外商直接投資與服務業發展的實證研究

李夏玲，田澤永

（江蘇理工學院 商學院，江蘇 常州 213001）

0 引言

上世紀90年代以來，世界各國的產業結構逐漸從制造業向服務業過渡轉移，服務業正在成為發達國家和新興經濟體的支柱產業，各國服務業市場也在逐漸向外商直接投資降低市場準入門檻，使得服務業利用外商直接投資規模不斷增長，達到整體的2/3。近年來，隨著我國入世承諾的不斷履行以及ECFA和CEPA的不斷深入，我國各類服務業不斷推進向外資開放的進程，對華投資逐漸向服務業領域傾斜，2012年我國實際利用外資1117.2億美元，其中服務業實際利用外資額繼續超過制造業實際利用外資額，達到571.96億美元，占比達51.2%；制造業實際利用外資488.7億美元，占比43.7%。服務業外商直接投資一方面促進了我國服務業的發展，另一方面也為我國產業結構的升級調整起到了促進作用。

在服務業利用外商直接投資方面當前沒有專門的理論解釋，但是隨著外商直接投資向服務業的不斷轉移，學者們在分析和研究這一現象時，逐漸形成共識認為現有的國際投資理論不僅能解釋制造業跨國投資問題，也能夠在一定程度上解釋服務業利用外商直接投資現象。

當前的研究成果大多將研究對象集中于服務業整體，沒有考慮到各類服務行業的要素密集特點，這樣的研究結果難以對具體行業引進外商直接投資起到政策建議作用。考慮到制造業跨國投資理論可以適用于服務業，本文借助制造業中要素密集部門的劃分方法，將我國服務業產業類型分為三類，從而分析各類型服務業利用外商直接投資與服務業發展的協整關系。

1 服務業內產業類型的劃分標準

在對上述猜測進行實證分析之前，先要對服務業進行分類，以分析不同類型的服務業利用外商直接投資對各自服務業發展所起的作用。

按照制造業要素密集部門的劃分方法，勞動密集型行業是指生產中勞動力工資與技術和設備支出相比，勞動力工資支出比率較大的行業，其衡量標準可以是勞動力工資與設備折舊占生產成本的比重；資本密集型行業是指每個勞動力所占用的固定資本和流動資本金額較高的行業；知識密集型行業是指集中眾多中高級技術人員生產高精尖產品的行業，衡量標準可以是中高級技術人員占全行業人員的比重。考慮到制造業跨國投資理論可以在一定程度上解釋服務業國際投資現象，本文借鑒上述要素密集部門的劃分方法，同時參考鄒琪（2010）的方法，將我國2003年印發的《三次產業劃分規定》中服務業劃分為三類：知識密集型服務業、勞動密集型服務業和資本密集型服務業。劃分原則如下：

1.1 行業中技術人員數量

之所以采用該劃分原則是借鑒了制造業中知識密集型行業的衡量方法。若某服務行業中技術人員數量超過行業總平均水平且超出2倍，則將該行業歸入知識密集型服務業；如果低于行業總平均水平，則將該行業歸入勞動密集型服務業類別。如果處于兩者之間，則采用第三劃分原則。

1.2 行業中人均固定資產

考慮到各類服務業流動資本數據較難獲取因此本文只考慮固定資本。如果某服務業行業中人均固定資產超過行業總平均水平，則將該行業歸入資本密集型服務業；如果低于行業總平均水平，則將該行業歸入勞動密集型服務業類別。如果某服務業人均固定資產與行業總平均水平持平，則采用第三劃分原則。

1.3 職工平均工資水平

考慮到具有知識密集性、資本密集性特點的服務行業從業人員工資水平普遍高于具有勞動密集性特點的服務行業從業人員工資水平，因此本文引入職工平均工資水平作為勞動密集型服務業和知識密集型服務業、勞動密集型服務業和資本密集型服務業的劃分原則。

根據以上劃分原則，本文將我國15個服務行業劃分為三類：知識密集型服務業包括金融、教育、衛生、文化、體育和娛樂業，計算機軟件與信息加工傳輸服務、人力資源開發服務、市場服務和商務組織服務等；勞動密集型服務業包括批發和零售業、住宿和餐飲業、居民服務和其他服務業、社會組織和公共管理等；資本密集型服務業包括交通運輸、倉儲和郵政業，房地產業，水利、環境和公共設施管理業。

2 實證研究

2.1 計量模型

美國經濟學家Sims于1980年提出了向量自回歸模型（VAR），該計量方法能夠有效回避結構化模型的要求，目前廣泛應用于宏觀經濟變量之間的衡量和分析隨機擾動對變量的動態影響。構造VAR模型時各類經濟變量之間不需要存在理論上的經濟關系，該模型采用多方程聯立的形式，在這些方程中，每個變量都是模型中其他變量的解釋變量，每個變量既包括自身變量的滯后值也包括其他變量的滯后值。

為了印證本文的猜測，本文根據服務行業的要素密集特點分別建立3個VAR模型，即Y1表示知識密集型服務業增加值，X1表示該類型服務業利用外商直接投資存量；Y2表示資本密集型服務業增加值，X2表示該類型服務業利用外商直接投資存量；Y3表示勞動密集型服務業增加值，X3表示該類型服務業利用外商直接投資存量。本文的計量模型如下：

2.2 數據來源與處理

本文實證研究所使用的樣本數據為年度數據，樣本期為1985～2012年，來源于《中國統計年鑒》。各類型服務業增加值數據用消費價格指數（1985年=100）進行平減，以消除價格波動的影響；各類型服務業利用外商直接投資存量采用各年人民幣對美元的平均匯率換算成人民幣，然后再用消費價格指數進行平減。考慮到數據的自然對數變換既能夠消除時間序列中存在的異方差現象又不改變原來的協整關系，本文將所有處理后的數據進行自然對數變換。

2.3 實證分析

2.3.1 ADF平穩性檢驗

為了防止模型分析時處理到非平穩時間序列，有必要在計量分析前對數據變量的平穩性進行檢驗，這是因為當模型中出現非平穩時間序列數據時，將出現計量經濟分析中傳統的估計和檢驗統計等結果失效現象，即存在虛假回歸現象。數據平穩性檢驗方法有很多且各有特點，考慮到VAR模型對變量的要求本文采用增廣DF檢驗法對變量和差分變量進行平穩性檢驗。由表1可知，變量x2在5%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，而其他變量在5%的顯著性水平上都未通過平穩性檢驗，但各變量的二階差分變量在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的假設，二階差分平穩。考慮到VAR模型對變量同階單整的要求，本文對所有序列變量進行了二階差分處理，同時也表明服務業利用外商直接投資與服務業發展上存在長期穩定的均衡關系。

表1 ADF檢驗結果

2.3.2 模型最優滯后期的確定

選擇模型內生變量的滯后期是VAR模型的關鍵。如果滯后期選擇不當，很可能導致出現不利的分析結果。基于本文選擇的變量，本文依據LR統計量、FPE、AIC、SC與HQ5個常用的VAR模型滯后結構確定準則進行篩選，結果如表2所示。根據下表的檢測結果，所有的準則都選擇最優滯后期為1，所以本文選用VAR(1)模型。

表2 向量自回歸模型滯后期的確定標準

2.3.3 模型穩定性檢驗

對模型進行穩定性檢驗，確定此模型是否滿足VAR模型的穩定性條件。如果VAR模型特征方程的全部根的倒數值都在單位圓內，說明VAR模型是穩定的，否則模型是不穩定的。非穩定的VAR模型是無法進行脈沖響應函數分析的。從圖1特征根檢驗可以看出，VAR(1)模型是穩定的。

2.3.4 格蘭杰因果檢驗

圖1 模型單位根檢驗

格蘭杰因果檢驗的原理是考查當解釋變量在對其他變量（包括自身的過去值）回歸時，把解釋變量的滯后值包括進來能否顯著地改進對被解釋變量的預測，如果可以顯著地改進對被解釋變量的預測，則認為該解釋變量是被解釋變量的格蘭杰原因。由于格蘭杰因果檢驗對解釋變量的滯后階數敏感性很強，因此通常需要檢驗若干個不同滯后期的格蘭杰因果關系，結論相同時，才可以最終下結論。為了確定各解釋變量之間的相互關系，本文對VAR模型中的變量進行滯后期為4的格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗結果

從表3可以看出：在5%的顯著水平下，知識密集型服務業利用FDI（Lnx1)是知識密集型服務業增加值(lny1)的格蘭杰原因；資本密集型服務業利用FDI（Lnx2)是資本密集型服務業增加值(lny2)的格蘭杰原因；勞動密集型服務業利用FDI（Lnx3)不是勞動密集型服務業增加值(lny3)的格蘭杰原因，這表明知識密集型服務業和資本密集型服務業的開放能促進這兩類服務業的發展，而勞動密集型服務業對外資的開放不能帶來該類服務業的發展。

2.3.5 脈沖響應

對VAR模型而言，單個系數的估計值的經濟解釋是困難的，因此在VAR模型中，解釋變量的變化對被解釋變量的影響不是該模型的分析方向，該模型的結論往往是通過觀察脈沖響應函數即各變量對某一變量擾動的反應（響應）來獲得。具體來說，就是在擾動項上施加一個沖擊（標準差大小）后，觀察該沖擊對其他變量的當前和未來所產生的動態影響。為了檢驗各類型服務業利用外商直接投資對各類型服務業發展的短期影響，本文在VAR(1)模型中利用脈沖響應函數分析，分別給u1t、u2t和u3t一個標準差的變化（沖擊），得到關于知識密集型服務業增加(lny1)、資本密集型服務業增加值(lny2)、勞動密集型服務業增加值(lny3)的脈沖響應軌跡，見圖2～4。圖2～4中，橫軸表示沖擊作用的時間（單位：年），縱軸分別表示u1t、u2t和u3t標準差變化（沖擊）對Y1、Y2和Y3作用的結果，實線表示脈沖響應軌跡，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

圖2是知識密集型服務業利用FDI對知識密集型服務業增加值的沖擊響應圖，可以看出當在本期給u1t一個標準差的變化（沖擊）后（即知識密集型服務業利用FDI增加），對該類型服務業發展是一個負響應，在第3期達到頂點，之后迅速轉變為正響應，然后慢慢的收斂。圖3是資本密集型服務業利用FDI的沖擊對該類型服務業發展的脈沖響應圖，可以看出當在本期給u2t一個標準差的變化（沖擊）后（即資本密集型服務業利用FDI增加），到第7期之前都是負響應，然后才慢慢變為正響應。圖4是勞動密集型服務業利用FDI對勞動密集型服務業增加值的沖擊響應圖，可以看出當在本期給u3t一個標準差的變化（沖擊）后（即勞動密集型服務業利用FDI增加），勞動密集型服務業增加值的響應比較小，到第5期時響應的幅度開始有所加大。可見，知識密集型服務業對外資的開放能給該類型服務行業帶來迅速的正向促進作用；資本密集型服務業對外資的開放給該類型服務行業帶來的正向促進作用比較緩慢且不明顯；而勞動密集型服務業對外資的開放對勞動密集型服務業發展的促進作用雖然也不明顯，但與資本密集型服務業相比，勞動密集型服務業對外資開放后能相對較快地帶動該類型服務行業的發展。

圖2 DLNX1對DLNY1的脈沖響應圖

圖3 DLNX2對DLNY2的脈沖響應圖

圖4 DLNX3對DLNY3的脈沖響應圖

3 結論

綜上所述，通過向量自回歸模型分析，本文上述猜測得到了印證：不同類型的服務業開放對不同類型的服務業發展所起的作用是不相同的。

首先，從格蘭杰因果檢驗結果開看，知識密集型服務行業利用FDI是知識密集型服務業增加值的格蘭杰原因；從脈沖響應函數分析來看我國知識密集型服務業對外開放能夠較大程度影響該類服務業的發展。因此為促進該類服務業的發展，有必要結合自由貿易區戰略的實施放開對部分知識密集型服務業領域的外資準入限制，有步驟、有序地推動知識密集型服務業對外資的開放，以開放促改革，不斷提高我國知識密集型服務業在第三產業中的比重。

其次，與知識密集型服務業的利用FDI相比，資本密集型服務業利用FDI的增加對該類型服務業發展的正向促進作用比較緩慢且不明顯，尤其是與勞動密集型服務業相比，資本密集型服務業對外資開放后對該類型服務行業的正向促進作用較為遲緩。因此應該適當縮小資本密集型服務業外商直接投資的流入，通過政策調整合理引導外資產業投向。

最后，從格蘭杰因果檢驗結果可知，勞動密集型服務業利用FDI不是勞動密集型服務業增加值的格蘭杰原因，脈沖響應效果也不明顯。這意味著勞動密集型服務業對外資的開放不能帶來該類服務業的發展，因此應適當限制勞動密集型服務業FDI的流入比例。綜上所述，15個服務行業的要素密集程度是不相同的，導致外商直接投資對我國不同類型服務業發展的促進作用也是不同的，因此在跨國資本進入我國服務業時政府部門應該根據各類服務業的要素密集特點制定不同的政策，具體來說就是鼓勵外資進入知識密集型服務業、適當限制外資進入勞動密集型服務業、縮小資本密集型服務業吸引外資力度，從而最大限度地發揮外商直接投資對我國服務業發展的促進作用。

[1]孫青芬,陳飛等.生產者服務業集聚的影響因素研究——基于向心力和離心力視角[J].蘭州學刊,2012,(1).

[2]鄒琪,田露月.FDI對中國服務業產業效應的實證分析[J].財經科學,2010,(11).

[3]李夏玲.江蘇省服務業利用FDI與服務業發展的灰色關聯分析[J].開發研究,2013,(1).

[4]楊正滸,汪占熬.中國對外貿易產業結構調整路徑及其經濟績效分析--基于VAR實證模型[J].商業時代,2011,(6).

[5]王耀中,王記志.中國服務貿易與服務業發展互動關系--基于三維向量自回歸模型的實證分析[J].系統工程,2012,(8).

[6]王恕立,胡宗彪.服務業FDI流入與東道國服務貿易出口--基于中國數據的經驗研究[J].國際貿易問題,2010,(11).