比重不足10%。正是在上述背景下，理论和实践部门关于推动中国制成品出口向全球价值链高端攀升，以及加快服务贸易发展的呼声亦愈来愈高。中国十二五规划纲要中也指出:要提高出口产品质量和档次，大力发展服务贸易，加快转变外贸发展方式。

毋庸置疑，实现中国制成品出口向全球价值链高端攀升，以及加快服务贸易发展，对于实现中国外贸发展方式的转型升级具有重要战略意义。实际上，一方面，货物贸易的发展(主要是制成品)与服务贸易的发展并非孤立，许多理论和实证研究已经证实了二者之间的互动和融合关系［3－5］;另一方面，不同服务贸易部门同样具有高低端之分，尤其是在国际生产分割(International Fragmentation of Production)快速发展的背景下，如同制造业一样，服务业也是一个“碎片化”快速发展的行业，其不同环节同样具有“高端”和“低端”之分，换言之，服务贸易出口同样存在技术含量高低问题。上述分析的意义在于启发我们思考:中国制成品出口技术含量与服务贸易出口技术含量，是否存在着某种内在动态相关性?对上述问题的回答，对于进一步推进中国外贸发展方式转型升级，无疑具有重要的政策含义。遗憾的是，关于这一重要命题的研究仍然较为鲜见。有鉴于此，本文力图在这一方面做出初步尝试。

二、简要的文献回顾

关于中国制成品出口技术含量与服务贸易出口技术含量动态相关性问题的研究，从现有文献来看，直接研究还十分缺乏。现有研究主要集中在下述几个方面。其一，服务贸易发展对货物贸易的促进作用。Grubel and Walker(1989)的研究认为［6］，生产过程迂回化的发展可以提高制成品生产效率，因为更加迂回的生产过程会带来更加专业化的分工，而生产性服务业进而服务贸易在其中充当了人力资本和知识的“飞轮”，会使制成品生产成本大大降低和产出增加。Hummels(2000)利用1950－1998年的数据进行测算［7］，结果表明交通运输的发展对于货物贸易的影响，相当于把关税从20%降到5.5%的作用，并且港口以及运输基础设施的改善对货物贸易的增长也具有重要影响。类似地，Baier和Bergstrand(2001)通过数据测算发现［8］，运输成本每提高10%，货物贸易量就会相应下降20%。庄丽娟和陈翠兰(2009)运用脉冲响应函数方法［9］，利用1982－2007年中国服务贸易与货物贸易数据，实证结果表明，不同服务贸易对制成品贸易的促进作用表现各异，具体而言，生产性服务贸易部门对制成品出口贸易的促进作用较为明显，而消费性服务贸易部门作用较小。公维丽和孔庆峰(2010)利用中国1982－2007年的服务贸易和货物贸易数据［10］，通过格兰杰检验分析了服务贸易与货物贸易的因果关系，结果表明，中国服务贸易发展是货物贸易发展的原因，并据此得出中国服务贸易对货物贸易在长期和短期都具有推动作用的结论。其二，货物贸易发展对服务贸易的促进作用。例如，陈宪和程大中(1999)的研究指出［11］，服务贸易尤其是生产性服务贸易的发展，是源于货物贸易发展引起的服务性需求，是货物贸易派生物。Kmiura和Lee(2006)针对OECD 1999－2000年间的服务贸易和货物贸易数据的实证研究发现［12］，货物贸易对服务贸易具有显著的推动作用。陈宪和殷凤(2008)针对货物贸易发展对服务贸易的促进作用进行实证研究后发现［13］，货物贸易总额每增长1亿美元，可带动服务贸易总额增长约439万美元，其中货物出口额每增长1亿美元，则可带动服务出口额增长498万美元。李杨和蔡春林(2008)运用最小二乘法分析了影响中国服务贸易发展的因素［14］，结果发现，货物贸易每增加1美元，服务贸易将增加0.065115美元，货物贸易对服务贸易的带动作用甚于服务业发展对服务贸易的影响。其三，货物贸易和服务贸易的互动发展。Markusen(1989)将生产性服务业作为中间产品引入理论模型［3］，研究结论认为:生产环节的细分可以促使生产专业化程度提高以及生产规模的扩大，这有助于产品生产和贸易，而贸易的发展又有助于市场的扩大，这反过来会进一步刺激生产性服务业进而服务贸易的发展。Svaleryd和Vlachos(2002)从实证研究的角度指出［15］，一国的金融发展水平进而金融服务贸易发展水平和一国的贸易发展水平有很大的正相关性，二者相互促进。胡景岩博士(2008)的研究则进一步认为［4］，实际上任何货物贸易的发展都离不开服务贸易，货物贸易的发生过程必然伴随和包含着服务贸易，而服务贸易的发展又为货物贸易提供便利化进而促进货物贸易发展。于立新和周伶(2012)的分析认为［13］，包括中国在内的世界货物贸易和服务贸易呈现融合发展趋势，而生产性服务业成为货物贸易和服务贸易相互促进发展的主要方向。国内外许多学者在货物贸易和服务贸易的互动发展关系上，都存在较为一致的观点，即，货物贸易发展为服务贸易需求创造需求条件，而服务贸易则为货物贸易的发展、转型及升级提供服务，二者相互支撑、互动乃至融合发展。

现有研究对于我们深化认识制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量的关系，无疑具有重要参考价值和意义，但仍有进一步拓展的必要和空间，这突出表现在:(1)针对货物贸易和服务贸易关系的分析，大都停留在“量”的分析上，较少从“质”的角度开展;(2)虽然少量研究内含了二者在效率提升上的相互作用，但是直接从“质”的互动关系角度展开的研究十分鲜见;(3)从出口技术含量视角分析二者之间的动态相关性，更是一个极为鲜见的重要研究命题。

三、制成品和服务贸易出口技术含量动态关系的初步考察

为了初步明晰中国制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量的动态关系，本文拟通过计算中国制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量的交叉相关系数(我们用r表示，包括二者的同期相关系数、前向相关系数以及滞后相关系数)，以初步验明中国制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量的动态关系。在计算二者交叉相关系数之前，有必要说明的是中国制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量的测度问题。本文借鉴Haussmann、Hwang and Rodrik(2007)提出的关于测度制成品出口技术含量的方法［14］，并将其运用到服务贸易领域，以计算中国制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量。具体步骤如下。首先计算某一可贸易制成品(或者是服务贸易出口分项中某一项服务商品)的技术含量(Technological Sophistication Index，TSI)，公式如下:

其中，TSIk即为某一可贸易制成品k(或者是服务贸易出口分项k)的技术含量指数。ejk是国家j的制成品k(或者是服务贸易出口分项k)的出口额，Ej是国家j的制成品出口总额(或者是服务贸易出口总额)，Yj为该国人均GDP。然后再通过以下公式计算一国制成品出口技术含量(或者是服务贸易出口技术含量):

其中，ET即为一国制成品出口技术含量(或者是服务贸易出口技术含量)，ek为一国制成品k(或者是服务贸易出口分项k)的出口贸易额，E为该国制成品出口总额(或者是服务贸易出口总额)，TSIk为制成品k(或者是服务贸易出口分项k)的技术含量。

囿于数据的可获性，以及考虑到制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量的样本区间一致性，我们计算了1997－2011年中国制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量。使用联合国COMTRADE原始数据库中1997－2011年SITC Rev.3四位数分类贸易数据，以及世界银行WDI数据库中公布的1997－2010年各国人均GDP数据(2011年的数据来自于IMF数据库)，利用上述方法可以计算出1997－2011年度分类制成品(SITC5类至SITC9类)的技术含量指数(TSI)以及制成品出口技术含量指数(ET)。类似地，利用上述各国人均GDP数据，以及联合国贸发会议统计数据库(UNCTAD Statistics)公布的1997－2010年各国服务贸易出口分项数据以及服务贸易出口总额数据(2011年的数据来自于IMF公布的各国国际收支平衡表)，可计算出1997－2011年度服务贸易各出口分项的技术含量指数(TSI)以及服务贸易出口技术含量指数(ET)①考虑到计算制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量所选取样本国家的一致性，在综合考虑数据连续性以及样本国贸易额在全球贸易中的规模性或者说代表性的基础上，本文在计算制成品TSI和服务贸易出口分项TSI时，所选取的样本国家和地区共有26个，分别为:中国、美国、德国、英国、西班牙、法国、日本、爱尔兰、比利时、澳大利亚、意大利、荷兰、印度、奥地利、加拿大、新加坡、瑞士、卢森堡、瑞典、瑞士、韩国、俄罗斯、土耳其、挪威、波兰、巴西。。

如果我们用变量m来表示中国的制成品出口技术含量，用变量n表示中国服务贸易出口技术含量，那么，样本期内中国制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量的交叉相关系数的计算公式为:

其中l表示滞后期数，当l取负值时表示前向相关，取0值时表示同期相关，取正值表示滞后相关。cmn(l)表示变量m和n的协方差，sm和sn分别表示变量m和n在样本期间内的标准差。sm和sn的计算公式为:

按照上述方法，本文计算了1997－2011年间中国制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量之间的交叉相关系数，如表1所示。

表1 制成品和服务贸易出口技术含量的交叉相关系数(1997－2011)

由表1计算的结果我们容易看出:第一，制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量之间一直表现为正相关关系，这一点意味着制成品出口技术含量变量的变化和服务贸易出口技术含量变量的变化之间存在相互的积极作用;第二，制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量之间的正相关关系，在前向相关上(即当l取负值时)，表现为相关系数不断扩大的趋势，在滞后相关上(即当l取正值时)，表现为相关系数逐渐减弱的趋势，在同期相关上(即当l取0时)，二者的相关系数最大。上述变化趋势表明，无论是制成品出口技术含量对服务贸易出口技术含量的影响，还是服务贸易出口技术含量对制成品出口技术含量的影响，两者在时期上越是接近，其影响程度越高。从相关系数值本身来看，较强的相关性主要表现在前向一期、滞后一期以及当期。总之，初步的分析确实表明，就本文所选取的样本期间而言，制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量之间具有相互促进的动态关系。

四、制成品和服务贸易出口技术含量动态关系的进一步计量分析

上一小节通过对制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量的交叉相关系数的分析，初步明晰了二者之间存在正相关的关系。但是由于时间序列的经济数据之间常常出现伪相关问题，换言之，几乎没有任何联系的时间序列的经济指标之间，同样可能计算出较高的相关系数，因此，对样本期间内中国制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量之间的关系进行进一步的计量分析是十分必要的。本部分拟采用向量自回归(VAR)模型对中国制成品出口技术含量变量(m)与服务贸易出口技术含量变量(n)之间的关系给予进一步的计量分析。向量自回归模型(VAR)的特点是基于数据的统计性质而建立模型以描述变量之间的经济关系，它可以不以经济理论为基础。其特征就是把系统中的任何一个内生变量均视为是系统中所有内生变量滞后值的函数以进行模型构造，从而将单一变量的自回归模型推广至由多元时序变量组成的“向量”自回归模型，以用于描述随机扰动项对变量系统的动态冲击效应。因此，本文将使用VAR模型来研究中国制成品出口技术含量变量与服务贸易出口技术含量变量之间的动态影响。

向量自回归模型(VAR)的表达式通常为:

其中，yt是s维内生变量向量;xt是t维外生变量向量;A1…Ap以及B1…Br为待估计的矩阵参数，外生变量和内生变量分别有r和p阶滞后期;ε是随机扰动项，随机扰动项不能有自相关，但同期之间可以相关，不能与模型右边的变量相关。利用本文计算的1997－2011年样本期间中国制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量数据，我们可以建立VAR模型。由于VAR模型的建立要求时间序列具有平稳性或者具有协整关系，并且只有当时间序列变量间互为因果关系时，采用VAR模型才是有效的。

(一)平稳性检验

此处采用ADF(Augment Dickey－Fuller)单位根检验方法对中国制成品出口技术含量变量(m)与服务贸易出口技术含量变量(n)进行平稳性检验。为了尽可能地降低时序经济数据的波动性而又不至于改变各变量之间的关系，我们对各原始变量取了自然对数，分别计为LnM和LnN。如果时间序列数据非平稳但同阶单整，可以进行进一步的协整性检验，以确定时序经济变量之间是否存在某种长期稳定关系。在进行平稳性检验时，可以根据每个序列的时序图以确定检验类型，并根据施瓦茨准则(Schwarz Criterion，SC准则)和赤池信息准则(Akaike Information criterion，AIC准则)自动确定滞后阶数。取自然对数后的中国制成品出口技术含量与服务贸易出口技术含量的平稳性检验结果见表2。

取自然对数后的中国制成品出口技术含量与服务贸易出口技术含量的原始序列都是非平稳序列，但经过一阶差分后均变为平稳序列，所以各原始序列变量都是I(1)序列，即均为一阶单整序列，对此，我们可以进行进一步的协整检验。

(二)协整检验

协整理论表明，如果两个时间序列满足单整阶数相同并且两者之间存在着协整关系，则这两个非平稳的时间序列变量间就存在着长期稳定关系，从而可以有效避免出现伪回归问题。因此，对于非平稳时间序列数据的中国制成品出口技术含量与服务贸易出口技术含量来说，由于二者同阶单整，需要进行进一步的协整性检验，分析它们之间是否具有协整关系。目前，在进行协整检验时，对于滞后期的选择通常是一个较为棘手的问题，因为既要考虑到所选滞后期能够正确反映所构造模型的动态特征，又要同时考虑到所选滞后期能使模型有足够数目的自由度。囿于本文样本区间的有限性，在SC准则和AIC信息准则基础上，我们选择的滞后期为2，采用Johansen(1991)极大似然法检验上述两变量之间是否存在协整关系，所得结果见表3。

由表3的检验结果可以看出，在VAR模型中，都至少存在1个协整关系，即，变量LnM和LnN之间存在着长期稳定的关系。

(三)Granger因果关系检验

当然，协整检验的结果只是说明制成品出口技术含量变量LnM和服务贸易出口技术含量变量LnN二者之间存在着长期的均衡关系，但是，二者之间的因果关系，或者说究竟是哪个变量的变动是另外一个变量变动的原因，仍然需要进行进一步检验。格兰杰(Granger)非因果关系检验就是一种用于考察某一时间序列变量是否是另一时间序列变量产生原因的方法，更为重要的是，只有当各时序变量之间互为因果关系时，采用向量自回归模型才是有效的。由于格兰杰(Granger)非因果关系的检验结果对滞后期长度变化比较敏感，即滞后期长度选择的不同，可能会得到不一致的结果。因此在检验过程中，应该选取多个不同滞后期，若所得结果一致，则结论较为可信。此处我们选取了3个滞后期，检验结果见表4。

表2 平稳性检验结果

表3 Johansen协整检验结果

表4 Granger因果关系检验结果

从表4的检验结果来看，在所选的各个滞后期下，均在至少5%的显著性水平下拒绝了原假设，即制成品出口技术含量是引起服务贸易出口技术含量变化的格兰杰原因，同时服务贸易出口技术含量也是引起制成品出口技术含量变化的格兰杰原因，二者之间存在双向因果关系。上述各种检验表明，以制成品出口技术含量变量LnM和服务贸易出口技术含量变量LnN建立VAR模型是合适的。关于VAR模型的滞后期选择问题，本文根据SC(Schwarz criterion)、AIC(Akaike info criterion)和HQ(Hannan－Quinn criterion)信息量取值最小的标准，以确定模型的滞后阶数。经检验，滞后期选择为2时最为合适。进一步检验后发现，当VAR模型的滞后期设定为2时，该模型的特征方程根的倒数全部在单位圆内，说明该VAR模型具备稳定性。在平稳性检验和滞后期检验基础之上，本文最终设定的VAR模型为:

其中，α0是常数项，α1，…，α4是各滞后项回归系数，εt是随机干扰项，即白噪声。同样地有:

对(8)式和(9)式进行回归后所得结果见表5。

表5 VAR模型回归结果

从表5的回归结果容易看出，一方面，服务贸易出口技术含量变量滞后一期和滞后两期的系数估计值均为正数，表明服务贸易出口技术含量变化对制成品出口技术含量变化具有正向影响。具体而言，从回归系数的估计值来看，服务贸易出口技术含量变化对未来两期制成品出口技术含量变化的影响弹性分别为0.110158和0.098749，也就是说，服务贸易出口技术含量变化1%将会导致下一期制成品出口技术含量变化0.11%以及滞后两期的制成品出口技术含量变化0.09%，并且从t统计量来看，上述影响均具有显著性。这一结论也是符合现有理论解释的，江静和刘志彪(2010)的研究认为［17］，生产性服务业尤其是高级生产性服务业，对于制造业效率提升具有关键性影响，由于产业是源贸易是流，因此，我们也可将上述理论解释理解为服务贸易出口技术含量的提高对于制成品出口技术含量的提高具有关键性作用。另一方面，就制成品出口技术含量变化对服务贸易出口技术含量的影响而言，由于制成品出口技术含量变量滞后一期和滞后两期的系数估计值也均为正数，表明制成品出口技术含量变化对服务贸易出口技术含量变化同样具有正向影响。具体而言，从回归系数估计值来看，制成品出口技术含量变化对未来两期服务贸易出口技术含量变化的影响弹性分别为1.207352和0.809636，也就是说，制成品出口技术含量变化1%将会导致下一期服务贸易出口技术含量变化约1.21%以及滞后两期的服务贸易出口技术含量变化约0.81%，并且从t统计量来看，上述影响同样也均具有显著性。上述结果表明，就目前而言，制成品出口技术含量的提升对于服务贸易出口技术含量的提高具备有效的带动作用，与此同时，服务贸易出口技术含量的提高对制成品出口技术含量提升的正向影响效应也逐步开始显现。如果进一步比较制成品出口技术含量与服务贸易出口技术含量相互影响的程度，通过回归系数的大小可以粗略判断，较制成品出口技术含量对服务贸易出口技术含量提升的带动作用，要高于后者对前者的作用。对此，可能的解释在于，由于当前中国服务业尤其是生产性服务业的发展仍然处于起步阶段，也可以说服务业尤其是高级生产性服务业的发展，可能更多地是源自于制造业发展的“需求带动效应”。相对于制成品贸易而言，中国服务贸易的发展相对滞后且国际竞争力相对较弱，或许就是证明。因此，表现在制成品出口技术含量和服务贸易技术含量的动态关系上，就目前的发展阶段而言，可能更多地体现为前者对后者的带动作用要甚于后者对前者的推动作用。

五、简要结论及启示

本文通过计算样本期内中国制成品出口技术含量变量和服务贸易出口技术含量变量之间的交叉相关系数，对二者之间的动态关系进行初步考察，结果发现，无论是前向相关还是滞后相关，其相关系数都是正值，表明二者之间存在相互积极的动态作用。对于上述关系的初步判断，为了避免可能出现的伪相关问题，本文进一步通过建立VAR(2)模型给予了计量检验，结果表明:制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量之间具有协整关系并且存在着双向因果关系，来自制成品出口技术含量的变化对服务贸易出口技术含量的改变具有显著的影响，与此同时，来自服务贸易出口技术含量的变化对制成品出口技术含量的改变同样具有显著的影响。但是就二者的影响程度而言，前者对后者的带动作用似乎更强于后者对前者的推动作用。当然，囿于数据的可获性，以及考虑到制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量的样本区间一致性，我们仅以1997－2011年为样本区间考察了二者之间的关系，因此，上述分析结果也仅是根据此样本区间所得，或者说本文结论更多地说明中国制成品和服务贸易出口技术含量当前所表现出来的内在关系。如果在数据可得的情况下，我们可以进一步研究在其它时间段内二者之间的关系，或者在更长的区间内考察二者关系。显然，这有待于统计数据可获性的提高，也是我们进一步研究的方向。

在中国外贸发展方式亟需转型升级的大背景下，本文基于制成品出口技术含量与服务贸易出口技术含量的动态相关性的分析，所得上述结论无疑具有重要的政策含义。提升中国制成品出口质量和档次以向全球价值链高端攀升，以及大力发展服务贸易，作为中国外贸发展方式转型升级的重要内容和方向，已经成为理论和实际工作部门的共识。本文的研究则进一步表明，二者之间并非“孤立”发展的关系，而是存在着内在“质的规定性”，更具体地说，中国制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量之间具有“互动提升”作用。这一结论的重要政策含义在于:(1)利用中国制成品出口规模的在位优势以及提升制成品出口技术含量的契机，带动服务贸易的发展。改革开放以来，中国通过发挥比较优势抓住了国际产业资本重组和转移的历史性机遇，实现了制造业的快速发展，已经贴遍全世界的“中国制造”的标签就是明证［18］。当前，中国制成品出口规模已经具有在位优势，目前已经进入了转型升级的关键阶段。我们应该充分利用提升中国制成品质量和档次的重要契机，将其对生产者服务业尤其是高级生产者服务业的潜在需求转化为国内有效现实需求，从而带动国内服务业尤其是高级生产者服务业的发展，进而是服务贸易的发展。(2)在大力发展服务贸易的同时，要注重提升服务贸易出口技术含量在促进制成品出口技术含量提升中的重要作用。本文的研究结论表明，在一定程度上来说，制成品出口技术含量的提升，要依赖于服务贸易出口技术含量的提升情况。实际上，现有理论已经表明，作为服务贸易之源的服务业尤其是高级生产者服务业，是制造业起飞的“翅膀”和“聪明的脑袋”，在一定程度上规定着制造业效率进而制成品出口技术含量。因此，我们在大力呼吁发展服务贸易时，不仅要注重服务贸易规模的扩张，更应注重服务贸易质量的提升，更为确切地说，注重现代新型服务业的发展。此外，我们还应当看到，不同服务贸易部门同样具有高低端之分，尤其是在国际生产分割日益发展的背景下，如同制造业一样，服务业也是一个“碎片化”快速发展的行业，其不同环节同样具有“高端”和“低端”之分，服务贸易出口同样存在着附加值高低的问题。换言之，服务贸易出口技术含量本身就是外贸发展方式的重要表现。如果我们在一味地强调大力发展服务贸易的过程中，不注重服务贸易出口技术含量的提升，或者说只注重“量”的扩张的话，那么很可能会使得中国外贸发展方式在未摆脱目前困境时又会陷入另一个困境，即在制成品出口尚未完全摆脱全球价值链低端锁定的情况下，服务贸易本身又陷入“比较优势陷阱”的可能性。因此，“大力发展服务贸易”作为中国外贸发展方式转型升级的内容和方向之一，不仅仅只着重于“量”的扩张，更应注重于“质”的提升。在制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量具有内在互动发展关系的情况下，更应如此。当然，如何更好地实现中国制成品出口技术含量和服务贸易出口技术含量的互动提升，从而更好地推进中国外贸发展方式的转型升级，进一步的探讨已超出本文研究范围，是一个有待深入研究的大课题。

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