生产性服务业FDI论文

生产性服务业FDI论文（精选9篇）

生产性服务业FDI论文 篇1

从表1可知, 除CITY、SOPEN之外, 其它各变量在F1上均有较高的载荷, 说明F1基本反映了除CITY、SOPEN以外指标的信息, 而F2仅SOPEN有较高载荷。利用因子载荷矩阵可以求得F1、F2对应的特征向量, 进而求得主成分F1和F2的表达式:

F1=0.097 ZGDP+0.095ZPGDP+0.044ZMFDI+0.091ZSGDP+0.083ZROAG+0.067ZHRM+0.106ZRL+0.099ZWAGE+0.092ZRI+0.098ZIL+0.039ZDM+0.014ZCITY-0.098ZOPEN+0.088ZGID

F2=-0.0 7 4 Z G D P-0.0 5 8 Z P G D P+0.2 2 1 Z M F D I-0.026ZSGDP+0.017ZROAG+0.104ZHRM-0.157ZRL-0.088ZWAGE-0.033ZRI-0.079ZIL+0.253ZDM+0.309ZCITY+0.591ZOPEN-0.023ZGID

其中, ZGDP, ZPGDP, …ZGID为原始变量标准化后的数据。以每个主成分所对应的特征值与所有变量个数比例作为权重计算主成分综合模型:

F=0.8287143 F1+0.113283F2

可以看出, 主成分F1的权重系数远远大于F2, 可见, 第一主成分F1对我国服务业利用FDI的影响更大。然而F1包含多个变量的信息, 且载荷均较大, 因此, 本文结合多元回归法, 对影响生产性服务业利用FDI的主要因素做进一步的分析。首先应用主成分筛选变量法, 即对特征值近似为0的主成分, 其权重系数较大的特征向量所对应的变量剔除掉, 然后再次进行主成分分析和剔除, 重复这一过程直至特征值不是很小为止, 最终得到因子的最佳组合。据此方法, 本文最终保留了DM、CITY、OPEN、HRM、GID、ROAG等六个自变量, 并与因变量PSFDI进行多元回归分析, 回归模型经多次改进后, 最终结果如表2。

此时R2=0.925, 调整R2=0.906, 均大于90%, 即模型几乎解释了总变异的全部。DW=2.074, 可初步认为残差序列不存在一阶的自相关性。除CITY之外, 模型线性关系成立的F检验显著性值Sig均小于0.01, 说明模型整体的拟合优度较好。系数表里的VIF统计量也都小于10, 说明共线性基本消除。

三、结论

根据上面的主成分分析和回归分析可以得到以下几点结论:

首先, PSFDI与DM有明显的反向依存关系。造成这种扭曲的负相关关系, 除了统计口径变化造成的分析误差外, 本文认为更重要的是由于随着沈阳市非公有制经济的发展壮大, 逐渐具有较强的市场竞争力, 某种程度挤占了原本外商直接投资的市场份额。

其次, PSFDI与HRM、CITY、ROAG有明显的正相关关系, 其中ROAG占的比重最大。城市人口数量的提升意味着巨大的市场需求, 而人力资本数量的丰富及质量的提高进一步减低了外资的人力成本。完善而良好的城市基础设施是吸引外商投资的关键性因素, 它可以使城市各社会经济单位更好地分工协作加强联系, 迅速传导着人流、物流和信息流, 把各社会经济要素紧密地聚合在一起, 大大增强外资的工作效率, 提高有关部门的经济效益。同时基础设施的建设扩大了需求, 增加了就业, 促进了经济的高速增长。

再次, PSFDI与GID、OPEN有较低程度的负相关关系。虽然行政干预的出发点是为了更好地利用外资、发展经济, 但是有时却会造成外商的担忧, 导致外资的流失。当经济发展程度较低、进出口额较小时, 主要进口技术密集型产品, 出口劳动密集型产品, 外资利用其技术优势大量涌入;当经济水平提高、进出口额提高、进出口结构改善后, 本土企业与外资企业技术差距缩小甚至有所反超时, 外资流入相对减少。

最后, PSFDI与GDP、PGDP、MFDI、SGDP、RL、WAGE、RI、IL关系不明显。

摘要：本文在对生产性服务业合理分类和影响因素有效选取的基础之上, 利用统计数据, 通过主成分分析和多元回归分析, 对沈阳市生产性服务业利用FDI影响因素进行研究。

关键词：生产性服务业,FDI,影响因素

参考文献

[1]Hymer.“A Study of Direct Foreign Investment“[M].International Operations of NationalFirms.1.T.Press, 1976

[2]冯霞.服务业利用FDI影响因素探讨——河南例证, 山东大学硕士论文, 2008.4

[3]刘优剑, 任曙明.产业分工重组与生产性服务业的发展[J].科技和产业, 2006, VOI.8

生产性服务业FDI论文 篇2

文章基于1978～2008年的时间序列数据，利用VAR模型研究了自主创新、外商直接投资与全要素生产率的互动关系，结果表明自主创新对我国全要素生产率的提高至关重要，随着时间的推移，人力资本水平对自主创新能力的促进作用和外商直接投资技术溢出的吸收作用日趋明显。

关键词：自主创新;FDI技术溢出;全要素生产率;VAR模型

引言：

新增长理论认为技术进步是增长的最终源泉，技术进步主要有自主创新和技术扩散两种方式。在日益开放的世界经济体系中，一国的技术进步程度不仅要受到国内因素的影响，同时也受到国际因素的影响，这种影响在发展中国家和地区表现得尤为明显。外商直接投资是技术扩散的一条重要的途径。改革开放以来，我国实际利用的FDI总额直线上升，2008年实际利用FDI金额为924亿美元，是1985年的47.24倍，1979～2008年间实际利用FDI总额已达8526.19亿美元。中国经济与世界经济的联系在不断加强，因此研究国际技术溢出对我国生产率的影响有助于提高我国对国际技术溢出的吸收能力。

在研究中国的技术进步问题时，仅仅考虑知识溢出因素将会是片面的，中国的技术进步不仅仅取决于发达国家对中国的国际知识溢出，中国国内的研发投入也会促进本国的技术进步。人力资本存量的持续增加也可能是促进中国技术进步的一个因素，而且人力资本存量的增加会提高中国吸收国际知识溢出的能力。因而在本文的实证研究中，必须同时考虑中国国内研发资本存量与人力资本存量对中国技术进步的影响。

一、数据来源与研究方法。

1、全要素生产率的测算。

本文采用DEA—Malmquist指数法来计算全国生产率的变化。DEA—Malmquist指数是通过Shephard提出的投入产出距离函数来定义的，若考虑在投入确定的条件下，描述产出可扩展性的产出距离函数。假设向量X表示投入量，X=(X1,X2,…,XN);向量Y表示产出向量，Y=(Y1,Y2,…,YM);产出距离函数在多产出情形下最小值可能无法得到，较严格的定义需要使用“下确界”来代替最小值，即产出距离函数应该表示为：D0(X,Y)=inf0{θ:(X,Y)|θ∈P(X)}式中：P(X)表示可行产出集，θ可作为产出效率的度量，θ=1时说明资源配置有效，θ<1则说明资源配置的非有效性。为导出Malmquist指数，首先考虑单投入单产出的基本情形，同时假定已有t和t+1两个时期的投入产出数据，用(Xt,Yt)和(Xt+1,Yt+1)分别表示时期t和时期t+1的投入产出量。以t时期技术Tt为参照的Malmquist数量指数定义为：Mt=Dt(Xt+1,Yt+1)Dt(Xt,Yt)类似的以t+1时期技术Tt+1为参照构造的Malmquist指数为：Mt+1=Dt+1(Xt+1,Yt+1)Dt+1(Xt,Yt)则t时期到t+1时期生产率变化的Malmquist指数Mt,t+1为：Mt,t+1=aKrDt(Xt+1,Yt+1)Dt(Xt,Yt)×Dt+1(Xt+1,Yt+1)Dt+1(Xt,Yt)∈∈1/2其中Dt(Xt+1,Yt+1)代表以t时期技术为参照的t+1时期技术效率水平，Dt(Xt,Yt)代表以t时期技术为参照的当期的技术效率水平，Dt+1(Xt+1,Yt+1)代表以第t+1时期的技术为参照的当期技术效率水平Dt+1(Xt,Yt)，代表以第t+1时期技术为参照的第t期的技术效率水平。

我们可以用四个线性规划问题计算出Malmquist指数中的四个组成部分的值，由此得出技术效率变化与技术进步变化。以产出为导向的CRS(规模报酬不变)模型分别为：[D0t(xt,yt)]-1=maxθ,λθ[D0t+1(xt+1,yt+1)]-1=maxθ,λθs.t.-θyi,t+Ytλ≥0 s.t.-θyi,t+1+Yt+1λ≥0xi,t-Xtλ≥0 xi,t+1-Xt+1λ≥0λ≥0λ≥0[D0t(xt+1,yt+1)]-1=maxθ,λθ[D0t+1(xt,yt)]-1=maxθ,λθs.t.-θyi,t+1+Ytλ≥0 s.t.-θyi,t+Yt+1λ≥0xi,t+1-Xtλ≥0 xi,t-Xt+1λ≥0λ≥0λ≥0其中X为投入向量，Y为产出向量，θ为一标量，它表示固定规模下第i个地区的技术效率，满足0<θ<1。λ是常数向量，i=1,2,…,N表示有N个决策单元。

2、数据处理。

（1）人力资本对中国人力资本(HR)的研究文献比较多，普遍被采用的是受教育年限法，将某一年龄及其以上人口按照学历分类，然后用各种学历相对应的教育年限对各种学历相对应的人口数量进行加权求和，再将求和的结果除以这一年龄及其以上人口总量，所得到的比值就是某一年龄及其以上的全体人口的平均受教育年限，以此来度量一个国家的人力资本存量。该方法的测算公式如下所示：H=ni=1Σpihi/p上式中，H为某一年龄及其以上人口的平均受教育年限，i为受教育程度，pi为该年龄及其以上人口中第i层次受教育程度的人口数，hi为第i层次受教育程度的受教育年限，p为该年龄及其以上人口的总数。笔者用各个区域6岁及其以上人口的平均受教育年限来表示人力资本存量，各种不同受教育层次的受教育年限依然被设定为2年、6年、9年、12年和16年。

（2）资本存量。

资本存量(K)用永续盘存法计算。永续盘存法(Perpetu-al Inventory Method)的实质是将不同时期的资本流量通过折算，累加起来以形成每个时期的资本存量，可以用如下的公式来表示：Kt=(1-δ)Kt-1+It/Pt上式中，Kt和Kt-1分别表示本期和上一期的资本存量，δ是折旧率，It表示本期的资本形成数量，Pt则为本期的投资价格指数。数据来自张军(2004)，并按其方法进行补充。

（3）其他数据。

产出(Y)用以1978年为基期的GDP平减指数调整得到，由于中国统计年鉴上没有GDP平减指数的统计，本文采用司春林(2002)关于GDP平减指数的计算方法：GDP折算指数=第t年名义GDP第t年GDP指数/1978年名义GDP1978年GDP指数(100)FDI为1978～2008年我国实际使用外资额，R&D为1978~2008各年研究与实验发展经费支出。

二、实证分析。

1、数据平稳性检验。

在进行时间序列分析之前首先要对各个变量进行单位根(ADF)检验，以检查变量的平稳性，检验结果如表1所示。其中，检验类型中的C表示检验平稳性时估计方程中的常数项，数值为0则表示不含常数项;T表示时间趋势项，数值为0则表示不含时间趋势项;P表示自回归滞后的阶数，数值为0则表示没有滞后。检验结果显示以上变量均为一阶单整I(1)序列，所以可以对lnTFP、lnFDI、lnRD、lnHR四个变量建立VAR模型。

2、VAR模型的建立。

在建立VAR模型之前，首先要确认其滞后阶数，滞后阶数过大将导致自由度减少，影响参数估计的有效性;滞后阶数太小将导致误差的自相关，影响模型参数估计的一致性。

根据表2的结果显示，根据LR、FPE、AIC、SC准则均显示选择2阶滞后VAR模型。接着，我们对VAR(2)模型进行系统的平稳性检验。研究表明如果被估计的VAR模型所有根的模的倒数小于1，即位于单位圆内，则其是稳定的。如果模型不稳定，某些结果将不是有效的。系统的平稳性检验结果如图1所示，可以看出VAR模型中不存在大于1的单位根，回归残差序列满足正态性，不存在自相关和异方差，是一个平稳系统。接着，我们基于VAR的Johansen协整检验方法，对四个变量进行协整检验。如果一组非平稳时间序列存在一个稳定的线性组合，这个线性组合就被称为协整方程，表明变量之间存在一种长期的均衡关系。协整检验的结果表明，基于迹协整方程检验方法和最大特征根协整检验方法，四个变量通过了Johansen协整检验，可以对其进行回归分析。

三个方程估计的结果，包括各个系数估计的t统计量、方程的调整拟合优度和F统计量。可以看出三个估计方程的调整拟合优度都很高，可信度很高。从估计1来看，通过自主创新投入每增加1个百分点，可以拉动全要素生产率增长0.515个百分点;在估计2中我们加入了人力资本水平作为控制变量，可以看出人力资本水平每提1%，对全要素生产率的提升作用为0.266%，高于自主创新对全要素生产率增长的促进作用;在估计3中我们进一步加入了外商直接投入变量来考察自主创新、外商直接投资和人力资本对全要素生产率增长的促进作用，可以看出自主创新投入每增加1%对全要素生产率增长0.13%，而外商直接投入每增加1%对全要素生产率的提升仅为0.01%，远低于自主创新投入对全要素生产率的促进作用。同时估计3的调整拟合优度高于估计1，这就证明自主创新较之FDI渠道的国际知识溢出对我国全要素生产率的影响较大。可见自主创新是技术进步的最重要途径。

3、脉冲响应函数。

脉冲响应函数是用来描述模型中的内生变量对冲击的反应，即在扰动项上加一个标准差大小的新息冲击对内生变量当前值和未来值的影响。对VAR(2)模型的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表被解释变量对解释变量的响应程度。图中实线为内生变量对冲击的相应曲线，虚线为通过渐进分析公式计算得到的正负两倍标准差的置信带(冲击响应期为20期)。

对于一个自主创新投入的标准差新息，TFP对其的响应在前4期内迅速上升，之后冲击力度趋于平稳。这说明通过自主创新可以有效的促进全要素生产率的提高，并且在长期这种促进作用很稳定。

TFP对外商直接投资的一个标准差新息的响应在前5期处于波动的阶段，期间正负响应相互更替。5期之后，开始呈现稳定的负向响应，并且在15期左右趋于稳定的收敛。这是由于外商直接投资主要投向于初级制造业等垂直阶梯型技术进步模式的行业，在这种技术

进步模式下，知识溢出对技术进步的作用较小，因而在经历了21世纪初头几年的高速增长之后，全要素生产率出现了下滑的趋势，产业结构也迟迟未能出现较大的提升。这正是目前中国经济增长所面临的最大难题。

接着，我们来考察TFP对人力资本水平的一个标准差新息的响应情况和响应路径。可以看出TFP对产权制度冲击在第2期达到最大，这是因为人力资本水平一方面影响外商直接投资的知识溢出的吸收，另一方面人力资本水平可以促进自主创新效果的提高，但人力资本无论是通过与外商直接投资的知识溢出相结合提高全要素生产率还是与自主创新结合提高全要素生产率都有一定的滞后期。从长期看来，人力资本对全要素生产率的提高起着越来越重要的作用，人力资本水平不提高，就不能和外商直接投资的知识溢出和本国自主创新结合，这样两种提高全要素生产率的渠道都会受到抑制。

4、方差分解。

本节我们利用方差分解是分析对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的重要性。方差分解的结果如图5所示，可以看出不考虑全要素生产率自身的贡献率，随着时间的推移，自主创新对全要素生产率的贡献率最大达到24.28%，其次是人力资本水平，其对全要素生产率的贡献率是逐渐增加的，在第20期达到13.9%，外商直接投资的贡献率较小，仅为1.9%。可以看出方差分解的结果进一步验证了前面脉冲响应函数的结果，即在长期来看，人力资本水平将决定我国生产率的提高速度和水平。

三、结论及政策建议。

本文利用1978～2008年的时间序列数据，利用VAR模型对自主创新、外商直接投资与全要素生产率的互动关系进行了研究，结果表明自主创新对我国全要素生产率的提高至关重要，其对于全要素生产率的作用远大于外商直接投资的技术溢出效应。利用脉冲响应函数和方差分解的方法，我们分析了自主创新、技术溢出和人力资本对全要素生产率的重要性，可以看出随着时间的推移，人力资本水平对自主创新和技术溢出的影响作用日趋明显。

生产性服务业FDI论文 篇3

摘要：目前，我国是世界上FDI的最大流入国之一，随着外商直接投资的跨国转移，资本、技术、管理经验等要素无疑促进了我国服务业内部结构的优化升级，本文主要就FDI对我国服务业内部结构的影响机理进行研究，引导外资合理投向相应的服务行业。

关键词：FDI；服务业；内部结构；影响机理

服务业的FDI能够直接影响一国服务业产业结构，如果FDI大量流入资本和技术密集型的现代服务业，就有利于服务业产业结构的升级；相反，如果外资主要流向劳动密集型的传统服务业，则对服务业产业结构升级改善的推动作用不大。FDI对我国服务业内部结构的影响一般体现在两个层次：一是服务业内部升级，即指我国服务业的结构从低生产率、低技术含量、劳动密集型工业向高生产率、高技术含量、技术和资本密集型转变，二是行业内部升级，即指我国具体行业从低技术含量、低附加值的产品和服务生产向高技术含量、高附加值的产品和服务生产转变。

一、技术溢出促进了服务业内部结构升级

FDI带动服务业内部结构优化的主要机理是，通过服务业结构优化升级的决定性因素：外资的技术，包括人力资本、R&D投入、管理理念等因素通过各种渠道导致了技术的非自愿扩散。直接或间接地引起服务业内部的要素重组和要素生产率的提高，即达到传统服务业的改造升级，是一种经济外在性的表现。技术溢出效应的运行机制是：外资流入一技术溢出一吸收创新一服务业结构升级。先将技术溢出的渠道及其作用机理归纳如下：

首先，技术的示范模仿是促进服务业内部结构升级的有效途径。外资企业技术水平较高，进入当地市场后，就带来了较先进的技术。与外资企业直接接触后，当地企业就可能有机会了解并模仿外资企业的先进技术以及管理方式，因此生产率将有所提高。如果我国靠自行设计自行创新发展这些高科技服务业，则会面临高成本和十分有限的资金，对相关技术投资的潜在风险也比较大。通过技术示范与模仿，可以取得较高效率。例如在金融业引进“战略投资者”，将使我国的金融机构在短时间内学会如何按照市场经济规律进行商业经营，如何利用国际金融市场和金融工具进行风险管理。

其次，人力资本的流动也是FDI技术溢出形成的重要机制。人力资本是指人们的知识和技能可以作为资本形态用于产生价值增殖。反映技术进步的人力资本积累，是一国经济持续发展的推动力量。跨国公司在我国服务业进行投资，主要目的之一是利用我国较为廉价的劳动力，在聘用我国人力资源时，需要对人员进行培训，把相关技术、管理方法和理念等传授给被聘员工，与引进的新技术相结合而产生生产效率的提高。同时被聘员工在外资企业和内资企业之间的流动，也可以把技术、管理、理念等在进行传播，达剑技术溢出效应的效果。

再次，竞争机制也是跨国公司对当地企业重要的影响机制，跨国公司的进人会改变当地的市场结构和竞争格局，加剧了我国的市场竞争，迫使我国服务业采用更先进的生产技术以提高劳动生产率。例如，大量FDI进入零售业之前，我国的产品种类单一，产品的质量和性能也存在着诸多的缺陷，随着FDI的进入，我国零售业不断进行了一系列改革，提高了行业服务效率。

二、资本补缺效应促进了服务业内部结构升级

FDI带动服务业内部结构优化另一主要途径是通过外资新注入的资本会明显改变新的先进生产函数的导入，从根本上改变结构形成的物质基础，进而提高服务业的资本和技术的密集度。为了实现服务业内部结构升级的目标所需要的资金数量是极其巨大的，往往与国内的有效供给之间存在着储蓄缺口和外汇缺口，从而造成结构升级的瓶颈。引进外资不仅可以弥补上述缺口，在一定程度上缓解各种瓶颈资源的约束，而且还可以调动国内原有的生产要素存量，使其得到更有效的利用。

随着FDI资本的流入，弥补了储蓄和外汇的缺口，而且使得我国的税收收入增加，因而大大提高了投资能力，指明了有效投资的方向，国家可以通过大力发展基础设施建设，提供配套设施，为服务业的发展提供了良好的宏观环境。通过FDI的技术外溢效应，我国企业通过技术本地化改造，在较短时间内提高管理技能、更新管理理念，并通过资金技术积累，促进服务业的内部升级。

生产性服务业FDI论文 篇4

关键词：生产性服务业,FDI,新趋势,战略选择

生产性服务业 (Producer Services) 是为生产服务的具有高度专业性和知识密集型的中间需求性服务业。生产性服务业的FDI是国际产业转移高层次演绎的重要阶段, 也是经济全球化进程中产业结构升级和布局调整的重要趋势[1]。20世纪90年代以来, 全球产业转移的重心加速向生产性服务业领域延伸, 其中, 西方主要发达国家的生产性服务业 (包括软件开发、技术性服务、芯片设计、数据录入、物流服务、金融服务和各类研发工作等) 成规模地向具有智力或者市场优势的地区转移, 特别是进入21世纪以来, 全球生产性服务业的FDI在规模、区域、集聚和行业分布等各方面体现出了新的特点。

1 全球生产性服务业FDI的新趋势

1.1 全球生产性服务业FDI增长趋势显著

过去40年来, 生产性服务业占全球外商直接投资总量的比重在不断上升, 由上世纪70年代的20%到90年代以后的50%左右。自20世纪90年代以后, 金融服务、信息服务、通讯、计算机软件、研发设计等知识密集型的生产性服务业的跨国直接投资已经逐渐成为国际直接投资的主流之一。以OECD为例, 1990—2006年间, 生产性服务业的跨国投资明显超过制造业和其他服务业。而随着世界经济逐步走出金融危机的影响, 相比较制造业而言, 生产性服务业的跨国投资增长趋势将更为明显。根据联合国贸易和发展组织 (UNCTAD) 2011年的一份报告的数据显示, 2010年至2011年第一季度的数据显示:全球金额为30亿美元以上的跨国并购个案中, 生产性服务业个案就占据了56个中的26个。为更直观地说明这一问题, 笔者根据2010年度《世界投资报告》的数据, 罗列了2007年至2009年世界主要生产性服务行业 (运输、仓储与通讯、金融服务和商务服务) 的跨国购并和绿地投资 (Greenfield Investment) 情况如表1所示。

注:资料来源于UNCTAD, cross-border M&A database (www.unctad.org/fdistatistics) ;UNCTAD, based on information from the Financial Times Ltd, f Di Markets (www.f Dimarkets.com) , 作者整理得到

表1数据显示: (1) 受世界金融危机影响, 2007—2009年度世界主要三大生产性服务业跨国兼并和绿地投资的个案总数呈下降趋势, 但据UNCTAD最新报告显示, 自2009年底以来已逐渐走出低谷, 特别是绿地投资方面, 2009年三大生产性服务业的跨国投资个数已经超过2007年。 (2) 多年来, 世界三大生产性服务行业跨国购并和绿地投资的个案数占全行业的比重基本维持在四成左右, 显示生产性服务业已经成为全球FDI的最重要的组成部分。 (3) 从投资金额看, 尽管近年来主要生产性服务行业受金融危机冲击较大, 例如, 金融危机后, 世界商务服务业在跨国并购总价值方面下降了83%, 而在绿地投资方面下降了20%, 但是, 其占全球FDI的比重仍在三成以上, 自2010年以来, 生产性服务业FDI恢复增长迅速, 远远超过其他行业的增长。

1.2 全球生产性服务业投资区域多元化趋势日渐明显

(1) 生产性服务业的跨国转移仍然主要集中在发达国家之间

从全球生产性服务业的发展历程来看, 20世纪80年代中期之前, 生产性服务业的国际转移只存在于发达国家之间, 之后, 发展中国家才逐渐参与到生产性服务业的国际转移之中来[2]。目前, 从外商直接投资的主要方式———跨国并购 (Cross-border M&A) 的情况来看, 生产性服务业的跨国转移仍然主要集中在发达国家之间, 如表2所示, 2010年度至2011年度第一季度生产性服务业全球金额为30亿美元以上的跨国并购个案中, 发达国家之间的并购个案为18个, 占到了总数26个的约七成, 其次为发达国家和新兴国家之间的个案为6个, 最后是发展中国家之间的个案为2个。产生这一现象的主要原因在于:一是由于生产性服务业具有整体性的特点, 生产性服务业对其配套的产业要求往往比较高, 发展中国家往往在市场本身、监管体系、标准化程度、知识产权保护、人才储备以及相关配套产业和基础设施方面与发达国家有较大差距, 导致知识和资本密集型的生产性服务业很难真正融入到发展中国家;二是发达国家本身经济发展水平较高, 制造业尤其是先进制造业规模巨大, 对于生产性服务业的需求远远大于其他国家与地区。

注:1) 资料来源于UNCTAD, Global and regional trends of FDI outflow in2010, 作者整理得到;2) 主要跨国并购个案的标准为并购价值在30亿美元以上

(2) 生产性服务业FDI向新兴国家与地区转移的趋势越来越明显

1990年, 发达国家吸收全球服务业FDI的比例为83%, 发展中国家占17%;2002年, 发展中国家的占比达到25%, 其中, 80%为生产性服务业[2]。2010年度至2011年第一季度生产性服务业全球主要跨国并购个案中, 发生在发展中国家的占到3成, 这一比例与五年前相比, 几乎翻了一倍。此外, 《世界投资前景调查》 (WIPS) 2010年的调查报告也显示:未来三年内对世界主要跨国公司 (TNCs) 最具吸引力的投资目的地依次为:东亚、南亚和东南亚地区、欧盟15国、北美地区、拉丁美洲和加勒比海地区、欧盟新12国、东南欧、西亚、其他发达国家、欧洲其他国家、北非和南撒哈拉地区;从国别上来讲, 排列前十位的依次为:中国、印度、巴西、美国、俄罗斯、墨西哥、英国、越南、印度尼西亚和德国。从报告内容分析:1) 较之三年前, 发达国家对于国际主要跨国公司的投资吸引力有所下降, 发展中国家尤其是转型经济国家正越来越成为跨国公司投资的热点;2) 亚洲地区和“金砖四国”尤其受到投资者的关注, 在最具吸引力的国家中, 亚洲地区占据了前15名中的6个, 而中国、印度、巴西和俄罗斯———金砖四国 (BRIC) 则占据了前5位当中的4个;3) 发展中国家尤其是转型经济国家之所以受到国际生产性服务业投资者的青睐, 主要原因并不仅仅在于廉价的劳动力成本, 更为重要的是发展中国家巨大的或者是快速增长的市场需求、快速增长的技术型劳动力储备、不断市场化的工业体系和丰富的自然资源;4) 从投资的形式看, 投资者对发展中国家尤其是转型经济国家的投资逐渐由劳动密集型的产业向创新性和技术密集型产业转变, 生产性服务业则是其中的重点。

(3) 发展中国家之间生产性服务业的跨国兼并正在不断升温

近年来, 发展中国家之间生产性服务业的跨国兼并不断升温。2010年度生产性服务业全球价值30亿美元以上的26个跨国并购案中, 发展中国家的就占了两个:一个是印度的Bharti Airtel Ltd公司并购非洲地区的移动通讯网络———尼日利亚公司Zain Africa BV公司, 案值达107亿美元, 名列该年度全球第二大跨国并购案;另一个是俄罗斯联邦的Vimpelkom公司并购乌克兰的无线电通讯公司Zao Kyivstar GSM, 案值达到55.16亿美元。

发展中国家之间的生产性服务业的跨国兼并主要有以下特点:1) 转型经济国家 (特别是“金砖四国”) 是生产性服务行业主要的投资国, 例如前述印度和俄罗斯跨国购并的例子, 以及最近中国工商银行 (ICBC) 收购了东南亚的银行案例, 包括泰国的ACL银行、印度尼西亚的Halim银行等, 发展中国家之间的生产性服务业的跨国兼并主要目的之一就是为投资者服务。2) 跨国兼并的主要动机:一是服务跟进型 (Service-Following) , 服务业的投资是为已经先期进入的制造业服务的, 如前所述中国工商银行并购东南亚银行就属于这种类型;二是市场追求型 (Market-Seeking) , 如印度公司兼并尼日利亚通讯公司就属于此列。3) 发展中国家的生产性服务业跨国兼并主要发生在进入21世纪以后, 并呈上升趋势。以非洲地区为例, 研究UNCTAD的统计数据发现, 1991—2010年二十年间, 发展中国家在非洲的十大兼并案中, 共有3例属于生产性服务业, 且都是在2006年以后发生, 如表3所示。

注:资料来源于UNTACD, cross-border M&A database, 作者整理得到

1.3 全球生产性服务业FDI空间集聚趋势加剧

生产性服务业的空间可分布性、集聚性和知识密集性决定了生产性服务业的FDI从一开始就向国际大都市集中, 世界主要的服务业跨国公司都向纽约、伦敦、巴黎、东京等国际大都市集中;近20年来, 印度的班加罗尔、清奈, 巴西的圣保罗等地也逐渐成为世界软件外包和研发的集聚地。以伦敦为例, 伦敦拥有金融服务业集群 (11个) 、商务服务业集群 (4个) 、计算机通讯服务业集群 (4个) 、产权与房地产服务业集群 (3个) , 国际化程度非常高, 2002年, 其GDP占整个英国GDP的23%[3];有480多家外国银行和180多个外国证券交易中心在这里经营;全球20多家最著名保险公司都在这里建立公司, 是世界上最大的国际保险中心;是世界最大的国际外汇市场和欧洲美元市场, 其中伦敦股票交易所为世界4大股票交易所之一;内城区西敏寺附近的商务服务业集群, 集聚了大量的跨国公司总部和跨国专业服务公司。

近年来, 生产性服务业FDI不断集聚的趋势更加明显, 例如, 自2000年以来十年间, 纽约生产性服务业占GDP的收入已经由25%左右上升到五成以上, 其中, 大部分是由FDI效应形成[2]。

1.4 全球生产性服务业FDI行业分布出现分散化趋势

20世纪90年代, 生产性服务业FDI主要集中在金融和贸易行业。以1990年为例, 全球金融业和贸易业的FDI存量占到服务业FDI存量的60%左右, 流量比重则在40%以上。原因有几个方面:首先是金融业和贸易业在传统上一直是服务业FDI的主要行业;其次是制造业跨国公司在海外扩张的同时也往往建立附属于自身的贸易或者金融机构, 以利于主营业务的发展;最后是由于金融业FDI在20世纪90年代受到各种限制, 因此在投资地区设立金融业务单元在很多时候已经成为制造业跨国公司在海外投资的先决条件 (Yair Aharoni, Lilach Nachum) 。

进入21世纪以来, 生产性服务业FDI出现了行业分散化的趋势。在1990—2010年间, 世界范围内金融业FDI存量由41%下降到32%, 其中, 发展中国家下降最快, 由56%降至25%, 发达国家则保持在37%的水平;贸易业方面, 这一比重已从1990年的24%降至2010年的16%的水平, 其中发达国家和发展中国家都有不同程度的下降。与此同时, 作为生产性服务业重要组成部分的商务服务业、交通运输仓储和通讯业的跨国投资则有了较快的增长, 例如, 全球商务服务业FDI的存量比重已由1990年的15%提升至2010年的25%左右, 而交通运输仓储和通讯业的全球FDI存量增长则是最快的, 由1990年的3%提升至2010年的11%左右。

2 全球生产性服务业FDI新动向的原因分析

2.1 全球生产性服务业的市场规模迅速扩大

在生产性服务业投资动因的实证研究中, 人们发现市场规模及其增长速度与服务业FDI存在正相关关系 (UNCTAD) 。从以往的实证研究看, 银行业FDI (Gray[4];Rugman[5]) 、国际广告业 (Weinstein[6]) 、跨国保险企业 (UNCTC[7]) 也都支持这样的结论。

过去四十年间, 全球范围内服务业增加值占GDP的比重持续增长, 1970年到2007年间, 这一比重已由53%增长至69%, 如表4所示。服务业本身发展中出现的多样化需求要求服务进行跨国界传递, 而服务尤其是生产性服务跨国界传递的主要途径就是以FDI形式出现的“商业存在”, 因此全球服务业本身的发展是生产性服务业FDI快速发展的主要原因。近年来, 一方面, 中高收入国家的服务业增加值比重仍然维持在较高的水准, 另一方面, 随着中低收入国家服务业比重的快速增长, 其吸引全球FDI的能力也在快速加强。这在相当程度上解释了生产性服务业FDI的区域多元化趋势日渐明显这一现象。

注:资料来源于世界银行数据库, 作者整理得到

2.2 信息通讯技术的进步和国际间产业分工的细化

进入21世纪以来, 信息和通讯技术的迅猛发展极大地改变了行业经营环境和竞争格局。技术的进步使得全球产业分工进一步细化, 全球价值链 (GVC) 进一步分解。伴随着价值链在全球的进一步分解, 对于链接这些不同价值链之间的生产者服务的需求也在不断增强, 要求生产者服务的全球化。

信息技术的发展使服务生产和消费的远距离连接成为可能, 离岸服务成本迅速降低;同时, 由于知识可以编码化和标准化, 以知识为基础的生产性服务可以分解为模块或片段分散进行, 这使得制造业跨国企业有可能把生产中的服务剥离出来, 在全球范围内寻找最有效率的生产场地和生产商, 从而极大地推动生产性服务业FDI的增长。

另一方面, 通讯技术的发展使得原本具备“不可贸易”性质的服务发生变化, 原本必须通过“商业存在”形式出现的服务贸易可以通过“跨境交付”的方式实现, 这使得“市场导向型”的服务业跨国投资受到负面影响, 这在某种程度上解释了近年来生产性服务业FDI行业分散化和空间集聚化等现象。

2.3 投资自由化和加强投资监管并举的政策背景

进入20世纪90年代以来, 世界各国逐渐进入了推动投资自由化和加强投资监管并举的时代, 如表5所示。特别是2009年, 各国对外国投资产生影响的政策措施中有近三分之一属于管制类型的, 这也是1992年以来此类措施占比最高的一年。然而, 通过进一步的分析, 我们发现:一方面, 即便在外国投资监管最为严厉的2009—2010年份中, 各国尤其是发展中国家仍然积极推动生产性服务业FDI。为了更加直观地说明这一问题, 笔者罗列了2009—2010年各国为推动生产性服务业FDI出台的新法律法规 (例举) 如表6所示。

注:资料来源于UNCTAD database on national laws and regulations, 作者整理得到

另一方面, 各国出台的主要FDI监管法律是针对特定行业或领域的, 主要集中在电力、制造业、房地产、基础能源行业以及某些发达国家的金融业等。主要例子有:2010年澳大利亚加强对于外国人投资当地房地产业的管理;2009年9月加拿大修改投资法案, 加强政府对于有可能危及加拿大国家安全的投资者的监控;2009年和2010年印度宣布禁止国外投资者投资烟草以及相关烟草替代行业;2010年尼日利亚宣布采取行动, 推动石油和天然气行业的国有化进程等。

此外, 自金融危机以来, 各国特别是西方各国纷纷加强对于金融业的监管, 改革金融监管体系, 对于生产性服务业尤其是金融服务业的FDI产生了复杂的影响:一方面, 跨国公司投资海外的能力和愿望得到提升, 主要得益于更安全的信用体系以及重拾对于金融体系的信心;另一方面, 金融监控的加强在不同程度上限制了金融业FDI, 例如, 自加强监管以来, 国际私募基金的海外投资受到了较大的负面影响, 最后国际金融投资纷纷选择流向那些对于境外投资者金融控制相对较为宽松地国家和地区, 例如巴西、印度、波兰和土耳其等国, 以2011年第一季度全球案值超过30亿美元的并购案来看, 金融并购案就占了14个当中的6个。

3 生产性服务业FDI新形势下我国面临的机遇和风险

3.1 我国面临的机遇

新形势下, 我国发展生产性服务业面临的机遇主要来自国内外两个方面。

从国际整体环境来讲, 国际生产性服务产业转移步伐加快成为推动我国生产性服务业发展的重要契机。由于信息技术等高新技术迅猛发展, 货物、服务、资本、技术等生产要素在各国间的转移更加便捷。如前所述, 发达国家生产性服务业加速向发展中国家, 尤其是转型经济国家转移。以我国承接的研发投资为例, 近年来, 已有通用电气、大众汽车、IBM、微软、杜邦、拜耳、爱立信、摩托罗拉、郎讯、惠普等一大批跨国公司在我国设立了研发中心。据商务部外资司的统计, 截至2007年底, 跨国公司在我国共设立了研发机构1 160家。此外, 发展中国家之间生产性服务业FDI有加速发展的趋势。近年来, 我国金融业已经在东南亚、南非等进行较大规模投资, 为我国银行业国际竞争力的提升提供了良好的平台。

从国内环境看, 有利因素主要体现在三个方面:一是制造业服务化趋势加快进一步增加了我国生产性服务业的新需求, 成为吸引国际FDI的重要因素。当前, 我国制造型企业正由生产型制造加速向服务型制造转变, 制造业企业为了获取竞争优势, 将价值链由以制造为中心向以服务为中心转变, 使得企业从传统的提供工业产品为主向以顾客为导向提供集成产品和服务为主转变, 由此伴随产生的大量对于生产性服务业的需求, 例如研发设计、金融服务、咨询、营销、物流等行业, 成为吸引国际FDI的重要因素。二是信息化与工业化的融合将推进生产性服务业自我升级, 扩大生产性服务业的市场需求。根据后发优势与经济赶超战略, 发展中国家完全可以在进行工业化的同时着手于信息化工作, 实现工业化、信息化的跨越式发展。信息化与工业化的融合, 将使得越来越多的产业和企业进入电子网络世界, 这就需要有相应配套的现代专业服务做支撑, 特别是作为工业化与信息化融合的重要成果之一的电子商业的运用与发展, 需要有相应的现代信用服务体系、现代物流配送体系等支撑, 这就扩大了生产性服务业发展的市场需求。三是“十二五”期间我国生产性服务业发展面临更加有利的政策环境, 成为吸引外资的重要因素。国家和地方各级政府为生产性服务业的发展提供了政策便利、资金支持和信息平台, 并且正在不断地加大交通、信息通信等基础设施建设和不断进行制度改革, 努力提高交易效率, 为生产性服务业的发展创造有利的环境条件。

3.2 我国面临的挑战

从国际环境看, 我国面临的最大挑战来自于发展中国家在吸引生产性服务业FDI上的竞争日益激烈。部分转型经济国家出台各种政策大力吸引外资, 已经在发展相关的生产性服务领域上领先。从软件行业看, 以巴西为例, 20世纪90年代, 巴西出台了扶持软件产业优惠政策, 吸引了众多的美国软件公司赴巴西投资;又以印度为例, 1986年印度推出的《软件技术园计划》和《印度信息技术行动计划》, 在推动印度软件信息技术与服务发展和出口的同时, 吸引了大量的海外投资者, 目前, 印度、巴西的软件产业经过近二十年的发展, 吸引了大量的外资投入, 在市场化、产业化和规模化及管理水平等方面已取得显著成效, 如前所述, 印度的班加罗尔、清奈和巴西的圣保罗等都成为国外软件外包与软件研发的重要基地。又以金融业为例, 如前所述, 2009年以来, 巴西、马来西亚、波兰、卡塔尔等国纷纷放松本国金融业FDI的管制, 促成了银行、保险行业在这些国家的大宗跨国购并案。

从国内环境看, 随着宏观政策环境的变化, 我国基于低要素成本的比较优势正在不断削弱。首先是人民币对美元汇率的大幅升值削减了企业出口利润;其次是新劳动合同法的实施使企业支付工人的薪水和福利大幅提升;第三, 《企业所得税法》取消了原来对外资企业的“免二减三”优惠政策;第四, 从2007年起, 中国将外商投资企业、外资企业和外籍个人纳入城镇土地使用税征收范围, 增加了企业设厂成本。与此同时, 越南、印度等后发国家凭借更低的劳动力、土地等成本, 正在吸引外资和我国港澳台资企业从中国内地“出逃”, 这势必为我国生产性服务业的发展带来更大的困难。

4 我国的战略选择

4.1 承接生产性服务业的国际转移

(1) 承接目标的规划。迄今为止, 国家高度重视生产性服务业的发展, 已经陆续出台政策, 规划了未来我国重点发展的生产性服务业, 例如, “十一五”规划纲要明确提出:“大力发展主要面向生产者的服务业, 细化深化专业化分工, 降低社会交易成本, 提高资源配置效率。优先发展交通运输业、大力发展现代物流业、有序发展金融服务业、积极发展信息服务业、规范发展商务服务业。”近年来, 关于软件、动漫、现代物流等部分行业发展的指导意见也纷纷出台, 国家对我国现代服务业发展的规划、引导和支持力度不断加强, 各地也纷纷出台相关文件, 明确区域特色的生产性服务业发展规划, 例如:北京市提出“优先发展文化创意等新兴服务业, 大力发展金融、信息服务、科技服务、商务服务、物流等生产性服务业”;上海市提出“加快构筑与社会主义现代化国际大都市相适应的高增值、强辐射、广就业的现代服务业体系”;广东省提出“到2020年服务业现代化、国际化水平居全国前列”等。在这样的背景下, 发展生产性服务业有相对优势和明显潜能的区域中心城市, 尤其是北京、上海、深圳等国际性大都市需要进一步明确承接生产性服务业FDI的目标, 以世界知名企业为目标, 做好关键性服务企业的引进工作。国内外已有的实践证明, 在产业集群的形成过程中, 关键性企业是确定集群诞生和发展的基础 (周振华) [8]。

(2) 承接条件的创造。主要体现在不断扩大国内生产性服务业市场的需求, 增加对国际投资者的吸引力方面。主要路径有三条:一是不断推动二三产业分离, 打破国内企业“小而全、大而全”的特点, 把生产性服务业从制造型企业中分离出来, 整合资源, 提高生产性服务业的市场化程度和服务在产品价值中的比重, 扩大生产性服务业的专业水平和需求。二是随着制造业企业由以制造为中心向以服务为中心转变, 使得企业从传统的提供工业产品为主向以顾客为导向提供集成产品和服务为主转变, 由此伴随产生大量对于生产性服务业的需求。三是加速信息化与工业化的融合, 推进生产性服务业自我升级, 从而扩大生产性服务业的市场需求。

(3) 承接路径的设计。以“关键性企业引进———嵌入产业集群发展———融入地方网络系统”为承接路径, 关键处理好龙头外资服务企业引进后能否植根于本地服务产业集群和能否完成融入区域网络系统的问题, 如相关的服务业产业链能否建立起来、企业与外部要素的信息沟通是否充分及时、企业的运作与政府的管理是否协调, 等等, 都将是决定生产性服务业集聚发展的根本要素。

(4) 承接环境的优化。主要体现在三个方面:一是构建产业环境的构建, 体现在硬件和网络环境的打造、上规模的专业人力资源的培育等方面;二是社会和政策环境的构建, 体现在法制建设提升、保护知识产权、诚信和信用建设、市场经济秩序的维护以及相关吸引FDI的优惠或者配套政策的出台等方面;三是文化环境的构建, 逐步倡导社会形成诚实守信、创新求进的文化氛围。

4.2 推动国内优势生产性服务产业对外直接投资

已有的研究表明, 中国服务业对外直接投资规模小, 发展速度慢和结构不合理, 导致了中国服务出口发展缓慢, 已经成为制约我国服务业特别是生产性服务业发展的关键因素之一[9]。我国已经陆续出台政策, 支持包括金融企业、保险企业、大型连锁经营企业和动漫企业在内的服务业企业开展对外直接投资, 实施跨国经营。迄今为止, 已有包括银行、连锁企业在内的中国企业开展了对外直接投资, 然而, 与著名外国公司在我国设立大量服务企业形成鲜明比照的是, 中国企业在境外的研发、保险、物流、分销等重要生产性服务业领域的投资几乎是空白。

在服务业跨国大转移的国际背景下, 对外直接投资、参与国际竞争是提高我国生产性服务业发展水平和质量的重要途径。我国应立足自身优势, 加快推动优势生产性服务企业“走出去”, 引导我国优势企业并购海外的研发机构、技术型公司以及物流、分销、金融机构等, 逐步完善在全球市场的布局, 在与发达国家和地区的生产性服务企业的合作与竞争中, 逐步实现技术标准、认证体系、精细化管理等方面与国际市场的接轨, 不断提高我国生产性服务业的整体素质和专业化、市场化和国际化经营能力, 在物流、金融、商务、信息服务、业务外包等领域培育一批具有国际竞争力的企业集团和品牌。

参考文献

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[2]上海市经济和信息化委员会.2009世界服务业重点行业发展动态[M].上海:上海科学技术文献出版社, 2009:19-23

[3]马春.世界生产性服务业发展趋势分析[J].江苏商论, 2005 (12) :87-88

[4]J M GRAY, H P GRAY.The multinational bank:A financial MNC?[J].Journal of Banking and Finance, 1981 (10) :33-63

[5]A M RUGMAN.Inside the multinationals:The economics of international markets[J].New York:Columbia University Press, 1981

[6]A WEINSTEIN.Foreign investment by service firms:The case of the multinational advertising agency[J].Journal of International Business Studies, 1977, 8 (1) :83-92

[7]UCTCT.The transnationalization of service industries:An empirical analysis of the determinants of foreign direct investment by transnational service corporations[M].New York:United Nations Publication, Sales No.E.93.Ⅱ.A.3

[8]周振华.现代服务业发展研究[M].上海:上海社会科学院出版社, 2005:263-265

生产性服务业FDI论文 篇5

关键词：生产性服务业,FDI,经济增长,空间计量模型

一、引言

20世纪90年代以来, 全球生产性服务业投资以每年15%的速度增长, 目前生产性服务业FDI流量已占全球FDI流量的50%左右, 金融、租赁和商务服务、信息传输和计算机服务、物流和通讯等生产性服务行业已成为吸引FDI的主要领域。伴随着服务业国际转移以及国内经济发展方式的转变, 我国利用外资正步入“服务经济时代”, 生产性服务业外商直接投资已成为提升我国服务业和服务贸易竞争力、促进产业结构升级和经济增长的重要途径之一。

国内外学术界对生产性服务业FDI的研究成果相比于对制造业FDI的研究成果要少一些, 理论研究的落后与生产性服务业的快速发展形成了鲜明对比。通过检索现有文献, 研究整体服务业FDI经济增长效应的较多[1,2], 有关生产性服务业FDI集聚经济增长效应的少量研究也主要是运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验等计量经济学的方法来进行分析[3], 研究方法单一, 而且这些传统的计量分析方法均默认各个变量观测值相互独立, 而忽视了空间相关性, 即一个地区与邻近地区的生产性服务业FDI和经济增长可能具有相关性, 因此容易产生模型设定的偏差问题, 进而导致估计结果的偏误, 而空间计量方法可以解决这个问题。基于此, 本文将空间相关性因素纳入分析框架, 采用空间计量的方法分析生产性服务业FDI空间集聚的经济效应, 以期从新的视角探讨促进区域经济增长的措施。

二、变量选择、数据说明与模型设定

本文被解释变量选取24个省市的国内生产总值来反映经济增长, 用各省市的GDP表示 (PERGDP) , 用生产性服务业FDI与控制变量来表示解释变量。

关于生产性服务业的界定, 本文借鉴Goodman和Steadman的投入产出表法, 利用2010年投入产出表计算14个服务行业的中间需求率, 将中间需求率高于60%的服务部门归属为生产性服务业[4], 具体包括 (1) 交通运输、仓储和邮政服务业, (2) 租赁和商务服务业, (3) 金融服务业, (4) 信息传输、计算机服务和软件业, (5) 科学研究、技术服务和地质勘查业。采用上述五个行业的FDI实际利用金额之和来表示生产性服务业FDI (PSFDI) , 并根据各年度汇率的中间价调整为人民币计价。

控制变量是用来控制其他可能导致经济增长的因素, 主要选择能够影响各地区经济增长的资源禀赋差异的变量[5], 具体有: (1) 政府干预水平 (GOV) , 用政府消费占最终消费的比重表示; (2) 经济开放度 (OPEN) , 用出口贸易总额占GDP的比率来表示。

囿于数据可得性, 本文收集了2004—2011年全国24个省、直辖市 (不包括港澳台地区, 西藏、吉林、宁夏、海南、青海、重庆、四川, 因数据缺乏未被纳入) 的生产性服务业FDI的数据, 主要来源于各省市统计年鉴, 其他变量的原始数据源于《中国统计年鉴》和《中国商务年鉴》。

基于以上分析, 构建一般的非空间计量模型, 即线性回归模型如下:

三、研究方法

根据空间计量经济学的原理和方法, 首先检验生产性服务业FDI和经济增长是否具有空间相关性。如果存在空间相关性, 则应将空间效应纳入分析框架中, 并建立空间计量模型进行估计;反之, 则可以直接利用一般估计方法, 如OLS方法。

(一) 空间相关性检验

采用全局Moran’s I指数分别检验生产性服务业FDI和经济增长之间是否存在空间相关性, 其计算公式为:

(2) 式中, ;Yi和Yj表示第i地区和第j地区的生产性服务业FDI和GDP值;n为空间单元总数, 即24个省市;Wij表示n×n阶空间权重矩阵, 空间位置信息以数值的形式表示, 即引入Wn×n来定义n个空间对象的相互邻近关系。采用邻接标准来构建空间权重矩阵, 即两个空间单元相邻取值为1, 否则为0。

Moran’s I的取值范围在[-1, 1]之间, 当Moran’s I>0时, 表示存在正相关, 说明相邻地区的生产性服务业FDI和GDP值是相似的, 呈现空间集聚的特征;当Moran’s I=0时, 表示不存在空间相关性;当Moran’s I<0时, 表示存在负相关[5], 说明相邻地区的生产性服务业FDI和GDP值是相异的, 呈现空间离散的特征。

(二) 空间计量模型设计

空间相关性可以表现为空间滞后模型 (SLM) 和空间误差模型 (SEM) 两种基本形式。

空间滞后模型中变量的空间相关性由因变量的空间滞后项来反映, 用于考察相邻地区的行为对整个系统内其他地区行为的影响情形。在一般的非空间计量模型的基础上, 引入空间相关性, 将空间滞后模型设定如下, 其中Ln表示经过对数处理的变量:

空间误差模型是指包含在误差项中的空间自回归处理模型, 反映了邻近地区关于因变量的误差冲击对本地区观测值的影响程度。其模型设定如下:

式 (3) 和 (4) 中, Ln PERGDP为因变量;W为n×n阶空间权重矩阵, 其中n是地区数;WLn PERGDP、Wε分别为空间滞后因变量和空间误差因变量;βi、ρ、λ分别为空间回归系数、空间滞后系数和空间误差系数;ε和μ均为随机误差向量。

四、实证分析

(一) 空间相关性检验

采用全局Moran’s I指数, 利用Geoda1.4.6软件对各省市的生产性服务业FDI和GDP是否存在空间相关性进行检验, 检验结果如表1所示。

结果显示, 除2005年之外, 生产性服务业FDI和GDP的Moran指数值在所有年份都通过了10%的显著性水平检验, Moran’s I值均大于零, 而且呈逐年上升的趋势, 这说明各省市生产性服务业FDI和GDP均呈现出显著的空间正相关性, 且相关程度越来越明显。根据空间相关性的概念可知, 存在空间正相关则表明生产性服务业FDI和GDP的分布均呈现出空间集聚的特征, 相邻地区的生产性服务业FDI值和GDP值是相似的, 这表明某个地区与邻近地区的生产性服务业FDI和经济增长水平相关, 因此, 在研究生产性服务业FDI空间集聚的经济增长效应时有必要考虑空间相关性因素。

(二) 空间计量检验

全局Moran’s I指数已证明生产性服务业FDI和GDP存在明显的空间相关性, 因而, 需要构建空间计量模型进行估计。为了进一步区分空间滞后模型和空间误差模型哪一个更适用, 可采用两个拉格朗日乘数形式LM-lag、LM-error及其稳健Robust LM-error、Ro-bust LM-lag来判断。如果在空间相关性的检验中发现LM-lag比LM-error在统计上更加显著, 那么应该选择空间滞后模型 (SLM) 进行估计;反之, 则选择空间误差模型 (SEM) 。本文采用Geoda1.4.6软件进行检验, 结果显示空间滞后模型 (SLM) 更为适用, 表2为2004-2011年的SLM估计结果。

从表2可知, (1) 生产性服务业FDI (PSFDI) 和经济开放度 (OPEN) 在5%的显著性水平下都通过了显著性检验, 说明生产性服务业FDI以及经济开放度均对各地区的经济增长产生正向的促进作用。如2011年, 生产性服务业FDI流入量每增加1万元, GDP相应增加7.95万元。 (2) 生产性服务业FDI的回归系数比经济开放度的回归系数小, 这说明生产性服务业FDI对经济增长的促进作用比经济开放度对经济增长的促进作用要小。 (3) 从动态的发展过程看, 2004-2011年经济开放度的回归系数变化较小, 总体上有变小的趋势, 而生产性服务业FDI的回归系数变化明显, 总体上呈上升趋势。这说明在对经济增长的促进作用方面, 尽管生产性服务业FDI对经济的促进作用总体上小于经济开放度对经济增长的促进作用, 但是经济开放度对经济增长的作用有弱化的趋势, 而生产性服务业FDI对经济增长的促进作用在不断提升。

五、结论与政策建议

本文将空间相关性纳入分析框架, 借助空间计量的方法, 利用我国24个省市2004—2011年的数据, 对生产性服务业FDI空间集聚的经济增长效应进行实证分析。从全局Moran’s I指数分析来看, 生产性服务业FDI和经济增长均具有较强的空间相关性并呈现出空间集聚的特征, 某个地区与邻近地区的生产性服务业FDI和经济增长水平相关。从空间滞后模型分析看, 生产性服务业FDI对经济的促进作用总体上小于经济开放度对经济增长的促进作用, 但是经济开放度对经济增长的作用有弱化的趋势, 而生产性服务业FDI对经济增长的促进作用在不断提升。

基于以上分析, 我国各省市应进一步吸引生产者服务业FDI以促进经济增长, 同时应加强相邻地区间的交流与合作, 形成经济互助, 充分发挥各地区生产性服务业FDI和经济增长的空间集聚优势来促进我国区域经济的协调共同发展。

参考文献

[1]姚战琪.服务业外商直接投资与经济增长——基于中国的实证研究[J].财贸经济, 2012 (6) .

[2]赵玉娟.服务业FDI对中国的经济效应研究——基于产业结构和经济增长的实证分析[D].苏州大学博士论文, 2010.

[3]黄卫平, 方石玉.生产者服务业外商直接投资与中国经济增长的实证分析[J].当代财经, 2008 (4) .

[4]Bill Goodman, Reid Steadman.Services:Business Demand Rivals Consumer Demand in Driving Job Growth[J].Monthly Labor Review, 2002, 125 (4) :121-156.

[5]陈立泰等.服务业集聚与区域经济增长——基于省级面板数据的空间计量分析[J].西部论坛, 2012 (2) .

生产性服务业FDI论文 篇6

关键词：生产性服务业FDI,制造业FDI,地理集聚

一、前言

全球服务贸易的迅猛发展带来了贸易结构的转变,也使得服务业FDI在国际间流动速度加快。Khaled(2005)、Elmaubzini(2005)、Samir(2005)和Saddi(2005)指出,发展中国家由于其企业技术创新能力的瓶颈和人力资本的缺乏,引进FDI对其经济增长影响并不显著。Michael Mortimore(2004)探讨了拉美市场FDI的进入模式与进入路径。Horst Raff(2008)指出,本国生产性服务业FDI喜好追逐本国制造业FDI,从而形成两者在空间上的积聚。另外,东道国的经济规模是生产性服务业FDI区位选择的重要因素。Ivar Kolstad(2007)利用57个国家1989—2000年的面板数据进行实证研究,指出服务业FDI表现为市场追随型,制度、民主因素比一般的投资风险更能影响服务业FDI,而东道国的贸易开放度对其影响甚微。Aehwa Lee(2009)比较了贸易、FDI两者在长期增长中不同的收敛方式,发现制造业增长率的长期收敛均与贸易、FDI相关;FDI输出国比FDI输入国更容易达到长期经济增长收敛,其中服务业部门收敛的迹象微弱,制造业部门收敛迹象强劲。Aleksandra Riedl(2010)研究发现服务业投入成本低于制造业,因此服务业存量的调整速度快于制造业。由于服务业的不可贸易性与不可储存性使其比制造业更倾向于追逐消费者市场,就地生产就低消费,短期内比制造业更易加剧经济的空间聚集;政府政策对服务业FDI和制造业FDI影响方向迥异,短期对服务业FDI更易带来一定的外部效应,对制造业的影响在长期内才能体现出来。Hiroshi Kurata(2010)主要立足于不可贸易服务业的研究,从福利经济学的角度论证了不可贸易服务业FDI对于母国生产商影响具有不确定性,对东道国的消费者及东道国整个经济的影响为正效应。

本文主要研究影响跨国公司生产性服务业FDI在东道国地理集聚的主要因素。由于服务的经验性购买特征,在跨国公司进入东道国初期,其高质量生产性服务的价值往往会被低估,因此跨国公司生产性服务业FDI首先会趋向于追逐母国制造业FDI,然后才会满足当地下游产业的需求。即使服务业跨国公司提供的服务质量更高,当地消费者也会选择从一个熟悉的、易于评估质量的提供者那里购买此类服务。同理,制造业跨国公司也倾向于从它们熟知的母国服务提供者处购买高质量服务,这就是所谓的“信息壁垒”。在信息壁垒下,跨国公司生产性服务业FDI表现出追随本国制造业FDI的特点。笔者首先利用中国1997—2009年的时间序列数据建立VAR模型进行脉冲响应函数的实证研究,分析得出跨国公司生产性服务业FDI与制造业服务业FDI之间的关系,然后对影响跨国公司生产性服务业FDI空间集聚的其他因素进行分析,建立相关模型进行取舍,最后得出结论。

二、VAR模型下生产性服务业FDI与制造业FDI之间的关系

(一)数据描述

本文截选中国1997—2009年生产性服务业FDI与制造业FDI的数据进行VAR模型的脉冲响应分析,进而研究两者的关系。从表1我们发现,从1997到2009年这13年间中国吸收的生产性服务业FDI飞速增长。尽管1997—2003年间略有下降的趋势,到2004年出现一个跳跃性的增长,达到707 066万美元,是2003年253 897万美元的近3倍,至2009年已迅速增长到1 875 983万美元。

单位:万美元

注:以上数据来自《1998-2010年中国统计年鉴》。

生产性服务业FDI是追随制造业FDI的,特别是在服务业跨国公司进入东道国的初期,信息壁垒的存在使得吸引本地制造业比较困难,因此更多地表现为追随制造业FDI。从图1可以看出,两者的线性变化趋势基本相同,均呈不断递增上升趋势,由于政策、文化、统计等原因,服务业FDI波动相对来说更大。为了考察生产性服务业FDI和制造业FDI之间的动态变化与相互影响,本文对两变量分别取对数为lnFDIpr与lnFDIma,lnFDIpr代表生产性服务业FDI,lnFDIma代表制造业FDI,构建以此为基础的非约束向量VAR模型。VAR(p)模型的数学表达式是:

滞后阶数的选择根据AIC准则和SC准则,考虑到滞后项较多会导致模型自由度减少以及自相关的问题,本文选择VAR(3)模型进行实证分析。首先对数据进行单位根检验与协整检验,结果见表2。

注:括号内第一个字符表示检验类型(c:含截距项,0:不含截距项);第二个字符表示常数项(t含趋势,0为不含趋势);第三个字符表示滞后阶数;E代表残差项;*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著水平上拒绝有单位根的原假设。本文所有的计量均采用eviews6.0软件包完成。

lnFDIpr和lnFDIma变量经过2阶差分已经变成了平稳序列(见表2),其ADF检验值-5.504 0和-3.821 3均小于1%的临界值-2.816 7,拒绝存在单位根的假设。残差项E经过ADF检验后为无截距无常数项的0阶单整,因此两个序列是协整的。依据AIC准则和SC准则我们选择3期滞后的VAR(3)模型,VAR(3)特征方程所有根的倒数都小于1,位于单位圆内,所以模型是平稳的。在VAR模型中参数是否显著不为零不是其最关注的问题,我们保留各个滞后变量。模型的R2值分别为0.960 3和0.9436,调整后R2值分别为0.940 9和0.880 9,AIC值和SC值比较小,LFPR模型拟合度较好,LFMA模型拟合度欠佳,尽管如此,从经济理论的角度来说,模型的结果是合理的。通过对模型的分析我们得到以下结论:(1)滞后1期的制造业FDI每增加1%,生产性服务业FDI减少0.141%。这是由于投资总量不变,最初制造业FDI增加必然带来其他投资的减少,经过一段时间后制造业FDI才会带动生产性服务业FDI的增长。(2)滞后2期的制造业FDI每增长1%,服务业FDI也增长0.035 4%。(3)滞后3期的制造业FDI每增加1%带来的生产性服务业FDI的增长0.263 5%。笔者认为,制造业FDI带动生产性服务业FDI增长的原因是由于其发展带动了母国制造业和东道国制造业对中间产品的需求,从而导致更多的FDI直接流向生产性服务业。

(二)VAR模型下的脉冲响应函数分析

考虑到制造业FDI对生产性服务业FDI的长期影响,我们需要用脉冲响应函数对VAR模型中一个内生变量的冲击(Shock)或新息(Innovation)给其他变量所带来的影响进行分析,得出的结论如下:

当制造业FDI受到一个标准差新息的正冲击后,生产性服务业FDI开始呈现出较为迅速的增长,第2期增长了0.1(a210=1),第3期维持在0.1,到第4期达到最高点0.25(a410=0.25),然后开始慢慢下降,到第9期下降到最低点0.08(a910=0.08),这表明制造业FDI存量受到外部某一条件冲击后,传递给生产性服务业FDI,给其带来正向的持续增长,维持在0.1左右。制造业FDI对于自身受到外部冲击的反应是负向的,第1期下降幅度最大,为0.08(a110=0.08),随着时间增长下降的幅度越来愈小,到第6期基本恢复到最初水平。当生产性服务业FDI受到一个标准差新息的正向冲击后,其自身和制造业对此的反应是负向与正向交替的,呈起伏状态。

表3是对LFPR和LFMA两变量进行的方差分解,方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度,进一步评价不同结构冲击的重要性。我们重点关注的是左边对生产性服务业FDI的方差分解,第一列是预测期,S.E.中数据为各期预测标准误,后面两列分别代表以LFPR和LFMA为因变量的方程新息对各期预测误差的贡献度,每行结果相加为100。从表3可知,制造业FDI对生产性服务业FDI的贡献度是逐期递增的,从第2期开始稳定增长,在第5期达到42.88%,到第9期达到最大贡献度47.99%。

Cholesky Ordering:LFPR LFMA。

三、生产性服务业FDI空间集聚因素的分解

除了制造业FDI,还有其他因素影响跨国公司生产性服务业FDI的集聚。

1.东道国制造业的发展。本文选用制造业总产量作为东道国制造商数量的工具变量,命名为ownedma。

东道国制造业的发展是影响生产性服务业的重要因素。随着东道国顾客信息对称比例的增大,购买跨国公司高质量生产性服务业的经验性增强,东道国制造业对生产性服务业FDI的影响也会加深。东道国制造业规模越大,发展程度越高,对中间产品的需求越强。图2说明了中国1978—2009年制造业产值、服务业产值以及GDP增长的总体情况。制造业产值从1978年的1 607亿美元上升到2009年的146 630亿美元,增长了91.24倍,占GDP的比重基本上保持在0.35~0.45;制造业产值占GDP的比重近10年最低点2002年为39.4%,最高点为2006年42.2%。

2.东道国服务业发展水平。一个国家的经济结构如果以服务业尤其是生产性服务业为主的话,对中间产品要素的需求就越大,对生产性服务业FDI吸收的引力就越强。因此笔者预测东道国服务业发展水平与生产性服务业FDI的吸收为正相关。从图2中可以看出,服务业产值占GDP的比重从1978年到2009年扶摇直上,1978年占GDP的比重仅为23.3%,到2009年上升到43.3%,将近半壁江山。由于中国服务业产值与中国制造业产值ownedma两变量之间高度相关,出现多重共线性,所以笔者选择服务业的就业水平作为代理变量,命名为empl。

3.一国人口的受教育程度。生产性服务业大部分属于知识密集型产业,因此笔者预测东道国受教育的水平会正向影响生产性服务业FDI。事实上,中国的受教育程度提高得非常快,从1997年的0.0676%迅速上升到2009年的0.4%。本文选择1997—2009年中国本科院校每年的毕业生人数与中国总人口数的比例来代表受教育程度,变量命名为re。中国人口受教育程度日益提高,从1997年的0.067 6%上升到2009年的0.4%。

4.贸易开放度。中国的服务业是逐步开放的,从循序渐进到允许外资部分持股到少数持股,最后才到全面持股。由于中国政府对服务业外资大部分是在2004—2005年做出全面开放的承诺,因此笔者将2004年作为一个转折点,设立一个虚拟变量openess,1997—2003年赋值为0,而2004—2009年赋值为1。本文中笔者预计贸易开放度正向影响生产性服务业FDI的存量。

5.东道国的工资水平。从理论上说,中国低廉的劳动力会吸引FDI流入,但这个因素对FDI流入是否具有正向效应还有待验证。这里我们采取中国城镇单位就业人员的年平均工资作为解释变量,命名为wage。

为了消除量纲,除了变量openess,所有的解释变量均取对数,分别命名为ln FDIma,lnownedma,lnre,lnwage。被解释变量命名为ln FDIpr,代表生产性服务业FDI。由于目前中国对服务业FDI的统计数据有限,因变量选择太多会降低其自由度,因此下面笔者将模型分为五种,以此检验各个因变量的显著性以及各个模型的拟合度,从而选择一个最适合的模型(见表4)。

注:*、**、***分别代表在10%、5%、1%的统计水平上显著。

从上述五个模型中笔者选择第三种作为较好的研究结果,尽管模型的拟合程度不是最好的,但系数通过显著性检验的结果是最好的。模型表述如下:

lnFDIpr=-68.3+1.15lnFDIma(-2)+2.67lnownedma-1.51lnre+0.48openess

上述模型选择制造业FDI滞后2期不仅有效消除了多重共线性,而且也具有合理的经济意义。从模型的检验结果我们发现,加入其他变量后,制造业FDI对生产性服务业FDI仍然具有一定积聚作用,制造业FDI每提高1%,生产性服务业FDI即提高1.15%,进一步证明了VAR模型所研究的结果。从实证结果来看,东道国制造业的发展对于服务业FDI的地理积聚具有最积极的作用,四个模型分别通过了显著性检验。研究结果表明,中国制造业产值每提高1%,生产性服务业FDI的存量即提高2.67%。另外,受教育水平(人力资本因素)也以高度的统计显著性通过了检验,但系数与我们的预期恰好相反,为-1.51%,也就是说受教育程度每提高1%,中国生产性服务业FDI存量降低1.51%。笔者是这样理解的:由于中国对外开放的步伐首先是从制造业开始的,服务业尤其是生产性服务业最近几年才逐步开放,随着中国受教育程度的增加,人力资本更多地流入了制造业跨国公司、本国制造业,而流入服务业跨国公司的受教育程度的比例相对来说是下降的。最后一个影响因素是贸易开放度,其实证研究系数的T值以10%的统计显著性通过了检验,也就是说,中国的开放度每提高1%,生产性服务业FDI存量即提高0.48%。

四、结论

本文以中国1997—2009年的数据为研究基础,对跨国公司生产性服务业FDI地理集聚的主要因素进行了分析。高质量服务经验性购买的特性使生产性服务的提供具有道德风险,因为当地消费者最初购买时不能辨认服务质量,这种现状会导致他们偏向于购买本土供应商所提供的低质量服务。这种信息壁垒会随着跨国公司进入的时间而慢慢减弱。如果东道国市场上存在大量的制造业FDI,特别是来自母国制造业FDI会使生产性服务业跨国公司更容易明确服务的质量,能够刺激服务者、提供者提供更多高质量的服务。所以跨国公司生产性服务业在进入初期是追随制造业FDI的。笔者通过对跨国公司1997—2009年对中国生产性服务业FDI与制造业FDI的时间序列进行VAR模型的脉冲响应分析,发现中国生产性服务业FDI的确是追随制造业FDI的。也就是说,影响跨国公司生产性服务业FDI集聚的首要因素就是东道国存在大量的制造业FDI。

河南省服务业利用FDI问题浅析 篇7

1 河南省服务业利用FDI的现状分析

1.1 服务业利用FDI的总量变动分析

从总量变动情况看, 2002-2010年, 河南服务业实际利用外资总额呈逐年快速上升的态势。2002年河南服务业实际利用外资为6852万美元, 2010年增加到143081万美元。

1.2 服务业利用FDI的结构变动分析

数据来源:河南省统计年鉴

从服务业行业结构看, 河南服务业各行业利用外资的结构整体呈相对稳定格局。租赁和商务服务业、房地产业, 以及住宿和餐饮业始终是河南实际利用外资较多的行业。2002-2010年, 三大行业占河南服务业实际利用外资的比重相对稳定;水利、环境和公共设施管理业2007年和2008年都出现大幅上升, 而后回落并相对稳定;新兴服务业如信息传输、计算机服务和软件业、科学研究、技术服务和地质勘查业2009年和2010大幅上升。近年来, 由于由于传统服务业, 国内市场竞争激烈, 利润偏低, 外商投资更多地投向商务服务业、房地产业、计算机服务等现代服务业。

2 河南省服务业利用FDI存在的主要问题

2.1 服务业对外开放不够

对外开放程度的高低直接决定着外资可以进入的领域和规模的大小, 由于我国经济起步较晚, 采取的是逐步对外开放的政策, 某些行业还没有对外放开, 这成为制约服务业对外开放度的一个重要因素。另一方面, 服务涵盖行业较多, 有些是关系民生根本的行业, 不适宜于对外开放, 也影响了服务业对外开放程度, 影响了服务业利用FDI的大小。

2.2 服务业利用FDI规模小、比重低

从表1可以看出从2002年到2010年, 河南省服务业利用FDI数额不断上升, 从2002年的6852万美元增长到2010年的143081万美元, 取得了不小的进展。但是, 服务业与制造业相比较而言, 利用FDI额度无论就总量还是比重来说都偏小。2002年服务业利用FDI占全省当年利用FDI的比例为15.17%, 到2010年也仅为22.91%;而同期制造业占比分别为83.33%和72.39%, 远远高于服务业。

2.3 服务业利用FDI产业结构不合理

从表2可以看出, 我省服务业在利用FDI的产业分布上, 主要集中于交通运输、邮电通信、房地产、批发零售、住宿餐饮等劳动密集型的传统行业;而对诸如信息传输、计算机服务和软件业, 科学研究、技术服务和地质勘查业, 教育, 金融等知识密集型等现代技术服务业投资较少。在当前全省城镇化、市场化、信息化建设以及承接产业转移和产业结构升级优化的过程中, 服务业利用FDI的产业结构不合理布局将会影响到河南省经济的发展进程。

2.4 服务业利用FDI地域分布不均

河南省服务业在利用FDI的分布上存在着严重的两极分化现象, 好的越来越好, 差的越来越差。利用外资较少的地区如开封、濮阳、商丘、信阳、周口、驻马店等地, 无论在利用的额度还是增长比例上都远远落后于利用外资较多的郑州、洛阳、新乡、焦作等地, 形成了分布不均的局面。FDI在进入的区位选择上, 往往倾向于选择基础设施好、产业配套能力强的地域, 而当前我省的经济发展状况是郑州、洛阳、新乡、焦作等地工业基础较好, 服务配套也相对完善, 在省内具有吸引FDI投资的区位优势, FDI的进入又进一步促进了当地经济的发展和设施的完善, 又为下一步吸引外资奠定了基础, 由此也导致了这种不均衡的加剧。

2.5 高素质人才缺乏

河南省属于内陆省份, 相比于沿海开放城市, 经济发展水平相对较低, 引进外资数量也较少。各级管理机构以及企业在这方面的经验都有限, 这方面的人才比较缺乏。尤其是在科技服务、金融保险等知识密集型行业人才缺乏比较严重, 同时, 由于长期以来对服务业不够重视, 高校内部开设的与服务业相关的专业也比较少, 远远不能满足市场的需求, 此外, 培养出来的人才也到经济发展水平高的地方发展。人才的缺乏在一定程度上影响了河南省服务业利用FDI的规模和水平。

2.6 相关法律法规不健全

法制的建设情况是外资很看重的投资环境之一, 可是当前我省在利用外资方面的规范很不健全。一方面国家在服务业的对外上持谨慎态度, 对现代服务业的外资进入设定较高的门槛, 另一方面我省在促进服务业发展, 以及在促进服务业吸引外资方面的现有法规比较抽象, 可操作性不强。这些都在一定程度上制约了我省服务业利用FDI的程度。

3 河南省服务业利用FDI的对策建议

3.1 扩大我省服务业对外开放程度

首先, 各级政府要统一认识, 根据实际情况, 适当降低在服务业某些领域内外资的进入门槛, 扩大对外开放的范围。其次, 要加深河南省服务业对外开放的程度, 努力引进国外高素质的人才, 还有先进的管理经验和技术水平, 促进我省产业的转型升级。此外在实施“引进来”战略的同时, 也要积极实施“走出去”战略, 鼓励有条件的服务业企业到外地、外省、外国发展。

3.2 优化服务业FDI的投资结构

首先, 在产业结构上, 我省服务业利用FDI主要集中于交通运输、邮电通信、房地产、批发零售、住宿餐饮等劳动密集型的传统行业;而对诸如信息传输、计算机服务和软件业, 科学研究、技术服务和地质勘查业, 教育, 金融等知识密集型等现代技术服务业投资较少。因此, 相关部门要制定切实可行的招商引资方案, 引导外资投向现代服务业。

其次, 在地区结构上, 省内服务业FDI多数投向经济、工业基础较好的郑州市、洛阳、新乡、焦作等地, 而其他地域数量少, 因此政府要切实发挥政策的导向性作用, 给工业基础稍薄弱的其他地市以优惠措施, 以吸引FDI的投资, 存进全省经济的均衡发展。

3.3 充分发挥产业集群的作用

产业集群的发展有利于信息、资源的集中, 集群中的企业能购较便利的获取相关资源, 因此要积极发挥产业集群的作用, 创建产业园区, 创造一个良好的引资环境。同时还要利用各集群之间的相互联系性, 整合产业链, 增强集群优势, 增强引资能力。

3.4 创新引资模式

我们引进外资, 主要是为了学习国外先进的技术方法和管理经验, 而合资和合作是较好的学习国外技术的合作模式, 因此, 在引进外资时要鼓励采用中外合资或或合作的组织形式。此外, 还可制定优惠政策, 引导和鼓励外资在我省设立研发机构和工厂, 促进本地机构与国外公司的深度合作, 充分发挥FDI的技术溢出效应。

3.5 加强对服务业利用FDI的监管

我们不管要引资, 对引进来的企业有个良好的规范, 才能促使他们按照我们的发展战略来投资, 因此, 要加强对其的监管。首先, 在设立审批环节, 要对外商投资的方向、经营范围、财务税收以及利润分配等方面进行严格把关, 引导外资投向科技含量高、资源能耗低、产业关联度大的行业;其次, 在后续的经营管理环节, 要严格监管外资服务业的日常经营, 并将其纳入行业统一管理。

3.6 加大人才培养力度

企业的经营, 人的因素有很大作用。人力资源素质的高低也已经成为投资环境的一部分, 也是外商来投资需要考虑的一个重要方面。人才优势往往能形成产业优势, 因此, 我省要积极创造条件, 从外省或外国引进一批高素质的服务业经营人才, 另一方面也要创造条件, 留住本土培养出来的人才, 防止优秀人才外流。

3.7 完善相关法规体系

由于外商投资涉及的主体较多, 所以他的管理就更具有复杂性, 因此, 制定一套统一、规范的服务业引资的法律法规体系很有必要。当前我省关于这方面的立法还不完善, 所以要根据实际情况研究、梳理, 形成一套法规体系, 并监督执行, 为服务业吸引FDI打造一个良好的法制环境。

摘要：服务业的发展对于促进经济增长至关重要, 而FDI又是促进服务业发展的重要因素。本文主要分析了河南省服务业利用FDI的现状, 指出在利用FDI的过程中存在的主要问题, 然后提出解决问题的杜策建议。

关键词：服务业,FDI,对策

参考文献

[1]杨静.中国服务业各行业经济增长与外商直接投资关系实证研究[J].北方经济, 2009 (9) .

[2]胡雄斌.我国服务业产业集群发展战略研究[J].商业时代, 2010 (9) .

生产性服务业FDI论文 篇8

自2001年12月11日中国加入世界贸易组织至今, 我国利用外商直接投资和服务贸易的规模均得到了空前的发展。据国家统计局相关数据显示, 1985年, 我国实际利用外商直接投资19.6亿美元, 到2010年, 增长到1057.4亿美元, 增长了54倍;与此同时, 我国服务贸易进出口总额也由1985年的76.0亿美元, 增长到2010年的3645.0亿美元, 增长了48倍。从细化数据来看, 1992年, 我国服务业实际使用FDI为43.4亿美元, 到2009年, 增长到385.3亿美元, 短短18年间, 增长了近9倍;服务贸易出口额也由1992年的148.4亿美元, 逐年攀升至2009年的1295.5亿美元, 增长了近9倍。上述数据表明, 我国服务业实际使用FDI对服务贸易的出口额可能存在着某些影响, 那么, 我们不禁要问, 服务业实际使用FDI与服务贸易的出口额之间存在着怎样的关系?服务业实际利用FDI是否真的促进了服务贸易出口的增长?

一、我国服务业实际使用F D I的现状分析

首先, 我们从服务业实际使用FDI的规模进行分析。80年代以来, 我国服务业实际使用FDI的规模共经历了三个阶段, 见图1所示。第一阶段, 1992年以前, 是我国服务业使用FDI的起步阶段, 从1984年至1991年的8年间, 我国服务业年均实际使用FDI仅为8.4亿美元;第二阶段, 1992年至2005年, 是服务业实际使用FDI的发展阶段, 这个阶段我国服务业实际使用FDI的规模急剧增长后, 维持平稳波动;第三阶段, 2006年至今, 是服务业实际使用FDI的蓬勃阶段, 随着我国加入世贸组织, 开放承诺逐步兑现, 我国服务业实际使用FDI的规模呈现逐年攀升的态势, 2009年更是达到了385.3亿美元的历史最大值。

数据来源:根据历年《中国统计年鉴》整理得到。

虽然我国服务业实际使用FDI的规模取得了长足的发展, 但是其绝对规模仍然偏小, 它占FDI总额的比重也不高。从图1可以看出, 我国服务业实际使用FDI占FDI总额的比重, 由1984年的最高76.7%, 先直线下降到1990年的11.0%, 而后快速回升至1993年的49.5%, 之后又缓慢下降到2004年的23.2%, 最后逐步攀升至2009年的42.8%, 其比重呈现出“先降后升”、“再降再升”的“W”型变化特征。但是, 就2009年42.8%的水平来看, 我国服务业实际使用FDI占FDI总额的比重仍显著低于65.0%的世界平均水平。

其次, 从服务业实际使用FDI的结构进行分析。我国服务业实际使用FDI的结构是受我国不同时期经济发展水平、外资环境、体制环境, 以及国内外产业政策影响的, 因此, 不同时期的结构特点也各有不同。

数据来源:根据历年《中国统计年鉴》整理得到。

从表1中, 我们能够清晰的发现, 近6年来我国服务业实际使用FDI结构的变化情况, 其特点是, 外商对我国服务业的直接投资始终过于集中, 表现出极大的不均衡性, 利用外资最多的行业始终是房地产业, 每年都保持着榜首的位置, 然后就是租赁和商务服务业。

而在投资结构上变化较大的是批发和零售业, 它占我国服务业实际使用FDI的比重从2004年的5.1%上升到2009年的13.9%, 比重显著提高;而住宿和餐饮业却恰恰相反, 它占我国服务业实际使用FDI的比重则由2004年的5.8%下降到2009年的2.2%;而外商直接投资在我国金融业及交通运输、仓储和邮政业的比例都明显偏低。

大部分外商直接投资仍集中在成熟行业, 这部分资金的流入未能充分引导我国新兴行业的发展与壮大, 对于服务业“等级”的提高更是没有起到明显的推动作用。

二、我国服务贸易出口的规模与结构分析

首先, 从我国服务贸易的规模进行分析。近年来, 在货物贸易不断发展的同时, 我国服务贸易规模不断壮大, 在国际市场上的地位不断提升。服务贸易的进出口总额从1985年的76.0亿美元一路飙升, 到2003年首次突破1000亿美元的整数大关, 达到1020.4亿美元, 5年后该数值再度飙升至3060.4亿美元, 这25年间, 增长了近40倍;与此同时, 我国服务贸易的出口也由1985的45.3亿美元上升到2009年的1295.49亿美元, 增长了28倍。由图2可知, 在1985年至1989年间, 我国服务贸易的进口与出口总额的规模大致相当, 变动的趋势也比较的相近, 年均顺差为13.6亿美元, 但是, 从1993年开始, 我国服务贸易就一直处于逆差状态。其中, 1995年、2002年和2009年这3年的逆差值较大, 都超过了150亿美元, 2009年更是达到历史峰值294.0亿美元。

数据来源:根据历年《中国统计年鉴》整理得到。

其次, 从我国服务贸易的出口结构进行分析。虽然我国服务贸易经历了几十年的发展, 但其出口结构仍过于集中, 位居前列的始终是运输服务和旅游服务, 见图3所示, 两者相加所占的比重一直维持在50%以上 (2009年例外) , 而且, 1997年至2009年的这13年间, 其平均比重也为59.9%。

数据来源:根据历年《中国统计年鉴》整理得到。

其中, 运输服务的比重大体呈现逐年扩大的趋势, 从1997年的12.0%一路升至2008年的26.1%, 但2009年受金融危机的影响下降到18.2%;旅游服务在2002年之前, 每年的比重都超过40%, 2003年受“非典”影响, 下降至37.2%, 之后便继续向下, 直到2009年才止住下滑的步伐。

而知识密集型的保险服务、计算机和信息服务、专有权利使用费和特许费、通讯服务及金融服务占服务贸易出口总额的比重则很小, 就2009年来说, 这五个行业的比重总和也仅为10.8%。

三、服务业实际使用FDI对我国服务贸易出口影响的实证分析

我们对服务业实际使用FDI和我国服务贸易出口的现状进行了分析, 下面, 我们就二者关系进行讨论。理论上来说, 服务贸易出口受诸多因素的共同影响, 因此, 我们在研究两者关系时, 还应同时考虑其他因素。

历史研究已经表明, 一个国家或地区服务贸易出口额的大小, 可能受到本国服务业发展水平的影响, 可能受到本国货物贸易出口规模的影响, 同时, 还可能受到国内消费水平的影响。

其中, 受到本国服务业发展水平的影响, 是因为服务贸易区别于货物贸易的一个显著特点就是“不可储存性”, 这使得生产者与消费者之间需要有良好的互动感, 也就是说服务的生产过程在很大程度上影响了消费者对服务的最终评价, 因此, 国内服务业发展水平较高的国家由于已经积累了丰富的优质服务的生产经验, 能够高效率地提供顾客满意的服务, 这样它在国际市场上也就具有较强的竞争实力, 从而其服务贸易的出口额也就越大。

受货物贸易出口额大小的影响是因为, 一方面, 相当比重的服务贸易是为相关货物的出口服务的, 如国际保险服务、货运服务、进出口信贷服务和维修服务等;另一方面, 根据“波特”的理论, 跨国的商务活动是产业国际竞争力的重要影响因素, 货物贸易出口市场领先的国家积累了丰富的国际商务活动经验, 有助于其更好地开展国际服务贸易, 从而带动了其服务贸易的出口。

受国内消费水平的影响是因为, 根据波特的“钻石”模型, 一个国家或地区服务业的国际竞争力还受到国内服务需求的影响, 即受到国内消费水平的影响。国内服务需求越高, 越能推动国内服务业的发展, 进而向国际市场提供服务的能力也就越强。当然, 若国内需求过大, 也可能导致服务对象过多集中在国内, 进而抑制国内服务贸易的出口动机。

对此, 本文将选取服务贸易出口额作为被解释变量, 用EXS表示, 并结合上述影响因素, 选取服务业实际使用FDI的规模、第三产业增加值 (度量本国服务业发展水平) 、货物贸易出口额 (度量本国货物贸易出口规模) 和城镇居民可支配收入 (度量国内消费水平) 作为解释变量, 分别用FDIS、GDPS、EXG和IC表示, 建立回归模型。

数据来源:根据历年《中国统计年鉴》整理得到。

注:EXS是服务贸易出口额, 它由《中国统计年鉴》“国际收支平衡表”摘得;EXG是我国货物贸易出口额, 它由《中国统计年鉴》“国际收支平衡表”摘得;FDIS是我国服务业实际使用FDI的数额, 它由《中国统计年鉴》“按行业分外商直接投资”表中除农林牧渔业、采矿业、制造业、电力燃气及水的生产和供应业、建筑业以外剩余行业实际使用FDI相加得到;GDPS是第三产业增加值, 它由《中国统计年鉴》“第三产业增加值”表摘得, 并以当年平均汇率折算成万美元;IC是城镇居民可支配收入, 它由《中国统计年鉴》“城乡居民家庭人均收入及恩格尔系数”表摘得, 并以当年平均汇率折算成万美元。

首先, 对所有变量进行平稳性检验。使用ADF单位根检验, 检验结果见表3所示:

检验结果表明, 在90%的置信水平下 (EXG例外, 它是在95%的置信水平下) , 所有变量经过一阶差分运算后都为平稳序列, 即EXS、FDIS、EXG、GDPS和IC序列都为一阶单整序列, 说明他们之间可能存在长期稳定的变动关系, 即协整关系。

然后, 对所有变量进行格兰杰因果检验。检验各解释变量与被解释变量之间的格兰杰因果关系是否存在, 检验结果见表4所示。

检验结果表明, 在0.05的显著性水平下, 可以认为FDIS和EXG是EXS的格兰杰原因, 而GDPS和IC不是, 我们在建模时予以剔除。

其次, 进行协整检验。建立EXS与FDIS和EXG的回归方程式, 见式 (1) 所示:

对模型残差序列, 进行ADF平稳性检验, 检验结果表明, 在0.05的显著性水平下, 模型残差序列是平稳的, 因此, 我们可以认为EXS、FDIS和EXG确实存在着长期稳定的变动关系, 即协整关系。

最后, 检验模型残差序列的序列相关性和正态性。采用拉格朗日乘数检验, 检验模型残差序列的相关性, 检验结果如下:

检验结果表明, 在0.05的显著性水平下, 模型残差序列已不存在序列相关。

再对模型残差序列进行JB检验, 即正态性检验, 检验结果如下:

检验结果表明, 在0.05的显著性水平下, 模型残差序列已通过正态性检验。

综合来看, 式 (1) 的R2和F值都很大, 且模型残差序列满足正态性, 也不存在序列相关, 故式 (1) 的拟合效果较好, 可以作为分析使用。

由式 (1) 我们可知, 服务业实际使用FDI和货物贸易出口额的回归系数均为正数, 表明我国服务业实际使用FDI和货物贸易出口对服务贸易出口的促进效应要明显大于其替代效应, 即服务业实际使用FDI和货物贸易的出口对我国服务贸易出口的总体影响是正的。

详细来说, 第一, 服务业实际使用FDI对我国服务贸易的出口有促进作用。式 (1) 表明, 服务业实际使用的FDI每增加1个单位, 我国服务贸易的出口额将增加0.7846个单位, 且两者之间存在着长期稳定的变动关系。这种关系主要是由于, 一方面, 外商直接投资企业通过承接离岸服务外包实现服务的出口, 另一方面外商直接投资的进入改善了我国的资本质量, 带来了先进的技术和管理经验, 同时在我国服务部门产生了竞争和示范效应, 进而有力地促进了我国服务贸易的出口。

第二, 商品贸易的出口对服务贸易的出口有拉动作用。式 (1) 表明, 商品贸易的出口每增加1个单位, 服务贸易的出口将增加0.0805个单位, 商品贸易对服务贸易的出口确有拉动作用, 但拉动作用略显不足 (仅0.0805个单位) , 这主要是因为, 我国服务业的起步较晚, 服务业的发展严重滞后于制造业的发展, 致使目前我国国内服务贸易的发展水平并不能给货物贸易的出口提供足够的支持。

然而, 尽管我们在理论层面认为国内服务业的发展水平和国内消费水平是服务贸易出口的影响因素, 但是通过格兰杰因果检验已经证明, 这两个变量并不是服务贸易出口的格兰杰原因, 换句话说, 这两个变量及其滞后项在线性回归中均不能解释服务贸易出口额的变动。

四、促进我国服务贸易进一步发展的政策建议

基于我国服务业实际使用FDI规模和服务贸易出口的现状分析, 以及我国服务业实际使用FDI与我国服务贸易出口的实证分析, 我们提出以下三点政策建议:

首先, 要充分利用我国服务业实际使用FDI来提升我国服务业的发展水平, 增强我国服务业的国际竞争力, 进而提高我国服务贸易的出口。历史经验表明, 在一国服务业引进外资的同时引进竞争机制、先进技术和管理经验, 能够有效地提升本国服务业的对外竞争力, 促进服务贸易的出口。尽管服务业发展水平并没有成为服务贸易出口的影响变量 (第三产业增加值GDPS) , 但是服务业作为服务贸易发展的产业基础是毋庸置疑的, 因为较高的服务业发展水平必然成为大力发展服务贸易的基础。而且, 根据上文的研究, 我们发现服务贸易出口始终是服务业发展水平的原因, 服务贸易出口在长期内将对我国服务业发展水平的提高起到一定的促进作用。

其次, 要扩大我国服务业实际使用FDI的规模, 进一步调整服务业外商直接投资的流向。“十二五”规划中已明确提出要提高利用外资的水平, 同时, 我国利用外资要优化结构, 扩大金融、物流等服务业对外开放程度, 引进优质资源, 提高我国服务业的国际化水平。由上文分析可知, 2002年以来我国服务业实际使用FDI占FDI总额的比重, 虽然整体上呈现上升趋势, 但与发达国家相比还相差甚远。因此, 我国今后引进外资的政策应有针对性的向服务业倾斜, 以进一步提高我国服务业利用外资的规模和比重。另外, 我国外资流入的行业结构也不够合理, 这些外资一直集中于传统的房地产业及租赁业, 而新兴产业使用外资的比重较低, 所以需要利用相关政策鼓励和引导外资流向高附加值的知识密集型行业, 以促进我国产业结构的优化升级。

生产性服务业FDI论文 篇9

自我国入世以来, 外商直接投资逐渐大规模涌入我国。2003年我国引进外商直接投资总量超过美国, 成为世界第一大外商直接投资引进国, 在这种背景下, 我国服务业外商直接投资规模也在不断扩大。据统计资料显示, 2000年我国服务业实际利用外商直接投资120亿美元, 2013年已达近千亿美元。由此可以看出, 服务业已取代制造业, 成为我国FDI结构中的重要组成部分。随着服务业FDI的大量涌入, 我国服务业结构和经济结构都发生了很大的变化, 服务业FDI正对我服务业经济增长以及我国国民经济的增长产生着巨大影响, 不同类型的服务业FDI对经济增长的影响程度也有所不同。

1 文献综述

服务业分为生产性服务业 (也称为生产者服务业Producer Service Industry) 和消费性服务业 (也称为消费者服务业Consumer Service Industry) , Greenfield (1966) 最先提出生产者服务业的概念, 他认为, 主要向生产者提供服务产品的服务业相当于服务业的中间产品。一般的研究认为, 生产性服务业是指从制造业中分离出来的, 为生产者提供中间产品或服务的产业。服务业外商直接投资 (SFDI) 是指针对于服务业的外商直接投资, 按服务业的类别分为生产者服务业外商直接投资 (PSFDI) 和消费性服务业外商直接投资 (CSFDI) 。众多理论及实证研究表明, 外商直接投资与国家经济的发展存在强烈的正相关关系。国内外许多经济学者利用内生经济增长理论框架研究FDI对经济增长的作用, 并得出FDI以资本存量, 技术诀窍及相关技术组合等不同方式对经济增长产生影响。

Findlay (1978) 首次强调了外商直接投资对东道国技术进步的影响, 他认为, FDI对东道国技术进步的促进主要是通过两种方式实现: (1) 外资企业对国内企业的技术溢出, (2) 外资企业对国内企业的相对要素生产率的优势将带动东道国的技术进步[1]。之后有大量研究基于服务业FDI的技术进步效应展开, Markusen (1989) 运用比较静态模型研究发现, 服务业FDI有利于东道国技术进步和经济福利的增加[2]。Schive (1990) [3]、Kueh (1992) [4]、Jansen (1995) [5]等的研究的一致结论是, FDI在促进资本形成, 技术进步, 制度变革, 出口和就业等方面有促进作用。Mehrene和Koechlin (1999) 在研究中提到, 内资企业可以通过向外资学习技术而降低生产成本[6]。

早期关于外商直接投资对东道国技术进步影响的研究多数是以制造业为研究对象, 关于服务业外商直接投资的技术进步效应的研究很少。随着服务业的不断发展, 许多研究人员才开始关注SFDI对经济增长的效应。

Vernon (1966) [7]、Hummer (1976) [8]、Dunning (1981) [9]等认为一般的FDI研究理论及方法, 同样适用于服务业FDI。Blomstrom和Sjoholm (1999) 研究指出, 本地资本参与到外商投资的项目中, 有利于本土企业学习外资企业的技术, 从而促进溢出效应的吸收[10]。Francois和Woerz (2007) 对OECD国家1994~2004年的货物与服务贸易的面板数据研究发现, 服务业FDI的增加, 能显著提升一国制造业部门, 尤其是技能和技术密集型产业的技术水平和竞争力[11]。

国内学者对服务业FDI的理论研究始于20世纪年代末, 且多数研究都侧重于SFDI对经济增长等方面的影响, 关于SFDI的技术进步效应的相关文献较少。

王洛林, 江小涓 (2000) 指出外商直接投资对东道国经济有改善资产质量、促进技术进步、改善产业结构等作用[12]。张诚, 张艳蕾等 (2001) 对我国FDI技术溢出渠道进行了研究[14]。接玉芹, 潘东波 (2007) 通过实证研究指出, 我国服务业外商直接投资与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系[15]。庄丽娟, 贺梅英 (2005) 对中国服务业外商直接投资与经济增长的关系进行了实证研究, 结果表明, 技术效应是服务业外商直接投资影响中国经济增长的主要路径之一[16]。黄卫平, 方石玉 (2008) 利用中国1991~2005年的数据, 考察了中国生产者服务业FDI和GDP增长之间的关系, 研究表明, 两者之间存在强烈的正相关关系[17]。张亚斌, 刘靓君 (2008) 对我国31个省市面板数据进行分析, 研究生产性服务业对我国经济增长的影响, 结果表明生产性服务业对我国经济增长有重要作用[18]。李慧 (2009) 利用中东欧7国的1995~2006年的面板数据研究了5类FDI与经济增长、社会生产率和社会就业之间的关系, 研究发现, 只有中高技术和非知识密集型FDI对经济增长有促进作用[19]。何青松, 张培英等 (2012) 运用空间面板计量模型, 考察了我国生产性服务业FDI对工业企业的空间技术溢出效应, 结果表明服务业FDI省域之间有正空间溢出效应[20]。赵玉娟 (2011) 以FDI为研究对象, 对中国17个省市2002~2008年的数据进行计量分析, 探讨了服务业FDI对中国经济增长的技术进步效应, 实证结果表明, 在研究期间, 服务业FDI为中国经济增长的综合技术进步效应为负[21]。

从以上研究中可以看出, 目前关于SFDI的研究大都从整体层面着手, 考虑SFDI与经济增长间的关系, 并没有涉及到SFDI本身的内部结构问题, 有学者曾在研究中提到生产性服务业和消费性服务业外商直接投资对经济增长的影响程度不同, 但并没有得出具体实证结果。因此本文拟在前人研究的基础上, 基于服务业外商直接投资的结构性差异, 将我国服务业分为生产性服务业和消费性服务业, 通过对我国SFDI总体样本和东西部地区样本的比较分析, 系统地研究我国不同类型的SFDI的技术进步效应及其与经济增长的关系。

2 研究背景

2.1 理论模型

本文以内生经济理论为基础, 从技术进步层面考察我国服务业FDI结构对经济增长的影响, 在内生经济增长模型中, 技术进步被认为是内生因素。考虑C-D生产函数:

在新古典增长理论中, 技术进步通常被表示为常数项Ait所表示的残值, 用来度量全要素生产率, 式中的i表地区, t表示时间。本文假定生产性服务业FDI和消费者服务业FDI都是影响我国TFP的因素, 基于内生经济增长理论, 借鉴Levin和Raut (1997) 的建模思想, 对模型 (1) 中的Ait作如下变换, 建立服务业FDI内生化技术进步的表达式:

式中psfdiit和csfdiit分别表示i地区t时期的生产性服务业实际利用外资总额和消费性服务业实际利用外资总额占该地区本年实际总投资的比值, 用来度量外资企业企业的技术溢出。PSFDit和CSFDit分别表示i地区t时期的生产性服务业实际利用外资总额和消费性服务业实际利用外资总额, θ, μ为比重系数, 分别度量了服务业外资企业的技术溢出水平, γ和σ是生产性服务业和消费性服务业外资企业与内资企业的相对生产率系数, 用以度量外资企业由于相对生产率优势所带来的技术进步效应。

基于Findlay (1978) 的研究理论, 模型 (2) 可以理解为, 服务业外商直接投资通过以下两条路径影响TFP从而影响经济增长: (1) 提高外资企业自身的相对要素生产率 (θ, μ) ; (2) 通过外资企业对内资企业的技术溢出 (γ, σ) 。因此, PSFDI和CSFDI者对TFP影响的综合效益是由系数θ, μ和γ, σ共同决定的, 根据Levin和Raut的思路, 设生产性服务业FDI和消费性服务业FDI的综合技术进步效应分别为αp, αc

将 (2) 式代入 (1) 中得

对 (5) 式两边取自然对数得

利用近似估计当x很小时, ln (1+x) 趋近于x, 因此将 (6) 式进行近似处理可得到本文的实证模型:

2.2 变量说明和数据来源

根据我国《国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》, 本文中研究的生产性服务业包括交通运输、仓储和邮政业、信息传输和计算机服务业、金融保险业、租赁和商务服务业、科学研究和技术服务业、水利和地质勘查业。消费性服务业包括:建筑和房地产业、批发零售业, 住宿和餐饮业、居民服务业和其他服务业。由于某些省市没有服务业具体行业的分类数据, 本文的样本取自我国17个省市2005~2012年的面板数据。由于本文的研究样本只包含我国17个省市, 其中东部地区省市有8个, 为了避免中西部样本数过少导致出现伪回归现象, 本文在研究中将中西部地区数据合并为西部地区进行讨论。

Yit为各省市各时期GDP (亿元) , 数据来源于国泰安数据库, 宏观经济研究数据库。

Psfdi、Csfdi分别由生产性服务业FDI和消费性服务业FDI与各省GDI的比值表示。FDI数据选用的是各省服务业每年实际利用外商投资额, 数据来源于各省统计年鉴或各省《全社会经济与发展统计公报》。FDI的统计单位为万美元, 研究中用每年平均汇率将其换算为人民币 (亿元) , 汇率数据来源于中国人民银行网站。

GDI:各省每年新增投资总额, 数据来源于各省市统计年鉴。

K:各省市固定资本存量, 由于我国现有的统计资料中没有专门的固定资本存量数据, 本文采用永续盘存法以2000年为基期计算各省的资本存量, 基本计算公式为:

上式中Kit代表i省t年的资本存量, Iit代表i省t年的固定资产投资, δK代表资本折旧率, 固定资产投资额数据来源于各省统计年鉴, δK采用多数文献中采取的5%计算, 基期资本存量的计算公式为, gK代表固定资产投资的年平均增长率。

L:各省每年劳动投入量 (万人) , 数据来源于国泰安数据库。

3 实证检验

3.1 研究方法

本文研究的是面板数据, 理论上研究面板数据的方法包括固定效应模型 (FE) , 随机效应模型 (RE) , 混合最小二乘法 (PLOS) 以及广义最小二乘法 (FGLS) 等。本文的模型选择方法为:运用LM检验确定是用POLS还是RE, F检验确定用POLS还是FE。若LM和F检验均显著, 则拒绝POLS。再运用豪斯曼检验确定选择RE还是FE。在选择了固定效应的基础上要对面板数据的残差进行检验, 看数据是否存在自相关或异方差。本文的数据处理通过sdata.12软件实现。

3.2 结果分析

由表1~3可见, LM检验和F检验结果均显著, 拒绝了POLS模型, 豪斯曼检验结果拒绝了随机效应模型, 残差检验结果表明数据间存在明显的异方差, 因此本文最终选择了消除异方差和自相关的广义最小二乘法 (FGLS) 。

3.2.1 全国层面

由表1可得, θ=0.744, γ=0.032, μ=-3.689, σ=0.608, 分别将数据代入 (3) (4) 中计算值得:

上述结果表明, 就国家总体而言我国生产者服务业FDI的技术进步综合效应明显, θ=0.744表示我国生产性服务业FDI占国内总投资的比值每上升1个百分点, 将对国民经济增长产生0.744个百分点的促进作用, 说明生产者服务业FDI能通过促进全要素生产率来促进经济增长。而μ=-3.689, 且消费性服务业FDI的技术进步综合效应为负值, 说明我国消费性服务业FDI占国内总投资的比例每上升1个百分点, 将对国民经济增产产生3.689个百分点的阻碍作用, 表明我国消费者服务业FDI并不能通过提高我国服务业全要素生产率而对经济增长产生促进作用, 反而阻碍了我国服务企业的技术进步。

注:***为1%水平上显著;**为5%水平上显著;*为10%水平上显著, 括号内数字是标准差。表2, 表3中符号含义同表1。

3.2.2 东部地区

表2是对我国东部地区的面板数据进行回归得出的模型估计结果, 由表中数据可知, θ=0.948, γ=0.001, μ=-1.052, σ=0.019, 按公式可计算出αp=18.607, αc=-0.508。

由上述结果可知, 我国东部地区生产性服务业FDI的综合技术进步效应约为18.607, 有明显的促进作用。东部地区生产性服务业FDI占国内总投资的比例每提高1个百分点, 对该地区的经济增长产生0.948个百分点的促进作用, 这说明生产者服务业FDI对我国东部地区存在技术溢出效应。

东部地区消费性服务业的综合技术进步效应为-0.508, 表示消费者服务业FDI对东部地区的技术进步存在阻碍作用。东部地区消费性服务业FDI占国内总投资比例每提高1个百分点, 将对经济增长产生1.052个百分点的阻碍作用, 这说明东部地区生产性服务业FDI没有对中国服务企业带来技术溢出。

3.2.3 西部地区

由表3中数据可得, θ=0.139, γ=0.009, μ=-3.148, σ=-0.003, 将数据代入式 (3) , (4) 中计算技术进步综合效应:αp=-0.174, αc=-0.036。

结果表示, 西部地区生产性服务业FDI和消费性服务业FDI的技术进步综合效应均为负, 表明两者均对技术进步存在阻碍作用。表示西部地区生产性服务业FDI占西部地区国内总投资的比值每增加1个百分点, 对该地区的经济增长产生0.139个百分点的促进作用, 说明西部地区生产性服务业FDI对该地区的中国服务企业存在较小的技术溢出效应。

消费性服务业FDI的技术进步综合效应为负, 说明西部地区消费性服务业FDI对服务业技术进步有阻碍作用。消费性服务业FDI占国内总投资比例每提高1个百分点, 将对经济增长产生3.48个百分点的阻碍作用。

3.2.4 地区比较及分析

表4是对上述实证结果的汇总比较, 从表4中可以看出全国以及东西部地区的服务业FDI对技术进步和经济增长的影响是存在显著差异性的。

(1) 生产性服务业FDI对经济增长都是有促进作用的, 但影响程度有所不同, 其中, 东部地区促进作用最大, 高于全国平均水平, 而西部地区生产性服务业FDI对经济增长的促进作用较小。

(2) 消费性服务业FDI对经济增长有阻碍作用, 但对东部地区的阻碍作用明显低于全国和西部地区。

(3) 从技术进步角度来看, 各地区消费性服务业FDI的技术进步综合效应均为负, 说明消费性服务业FDI对国内服务业不存在技术进步效应。而生产者服务业在全国层面和东部地区的技术进步效应均显著为正, 但西部地区的技术进步效应为负。

对于上述差异, 本文作以下分析:

生产性服务业主要是为生产者服务, 而东部地区的制造业等相对比较发达, 制造业等于生产性服务业的关联效应是东部地区生产性服务业技术进步效应高于其他地区的可能原因之一, 而东部地区的经济发展水平较高, 在人力资本方面的优势, 使得该地区对技术溢出的吸收能力较高, 从而综合技术进步效应水平高于西部地区及全国平均水平。

西部地区θ, γ均为正值而生产性服务业FDI的技术进步综合效应为负, 表明我国西部地区并没有有效吸收生产性服务业FDI带来的技术溢出, 说明西部地区对技术进步的吸收能力不足。

4 结论

本文以我国17个省市的服务业FDI为对象, 研究了2005~2012年期间服务业利用外资结构于经济增长的关系。以新古典经济理论模型为基础, 从技术进步角度, 利用面板数据模型, 研究了我国生产性服务业FDI和消费性服务业FDI对经济增长和技术进步的贡献, 并分别研究了我国不同地区服务业利用外资结构对经济增长和技术进步的差异。

在研究期间, 我国生产性服务业FDI会促进国民经济增长, 且生产性服务业FDI对中国服务业企业存在技术溢出效应。我国消费性服务业FDI会抑制经济增长, 消费性服务业FDI对中国服务企业并不存在技术溢出。东部地区生产性服务业比例较高, 东部地区生产性服务业FDI的综合技术进步效应高于全国平均水平, 说明该地区的服务业FDI结构较为合理。而中西部地区服务业FDI综合技术进步效应为负, 且生产者服务业FDI对经济增长的促进作用业较小, 说明中西部地区的服务业FDI结构并没有达到合理水平。

基于以上分析, 生产性服务业FDI能够有效促进我国经济增长和技术进步, 消费者服务业FDI对不同地区的经济有着不同的程度的阻碍作用, 因此我国服务业在大量引进外资的同时, 应优先发展生产性服务业FDI, 合理限制消费性服务业FDI的增加。国内服务性企业要注重服务质量的提高, 加强企业技术吸收能力的建设, 尤其是西部地区, 要在大力发展服务业的同时, 优化服务业结构。