我國生產性服務業利用FDI對制造業增加值影響的實證分析

[摘 要]通過分析我國生產性服務業利用FDI的規模與行業特征，及其與制造業增加值的關聯性，選取2004—2012年數據，對生產性服務業FDI對制造業增加值的影響進行實證分析，結果表明，生產服務業利用FDI對制造業產生巨大的推動力，六個細分行業利用FDI對制造業增加值的改善效果并不明顯。

[關鍵詞]生產性服務業；對外直接投資；制造業

[中圖分類號]F062.9 [文獻標識碼]A [文章編號]

2095-3283（2015）09-0053-04

[作者簡介]呂超（1990-），女，漢族，湖北荊門人，碩士研究生，研究方向：跨國公司經營。

2013年中國服務業占GDP的比重達46.1%，首次超過第二產業，服務業就業人口占總就業人口比重36.1%，其中生產性服務業增加值占全部服務業增加值的比重近62%，占GDP比重約20%，發達國家生產性服務業占服務業的比重普遍在60%—70%之間，生產性服務業占GDP比重在43%左右，我國生產性服務業發展水平與發達國家差距還很大，發展空間還很廣闊。

一、文獻綜述

1966年，美國經濟學家Greenfield最早提出生產性服務業的概念，他認為生產性服務不同于消費服務，是用于商品和服務的進一步生產的生產服務。后來Browning和Singelmann（1975）對服務業進行功能性分類時對生產性服務業的概念進一步拓展，將運輸、倉儲、金融、保險、會計、法律、管理咨詢、研究開發、市場營銷、工程設計、產品維修和通訊服務等劃分為生產性服務業。Grubel和Walker（1989）認為生產性服務業與生活性服務業、公共服務業等共同構成了服務業，但生產性服務業是服務業中增長最快的部分。其中，不乏對生產性服務業與制造業關聯性的研究。Arnold和Matto（2006）對捷克的企業層面數據研究發現，一國服務業改革和國內下游制造業的全要素生產率（TFP）之間具有顯著的正相關關系，而服務自由化對提高下游制造業效率的最主要渠道就是允許外資企業進入服務業。Indradeep Ghosh（2007）也發現，當一個國家對服務業FDI的準入限制越嚴格，其制造業的生產效率就越低。Fernandes 和Paunov（2008）選取智利1992—2004年企業的相關數據，分析了服務業FDI對制造業和服務業生產效率的作用，研究結果表明，服務業FDI與制造業的生產效率具有顯著的正相關關系，但對服務業的生產效率而言，這種關系并不顯著。Ana M.Fernades和Caroline Paunov（2011）利用1992—2004年智利企業層面的調查數據考察生產者服務業FDI流入對智利制造業的影響，發現服務業FDI對智利的制造業全要素生產率（TFP）具有正向作用，并且能夠解釋智利制造業TFP7%的增長，服務業FDI能夠促進制造業的創新活動，并且服務業FDI可以為落后企業提供追趕行業領導者的機會，生產者服務業FDI進入條件的放寬和不完全競爭產品部門關稅的降低會使利用這些生產者服務業和產品作為中間投入的部門的生產率提高。

我國學者江小涓（2008）等也指出外資生產性服務企業對我國制造企業在技術創新、經營效率、品牌創建與成本降低等方面起著重要的作用。胡朝霞（2010）發現，服務業FDI對第二產業全要素生產率的提高起到了促進作用，但這種作用隨時間推移呈下降趨勢。何楓、袁曉安（2010）探討了生產者服務業產業內的溢出效應，得出了不同的結論。他們認為生產者服務業對我國制造業的溢出效應呈現顯著的倒U型曲線。喻春嬌（2012）釆用武漢城市圈9個城市2000—2009年的面板數據，并結合其他經濟變量，實證檢驗了武漢城市圈生產性服務業對制造業效率的提升作用，結果顯示，生產性服務業的發展對武漢城市圈制造業生產率具有明顯的正向促進效用，而其他經濟變量的促進作用不同。黃莉芳（2012）運用1999—2008年制造業行業面板數據，實證分析了生產性服務業基于成本費用和生產規模提升制造業效率的傳導機制，同時針對不同要素類型制造業和三大經濟帶制造業進行了相應的分析。

本文在已有的研究基礎上，分析生產性服務業使用FDI對制造業增加值的影響，并深入分析生產性服務業細分行業使用FDI對制造業增加值的影響，為我國調整引資政策提供理論依據。

二、我國生產性服務業利用FDI規模及行業特征

（一）規模

近年來，隨著我國對外開放程度不斷提高，生產性服務業發展迅速，已經成為外商直接投資的重點領域。現階段，我國重點發展研發設計、第三方物流、融資租賃、信息技術服務、節能環保服務、檢驗檢測認證、電子商務、商務咨詢、服務外包、售后服務、人力資源服務等生產性服務業。2004年我國生產性服務業實際利用FDI 115.10億美元，到2012年達到443.83億美元，增長了近3倍（見表1）。生產性服務業就業人數占全部服務業就業人數的15.2%，生產性服務業增加值占全部服務業增加值的比重為62%。2008—2009年增長速度放緩，隨后又呈快速增長趨勢。雖然我國生產性服務業FDI總體呈上升趨勢，但FDI規模長期存在地區差異，東部地區生產性服務業 FDI均值最大，中部次之，西部最小。

（二）行業特征

2004—2012年，我國房地產業實際利用外資累計達1470.65億美元，是引資規模最大的生產性服務業，占生產性服務業實際利用外資總額的57.42%；2004—2006年租賃和商務服務業FDI規模處于第二位，自2007年比重開始下降，增速趨緩，實際利用FDI累計496.71億美元；科學研究、技術服務和地質勘查業發展勢頭良好，利用外資規模不斷擴大，由2004年的2.94億美元增至2012年的33.58億美元，增長超過10倍。房地產業、租賃和商務服務業實際利用FDI占生產性服務業實際利用FDI總額的76.82%，其他行業呈基本穩定增長趨勢（見表1）。endprint

三、我國生產性服務業FDI與制造業增加值的關聯性

理論上，生產性服務是制造業的中間投入，生產性服務業FDI的“溢出效應”可以為制造業的發展帶來先進的技術和管理經驗，推動制造業的良性發展。

從圖1中可以看出，2004—2012年我國制造業增加值與生產性服務業FDI具有基本相同的發展趨勢，制造業增加值隨著生產性服務業FDI規模的增長而增長，但是生產性服務業FDI的增長趨勢波動較大，在生產性服務業FDI下降的年份制造業增加值仍在平穩上升，說明制造業增加值并不完全受生產性服務業FDI影響。

四、我國生產性服務業利用FDI影響制造業經濟增長的實證分析

（一）模型設定與方法選取

檢驗生產性服務業FDI對制造業增加值的影響，一般采用如下的模型：

MGDP=C+β（PSFDI）+λXj+μ （j=1，2）（Ⅰ）

為了得出更具有對比性的結果，本文引入輔助回歸模型（Ⅱ），以生產性服務業的六個細分行業為解釋變量，其他變量與模型（I）中相同，可以更加清晰地對比得出生產性服務業分行業利用FDI對東道國制造業增加值的具體影響力。具體模型如下：

MGDP=C+β（PSFDI）i+λXj+μ （j=1，2，3，4，5，6；j=1，2）（Ⅱ）

其中，解釋變量MGDP代表東道國制造業增加值；PSFDI為被解釋變量，代表生產性服務業實際FDI；Xj是若干影響效率的因素，為控制變量；β、λ為系數，C是常數，μ為隨機誤差項。

模型（Ⅱ）中自變量代表生產性服務業六個細分行業實際利用FDI，其他變量解釋同模型（Ⅰ）。為了消除可能的異方差，對變量取對數，分別記為LNMGD、LNPSFDI和LNXj。經變換后的模型為：

LNMGDP=C+β（LNPSFDI）+λLNXj+μ（Ⅲ）

LNMGDP=C+β（LNPSFDI）i+λLNXj+μ （i=1，2，3，4，5，6；j=1，2）（Ⅳ）

（二）變量選取與數據說明

要研究生產性服務業FDI對制造業增長的影響，首先要進行行業劃分。生產性服務業是指那些被其他商品和服務的生產者用作中間投入的部門與行業。盡管學者們對生產性服務業這一功能性定義基本達成一致，然而目前，學界對生產性服務業所包含的外延活動還沒有形成一致的意見。根據我國《國民經濟行業分類》（GB/T4754）以及歷年統計年鑒統計口徑，大多學者認為生產性服務業外延分類應以2004年為分界點，2004年以前生產性服務業包括地質勘探及水利管理業；交通運輸、倉儲和郵政業；金融保險業；房地產業；教育科學研究與綜合技術服務業。2004年以后生產性服務業包括交通運輸、倉儲和郵政業；信息傳輸、計算機服務和軟件業；金融業；房地產業；租賃和商務服務業；科學研究、技術服務和地質勘探業6個行業。因本文涉及細分行業的研究，故均采用2004年以后的分類標準和數據。

依據經濟理論和現有實證研究成果，選取對制造業的人力資本投入以及固定資本投入2個方面作為控制變量，具體定義如下：humcap是制造業全部職工年平均人數，代表人力資本投入狀況；fixcap是制造業年平均凈資本存量，代表固定資本投入狀況。

本文按國家統計局公布的兩位數分類法選取工業行業，分類號從13到41，即28個子行業中國有及規模以上非國有工業行業的相關數據，時間維度為2004—2012年。所用的數據取自于歷年《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》《世界銀行數據庫》或根據其中相關數據計算得出。制造業增加值利用GDP平減指數消除價格因素，生產者服務業FDI利用每年的平均匯率轉化為人民幣計價。

（三）實證分析

對模型（Ⅲ）的實證檢驗分三步進行：首先，由于本文采用時間序列，為避免偽回歸，利用單位根檢驗檢測所有解釋變量與被解釋變量的平穩性，因為變量只有同階時才有局域協整關系，ADF檢測結果見表2，所有變量都是一階單整。

運用D-W相關檢驗法檢驗相關性，查閱檢驗臨界值表，可知變量無相關性，故這兩個模型都支持隨機效應。以下將進一步對兩個模型估計結果做進一步分析。

1.模型（Ⅲ）考察的是生產性服務業整體利用FDI對我國制造業增加值的影響，PSFDI的系數為0.5254，在10%的水平下顯著。說明我國生產性服務業FDI每增加一個單位，制造業增加值就會增加52.54%。可見我國生產性服務業對制造業增加值產生巨大的推動力。

2.模型（IV）對生產性服務業的六個細分行業對MGDP分別進行了回歸，六個行業中只有科學研究和技術服務業的FDI系數在10%的水平下顯著，為0.5176，即科學研究和技術服務業的FDI每增加一個單位，制造業增加值就會增加51.76%。可見科研投入對制造業增加值的貢獻率是很大的。其他細分行業的系數相對低，大都是不顯著的。可能是由于生產性服務業自身的異質性，部分生產性服務業主要作為第三產業而不是工業的中間投入，使其對制造業增加值的改善效果并不明顯。

金融業的回歸系數為負數，即金融業利用FDI會對我國制造業增加值產生負作用，究其原因，可能是本文選取數據時間區間較短且受2008年國際金融危機影響所致。而且我國自加入世界貿易組織以來，雖逐步加快了金融業對外開放的步伐，吸引外資的數量也明顯增多，但是相比于其他領域，金融業的FDI在我國還處于初期發展階段，規模偏小，難以對我國制造業提供有力的支持。我國金融業體系中大型銀行占的比重過高，對外開放程度低，外資金融機構在整個中國的市場份額不足2%，且金融業服務對象集中于國有大中型企業，對中小企業的支持力度較小，外資的作用沒有得到充分發揮，這些原因都導致金融業FDI對制造業的貢獻率過低。

五、小結

本文通過分析我國生產性服務業利用FDI的規模與行業特征，對生產性服務業FDI對制造業增加值影響力進行實證分析，結果顯示，生產性服務業FDI總額對制造業增加值貢獻率很大，但是分行業FDI的作用并不明顯，并沒有對制造業起到很好的帶動作用。endprint

隨著我國逐漸轉型為知識密集程度更高的經濟體，中國服務業實現跨越式發展的時機已經成熟，服務業將成為中國下一階段經濟發展的關鍵驅動力。與此同時，中國制造業面臨內外需求不足的困境，要想實現穩增長、調結構、促改革，服務業的發展及內部結構優化將成為著力點，在當今以全球價值鏈為特征的經濟模式中，應同時發展設計研發、市場營銷、物流交通、售后服務與維護、金融管理、會計和咨詢等服務部門。

[參考文獻]

[1]Arnold J M，Javorcik B K S，Mattoo A.Does Services Liberalization Benefit Manufacturing Firms？ Evidence from the Czech Republic[M].World Bank Publications，2007.

[2]Arnold J M，Javorcik B，Lipscomb M，et al.Services reform and manufacturing performance： Evidence from India[J].2012.

[3]Browning，Singelman.the Emergency of a Service Society [C].Springfield Virginia，1975.

[4]Fernandes A M，Paunov C.Services FDI and manufactruing productivity growth： there is a link[J].Policy Research Working Paper Series，2008，4730.

[5]Fernandes A M，Paunov C.Foreign direct investment in services and manufacturing productivity： evidence for Chile[J].Journal of Development Economics，2012，97（2）： 305-321.

[6]Greenfield HI.Manpower and the Growth of Producer Services[M].New York： Columbia，University Press，1966，77-94.

[7]Hoekman B M.Liberalizing trade in services： a survey[M].World Bank Publications，2006.

[8]Markusen J，Rutherford T F，Tarr D.Trade and direct investment in producer services and the domestic market for expertise[J].Canadian Journal of Economics/Revue canadienne d'économique，2005，38（3）： 758-777.

[9]Markusen J R.Trade in producer services and in other specialized intermediate inputs[J].American Economic Review，1989，79（1）： 85-95.

[10]Rivera-Batiz F L，Rivera-Batiz L A.Europe 1992，and The Liberalization Of Direct Investment Flows： Services Versus Manufacturing Francisco L.Rivera-Batiz[J].International Economic Journal，1992，6（1）： 45-57.

[11]胡朝霞.FDI對中國服務業全要素生產率的影響——基于隨機前沿面板數據模型的分析[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2010（4）：115-122.

[12]何楓，袁曉安.我國SFDI產業內溢出效應機制及其實證效果研究[J].數量經濟技術經濟研究，2010（6）：99-110.

[13]喻春嬌，肖德，胡小潔.武漢城市圈生產性服務業對制造業效率提升作用的實證[J].經濟地理，2012，32（5）：93-98.

[14]黃莉芳，黃良文，郭瑋.生產性服務業提升制造業效率的傳導機制檢驗——基于成本和規模中介效應的實證分析[J].財貿研究，2012（3）：22-30.

（責任編輯：張彤彤）endprint