制度變遷、外商直接投資與服務業增長方式

仲偉周 陳 晨

(西安交通大學 經濟與金融學院，陜西 西安 710061)

一、引言及相關文獻回顧

經過近40年改革開放，2016年中國GDP總量已超過11萬億美元，人均GDP已達8516美元。按照現有增長速度，到2020年中國小康社會全面建成，人均GDP將突破1萬美元大關，相較于2000年不足1000美元，居民收入將會有質的變化*數據來源于《中國統計年鑒》和中國共產黨十八大報告。。這也將為推動消費水平提高，促進消費結構與產業結構升級奠定強大的基礎。未來幾年不僅是中國經濟社會發展的重要戰略機遇期，還是中國服務業發展的關鍵時期，諸多因素將成為影響中國服務業轉型升級的重要要素，其中制度變遷、外商直接投資與經濟增長方式轉變之間的關系成為研究的重要出發點。新世紀以來，外商對中國服務業的直接投資從2004年的140億美元增加到2016年的862億美元，年均增速高達16.35%，呈現持續快速增長態勢，服務業外商直接投資占第三產業外商總投資的比例也從2004年的23.17%增加到2016年的68.45%；從其它方面來看，服務業貿易進出口總額年均增長10.71%；城市化率也在逐年提高，2016年更是達到57.35%*服務業外商直接投資數、城市化率來源于《中國統計年鑒》，增長率數據根據年鑒數據計算而得。。政府支出規模、非公經濟就業占比也都穩步增加。然而，外商直接投資和市場開放推動中國經濟繁榮的同時，也存在中國服務業轉型升級速度偏慢，服務業經濟增長過度依賴資本、勞動力投入等問題。因此，如何有效對外商直接投資進行引導，充分利用改革開放的制度紅利，發揮外商直接投資對服務業經濟增長方式轉變的作用，這是破解經濟發展瓶頸、提升服務業發展水平的關鍵。

技術進步和效率提升是經濟持續增長的源泉，而經濟增長方式的轉型就是要轉變過度依賴資源、要素投入的粗放型經濟增長方式，而轉向以技術驅動、效率驅動、制度創新驅動為主要特征的集約化增長方式上，從而使技術進步與技術創新成為經濟增長的主要推動力。對于技術進步的途徑，Coe et al.(1997)、Keller(2002)認為，在封閉經濟系統中，研發與自主創新決定了經濟體的技術進步；而對開放的經濟系統而言，除了經濟體自身的技術進步與技術創新之外，其它經濟體的創新與研發活動也會通過生產要素流動、投資與貿易活動等方式產生正溢出效應。隨著經濟全球化的深入推進，除了經濟體自主創新之外，其它經濟體的技術擴散效應也成為東道國技術進步的重要途徑，也會對不同行業的增長方式轉變產生越來越大的影響。

Scherer(1982)、Griliches et al.(1984)是較早研究技術擴散效應的學者，他們的研究主要集中在本國行業間和行業內的技術擴散效應，而之后Grossman et al.(1991)提出的技術擴散則主要從對外貿易和外商直接投資兩個渠道出發。Coe et al.(1995)就國際貿易對國際技術擴散的作用機制進行了分析，之后Coe et al.(1997)進一步證實工業化國家對發展中國家存在顯著且持續的技術擴散效應。外商直接投資對東道國經濟發展的影響具體表現在兩個方面：一方面表現為資本供給效應*資本供給效應通過雙缺口模型表明，發展中國家通常會面臨兩個缺口問題：一是增加儲蓄以滿足投資需要，因而出現儲蓄缺口問題；二是外匯缺口問題，即進口與出口之間存在差異。，另一方面表現為其所帶來的技術外溢效應，但是不同學者的研究結論存在一定的分歧。Blomstrom(1986，1998)、Kokko(1996)指出，當跨國企業與東道國的技術差距較小時，外商直接投資會通過技術外溢效應影響東道國經濟增長和促進經濟增長方式轉型。也有學者認為，外商直接投資可能會損害東道國的經濟發展與經濟發展方式轉型升級。Haddad et al.(1993)的研究結果表明，外商直接投資對東道國的技術進步和經濟增長方式的轉變不存在明顯的正向或負向溢出效應。

有關制度變遷因素對經濟增長方式的影響，制度學派認為，制度變遷與社會轉型是一國經濟發展的根本原因，有效的產權制度是經濟增長的決定因素，資源配置的市場化程度、政府的公共決策、貿易國際化等對經濟發展的作用機理都能通過“制度因素”加以詮釋。Hsieh et al.(2009)的研究認為，若中國的市場化程度能達到美國的水平，資源配置的效率將會顯著提升，全要素生產率也將會有30%～50%的提升空間。

對制度變遷、外商直接投資等因素對本國技術進步、經濟增長方式轉變的作用，國內不少學者也進行了相關研究。在制度變遷方面，龔六堂等(2005)、吳延兵(2008)、張海峰(2008)、劉勇(2010)選用不同的代理變量考察了制度變遷對經濟增長方式轉型升級的貢獻問題，如分別使用國有單位就業人數比重、國有固定資產投資比重或國有工業企業產值比重作為制度變遷的代理變量。許和連(2006)將“貿易開放程度”作為制度變遷指標，貿易開放會通過知識與技術外溢效應來促進人力資本積累，從而影響全要素生產率與經濟增長方式。李小平(2006)也以貿易開放度作為制度變遷的代理變量，實證研究表明國外的研發投入會通過貿易開放促進東道國全要素生產率的增長，從而間接影響東道國各個產業的經濟增長方式變遷。

在外商直接投資方面，國外學者主要側重外資對東道國的技術外溢效應影響經濟增長方式的研究。國內學者則偏重于外商直接投資、經濟發展與經濟增長方式三者關系的研究。郭克莎(1995)的研究表明，外資大量進入為產業經濟調整和經濟增長方式的轉變提供了必要的技術和資金支持；沈坤榮等(2001)認為，外商直接投資通過外溢效應和“干中學”效應提高了全要素生產率，促進了經濟增長方式轉變；任永菊等(2003)研究認為，中國信貸市場特性強化了外商直接投資對經濟增長方式的影響作用；趙海英(2008)、方友林等(2008)的觀點表明，外商直接投資會通過外溢效應等途徑促進東道國技術進步和效率提升，但其對國內投資的擠入效應則會推動資本要素的投入，因而外商投資對經濟增長方式轉變的作用并不顯著?？笛?2002)的實證研究結果則表明，外商直接投資通過加劇產業的地區不平衡、促使宏觀調控政策失靈等方式減緩經濟增長方式的轉變。

上述學者的研究，對于深入分析市場變遷、外商直接投資對中國現代服務業經濟增長方式影響具有重要的意義，但也存在一定的局限性：一是直接研究少，大多數都是通過研究全要素生產率的影響間接推斷這些因素對經濟增長方式的影響機制，即存在“全要素生產率”與“經濟增長方式”概念等價的前提假設，但實際上兩者具有不同的內涵，更不存在必然的同向變化關系*全要素生產率的提高并不表示經濟增長方式的必然轉變，例如，即使市場化和外商直接投資等因素會促進全要素生產率的提高，但如果市場化和外商直接投資促進資本、能源、資源等要素進一步的投入，那么經濟增長方式很可能會在全要素生產率增長的同時趨向于低端粗放化。；二是現有的研究多基于全國或地區視角，忽略了制度變遷、外商投資等因素對中國第三產業(即服務業)經濟增長方式影響的異質性，并不能很好揭示其對第三產業結構調整的不同影響。考慮到外商直接投資區域分布的不均衡性，如果僅從全國或地區視角來研究可能會與現實情況存在較大偏差，因此，我們就制度、外商直接投資等因素與服務業經濟增長方式的關系進行研究具有重要的理論和現實意義。

二、服務業經濟增長方式評價方法選擇與測算

(一)評價方法選擇

目前，在研究經濟增長方式方面，大部分學者直接將全要素生產率(TFP)作為衡量經濟增長方式界定與分類的關鍵指標(鄭京海，2008；羅德明，2012；王恕立，2012)。全要素生產率不僅能較全面地表征各生產要素間的協同效率，還能揭示出有形生產要素以外的無形要素對產出的貢獻率，但是其變動并不能對經濟增長方式變化、經濟增長的動力機制作出解釋(趙文軍 等，2012)。由于資本、勞動力等有形生產要素對經濟發展的作用表現為規模擴張性質的外延式增長，它不同于全要素生產率通過質量提升、結構優化等方式推動的內涵式增長，所以，經濟增長方式轉變的核心是提升經濟增長中全要素(除有形要素外的其它要素)生產率的貢獻度(許小雨，2011；唐未兵 等，2014)。因而，我們使用全要素生產率對經濟增長的貢獻率作為經濟增長方式的衡量指標(李春生，2015)。

設C-D形式的總量生產函數為：

Y=AKαLβ

(1)

其中：Y、A、K、L分別為總產出、全要素生產率(綜合技術進步)、資本投入、勞動投入；α、β分別是資本產出彈性、勞動產出彈性，或為要素投入在總投入(價值)中所占份額。在希克斯技術中性(α/

β=c)、規模報酬不變(α+β=1)的假設下，綜合技術進步率具體情況，全要素生產率的增長率可以表述為：

(2)

(3)

式(3)中，CTFP的值越大，說明經濟增長方式越趨向于較少利用資本、勞動等有形要素投入，而更多地依靠技術進步等無形要素，這是一種以經濟質量提升、結構優化為主的集約內涵型增長路徑。反之則說明，經濟增長對有形要素投入的依賴加劇，增長方式更偏向于外延粗放型增長，經濟增長重數量而輕質量與結構。

為評判中國服務業的經濟增長方式，我們首先要對不同時期服務業各子行業的全要素生產率進行測算，然后根據式(3)推導出各個時期分行業的CTFP。

(二)服務業各子行業全要素生產率測算

本文利用索羅殘差法對服務業全要素生產率進行測算，將行業、時間和初始技術水平代入總量生產函數可得到式(4)：

(4)

其中：α+β=1。為估算資本與勞動的產出份額，對式(4)兩邊同除以Lit并取自然對數，則可得到：

ln(Yit/Lit)=ln(A)+α(Kit/Lit

(5)

在估算出α、β后，代入式(2)可得到全要素生產率的變化率數據。為了測算各子行業的全要素生產率，本文收集了中國服務業14個細分行業(不含國際組織)2003—2015年的相關數據，具體數據來自于《中國統計年鑒》與《新中國60年統計資料匯編》，同時需要對數據做以下處理：

(1)服務業產出?；趧⑴d凱等(2010)、王恕立(2012)、Mahadevan(2001)的研究方法，用服務業當年產值增加值來衡量服務業的產出，并以2003年為基期進行不變價格處理。

(2)勞動投入。理論上，勞動投入應該綜合考慮勞動人數、勞動時間、勞動效率(武戈 等，2014)，但由于實際研究中無法獲得不同行業勞動投入的詳盡數據*《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《新中國60年統計年鑒匯編》中都只有年末按行業分城鎮單位就業人數和第三產業全社會年末就業總人數，并沒有年末全社會分行業就業人數的具體數據。，因此本文借鑒楊勇(2005)、任若恩(2009)、王恕立(2012)等的研究方法，選取服務業分行業城鎮年末就業人數作為勞動投入的代理變量。為了得到2003—2015年服務業分行業的全社會年末就業人數，采用如下公式進行估算：

(6)

(3)資本投入。資本投入采用通用的永續盤存法(PIM)來進行估測，具體公式為：

(7)

其中：Kit與Ki,t-1分別表示i行業在t期與t-1期的資本存量；δit表示t期的折舊率;Iit表示t期名義新增投資額；Ki,0表示基期的資本存量；Dit為t期的固定資產投資價格指數，用來消除價格因素。參照張軍(2004)、單豪杰(2009)的做法，選擇固定資本投資額作為名義投資額(每年新增投資額)。折舊率采用單豪杰(2009)測算的數據10.96%?；?003年的資本存量采用Harberger(1978)穩態方法*穩態方法計算公式為：Ki,t-1=Iit/(git+δit)，其中git表示2003—2015年服務業實際產出增長率。進行估算。

(三)服務業各子行業增長方式分析

利用式(2)、式(3)測算出了2004—2015年服務業各子行業全要素生產率對產出增長率的貢獻率，結果如表1、圖1、圖2所示。

從服務業總體情況來看(圖1)，2005—2015年全要素生產率增長對服務業增長拉動作用表現為先上升后下降態勢，并呈現寬幅波動的特征。2005年服務業總體全要素生產率對產出增長的貢獻率為4.77%，經過2006年的短暫下滑后，2007年達到30.28%，但在隨后的兩年內大幅下降，2009年下滑至-103.21%，之后出現上升趨勢，2011年達到47.64%，隨后幾年處于相對平穩的下降過程中，2015年為-8.16%。2005年以來的總體走勢表現為震蕩下降的趨勢，年均下降2.47%。這說明，中國服務業經濟增長對資本、勞動等要素投入的依賴性總體呈現增強趨勢。

圖1 全要素生產率對服務業產出增長率的貢獻份額

分行業看，服務業各子行業全要素生產率增長率對產出的貢獻率存在顯著的差異。2005年以來，信息傳輸、軟件信息技術服務業，租賃和商業服務業，科學研究和技術服務業等三個行業的全要素生產率增長率對產出增長的貢獻呈現總體正增長狀態；金融業、房地產、水利環境與公共設施管理業、文化體育娛樂等四個行業呈現先上升后下降的趨勢；而批發零售、交通運輸與郵政業、住宿餐飲三個行業全要素生產率增長率對產出貢獻率均呈現出下降趨勢；其余行業則呈現出緩慢增長趨勢。需要強調的是，為應對2008年次貸危機的消極影響，中國政府推出了一系列依靠要素投入的刺激計劃，行業投資的大幅上升導致資本和勞動對產出的貢獻顯著增加，而當期產出增加值影響相對較小，表現在2009年幾乎所有行業的全要素生產率增長率對行業增長的貢獻率都為負。

此外，運用龔六堂等(2004)的離差指標計算方法對CTFP指標的差異性進行了分析。研究結果顯示，2005年離差絕對值為1.61，2007年下滑到0.34，2008年又上升到2.07，之后三年維持在0.6左右，2012年達到階段高點1.48，這表明全要素生產率增長率對服務業經濟增長貢獻率的差異性并不存在明顯的收斂特征。

三、模型設定與變量說明

(一)理論分析

通過對式(2)進行轉化，可以得到衡量經濟增長方式的代理指標CTFPit，CTFPit表示服務業i行業在t時期的全要素生產率增長對產出增長的貢獻率，具體公式為：

(8)

對制度變遷的理解，可以從經濟制度變遷、法律制度變遷、行政制度變遷等維度著手*經濟制度變遷推動了產權制度變遷，激發了勞動者積極性，降低了交易成本，促成了社會分工，并最終促進了經濟增長；在法律制度方面，通過加強法律制度(1999年修憲強調依法治國，2004年修憲強調保障人權與私有財產權等)實踐，法律體系具備了市場經濟的一系列特質，這有效保障了中國經濟的良性發展，代理變量可以用法律從業人員數、法律機構數來表示；在行政制度方面，2003年、2008年、2014年的機構改革，一方面通過簡政放權方式厘清了政府市場關系，另一方面強化和改善了社會管理與公共服務部門的職能，這不僅會降低行政成本，提升行政效率，還能為市場經濟發展注入了更多活力，因此代理變量可以選取科教文衛事業投資、基礎設施投資等作為指標。，但考慮到研究背景，以及近40年中國的制度變遷主要表現為“改革”與“開放”的具體實踐，本文研究制度變遷對全要素生產率增長率的影響時，只從改革開放的角度出發選取相關代理變量。

市場化改革改變了資源配置的主體與機制，打破了國有經濟壟斷，促進了非國有經濟的發展，促使資源向生產率更高的部門或行業傾斜，可能會加劇這些部門或行業的粗放型增長傾向，所以選取市場化程度作為代理指標是合適的。而對外開放使得中國重新參與國際分工，某些部門或行業可以獲得更為先進的技術、管理經驗和豐富的資源，能夠提升行業資源配置效率，促進了這些部門或行業的生產方式向集約化轉型，所以使用能夠表征對外開放水平的指標變量作為經濟制度變遷的代理變量也是適當的。

外商直接投資主要通過技術、資本和就業三個方面來影響經濟增長方式的轉變。在技術效應方面，新技術、新市場與先進管理經驗會隨著外商對東道國的投資而被引進，這有助于外商投資企業的技術沉淀，也有利于相關行業技術的積累與效率的提升。在投資效應方面，對目標企業的投資會推動企業所在行業競爭的加劇：一方面，這會擠出替代性企業和相關行業國內資本投入，另一方面，對目標企業所在行業存在互補關系或配套關系的行業而言，會間接促進這些行業的國內投資。在就業方面，與投資類似，減少替代性行業就業的同時會促進互補性行業或配套性行業的就業創造。由此可見，制度變遷、外商直接投資會通過多種方式影響各種生產要素的投入與產出效率，從而影響經濟增長方式的轉變。

(二)模型設定與變量說明

除了制度變遷和外商直接投資可能影響經濟增長方式以外，研發、人力資本也是影響技術進步或要素投入的重要因素。綜合多種因素，本文設定以下計量模型：

CTFPit=β0+β1ln FDIit+β2HRCit+β3OPEit+β4HNOit+β5YSGit+β6UBRit+β7MKTit+εit

(9)

其中：下標i表示行業，t表示時期;CTFPit表示全要素生產率的貢獻率,即本文研究的服務業經濟增長方式變量；FDIit表示服務業各行業外商直接投資比率，為各行業外商直接投資實際使用金額與整個行業外商直接投資實際使用金額的比值，表示外商直接投資比率；HRC表示服務業各行業從業人員的人力資本水平，是各行業從業人員受教育年限的加權平均值，其中勞動力人數參考上節說明。我們用以下幾個變量作為制度變遷因素的代理變量：在對外開放方面，用OPE表示服務業外貿依存，是服務業進出口總額占GDP的比重；在市場開放程度方面，用市場化指數MKT來表征市場化水平；YSG為政府干預指標，以控制政府對市場經濟活動的干預程度，用政府財政預算支出占GDP的比重來衡量；HNO為勞動投入的非國有化指標，用非國有經濟中就業人數占城鎮就業人數的比例來度量；UBR表示城市化率，用以度量城市化對經濟增長方式轉變的作用。以上數據均來自《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》，并進行對數化處理，計量分析軟件使用Eviews8.0。

四、實證結果與分析

(一)變量面板單位根檢驗

為確保數據平穩性，避免偽回歸，需要對樣本數據進行單位根檢驗；同時，為了確保結果的穩健性，使用LLC、IPS、ADF、PP等多種檢驗方法，具體結果見表2。綜合各種檢驗方法的結果，CTFP、LFDI、LHRC、LUBR、LMKT的單位根檢驗基本都在1%的顯著性水平下拒絕原假設，不存在單位根，即是平穩序列。余下LHNO、LYSG和LOPE的檢驗結果均不拒絕原假設，說明這些變量是非平穩的，對這三個變量進行一階差分處理后再進行單位根檢驗，結果四種方法都通過了顯著性檢驗，即LHNO、LYSG和LOPE均為I(1)過程。為了進行后續協整檢驗，接下來分析過程中使用LHNO、LYSG和LOPE的一階差分變量替代相應的水平變量。

表2 面板單位根檢驗結果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上拒絕原假設，原假設為面板數據含有單位根；DLHNO、DLYSG和DLOPE分別表示LHNO、LYSG和LOPE的一階差分。

(二)面板數據協整檢驗

通過面板單位根檢驗得出面板數據為I(1)后，接下來進行面板數據Pedroni協整檢驗，檢驗結果如表3所示。從表3可知，不同變量組合協整關系的各種檢驗均拒絕“不存在協整關系”的原假設，即存在協整均衡關系。

表3 面板數據協整檢驗結果

注：*、**和***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%；檢驗原假設為“不存在協整關系”。

(三)總樣本完全修正最小二乘法(FMOLS)估計

對于協整關系的面板數據，如果直接采用OLS(最小二乘法)估計，可能由于解釋變量內生性問題或誤差項序列相關問題導致OLS估計結果有偏誤，從而出現偽回歸問題，因此需要選用FMOLS(完全修正最小二乘法)對面板數據進行分析。式(1)—(6)的檢驗結果如表4所示，同時也給出了式(4)—(6)的OLS回歸結果(M7—M9)供參考。

表4 服務業總體FMOLS與OLS回歸結果(被解釋變量：CTFP)

注：*、**和***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%；Durbin-Watson統計量表明，使用FMOLS回歸時M1-M6不存在序列自相關，而使用OLS時M7-M9存在序列相關性。

由表4可知：首先，FMOLS和OLS估計結果的大小和方向幾乎一致，只是FMOLS的結果顯著性更好一些；其次，從D-W檢驗結果來看，FMOLS估計方法一定程度上消除了OLS方法的序列自相關問題，這與張學峰(2011)、安文強等(2014)等的研究結論一致；最后，FMOLS的估計結果說明變量間的相關程度與作用方向，但不代表它們之間存在必然的因果關系，為了更好地揭示各自變量與因變量之間的因果關系，需要對其做進一步Granger因果檢驗分析。

(四)Granger因果關系檢驗

表3的協整檢驗表明了外商直接投資、制度變遷因素與服務業經濟增長方式轉變之間存在長期的均衡關系，但它們之間是否構成因果關系則需要進行Granger因果關系檢驗。為了使模型參數具有更好的解釋力，這里利用AIC信息準則和SC準則確定滯后階數為3，檢驗結果如表5所示。

表5 Granger因果關系檢驗

從FMOLS和Granger檢驗結果可知，在模型中逐步加入其它解釋變量并不會改變外商投資比例、城市化率和進出口貿易比率等核心自變量的系數符號，服務業進出口額比例、城市化率、非國有就業勞動占比、財政預算支出占比對中國服務業經濟增長方式的影響方向雖不盡相同，但都在1%的水平上高度顯著，說明回歸結果具有良好的穩健性。從Granger檢驗結果看，除了平均受教育年限和市場化程度外，其它變量均在小于5%顯著水平下通過檢驗，證明了它們與服務業經濟增長方式之間存在因果關系。

具體來看，服務業外商直接投資比率對經濟增長方式的轉變具有負向作用，這與其它學者的研究結結論存在明顯不同*趙文軍(2012)基于30個工業行業的數據實證分析表明，FDI變化與工業經濟增長方式轉變具有顯著同向作用；劉年康等(2013)以全國總體或某地區的實證研究也都表明，FDI通過多種途徑作用于經濟增長方式的轉變。。我們認為這和外商直接投資的投資結構有關，2004—2015年外商在房地產、租賃和商業服務直接投資占比平均超過40%、15%，兩行業共占外商直接投資總額的55%以上，此類以資本密集型為主的行業過度投資，加劇了整個產業的粗放型增長趨勢，從式(1)—(6)的結果來看，在其它條件不變情況下，外商直接投資比率每提高1%，全要素生產率增長對產出增長的貢獻率平均就要下降0.91%。這也驗證了部分學者的觀點，即外商直接投資不一定能帶來發展中國家經濟增長方式的轉變，只有與人力資本、技術資本相結合才能促進經濟發展方式轉變，并成為經濟增長的新路徑。

服務業貿易進出口對經濟增長方式的轉變有著積極的推動作用，如模型所示，服務業外貿依存度(LOPE)變化率每提高1%，全要素生產率對產出的貢獻率平均提高0.29%，與一些學者的研究結論一致(賴明勇，2003；吳振宇，2004；李春頂，2009)。之所以如此：一方面是因為出口貿易通過技術外溢促進了國內技術進步，最終導致經濟增長方式的轉變；另一方面，經濟內涵式增長產生的效應主要得益于進口促進國內產業結構優化、制度創新、干中學(Learning by doing)、出口中學(Learning by exporting)和知識外溢效應；當然還有一個重要方面，進口在一定程度上抑制了國內某些替代行業的資本投入和勞動投入，迫使這些行業走創新發展的集約化道路。

城市化率變化對服務業經濟增長方式轉變具有顯著的負面效應。在其它條件不變情況下，城市化率每提高1%，CTFP就降低0.5%，這與目前中國以投資促進城市化發展的路徑選擇有關，即資本密集型的城市化投資傾向抵消了城市聚集與輻射效應產生的全要素生產率*張小蒂(2005)、蘇飛(2011)對長三角城市群和珠三角經濟群的全要素生產率的研究表明，城市化進程對經濟增長方式轉變的作用效果顯著高于全國水平。。市場化率對CTFP的作用在樣本考察期內并不明顯，這可能是由于市場化水平提升不僅會提高行業效率，也會由于大量要素的涌入促使生產率下降，兩者共同作用使得其對CTFP的作用并不明顯。

從表4、表5還可以看出，非國有企業就業占比提高對服務業經濟增長方式轉變有顯著的積極作用。在其它條件不變情況下，非國有企業勞動力占比每提高1%，全要素生產率增長對經濟增長的貢獻率平均就提高1.3%。政府財政預算支出比重的增加對服務業經濟增長方式的轉變則存在顯著的消極作用。服務業勞動力平均受教育年限的增加對服務業經濟增長方式轉變有一定積極作用，但是因為其Granger檢驗結果拒絕了原假設，所以這一作用是有限的。

總體來看，服務業外商直接投資與服務業經濟增長的轉變呈顯著的負相關，而制度變遷的影響作用呈現出不確定性，其中開放程度提高和非公就業占比的增加促進了經濟增長方式的轉型，而城市化水平的提高與財政支出比重的增加并不利于中國服務業經濟增長向集約化內涵型方式轉型，市場化水平對服務業經濟增長方式優化作用在樣本考察期內并不明顯。

五、不同要素稟賦行業的實證結果分析

上文依據《國民經濟行業分類》的標準對中國14個服務業子行業*考慮到第15個行業“國際組織”的相關數據缺失嚴重，其本身各項數據與服務業總體占比都非常小，所以在整個實證分析中只考慮其余14個行業。經濟增長方式進行分析時，隱含行業同質性的假定，即各解釋變量系數值在各行業中是相同的，從而忽略了它們在各行業中的異質性問題，然而行業的資源稟賦特性也會影響制度變遷與外商直接投資對經濟增長方式的作用機制。為了更準確地描述經濟制度、外商直接投資與服務業經濟增長方式的關系，接下來從資源稟賦角度出發做進一步的分析。

首先，依據鄒琪等(2010)的劃分標準，依據要素稟賦不同，將14個子行業劃分為知識密集、資本密集和勞動密集三個大類*主要參考指標為：(1)以人均固定資產額作為劃分勞動密集行業與資本密集行業的標準，其中高于均值50%劃轉為資本密集型行業，低于均值50%劃為勞動密集型行業。介于兩者之間的，且符合以下兩條件之一的為資本密集型行業，否則為勞動密集型行業，兩條件是：一是技術人員占比高于行業均值；二是勞動生產率(工資率)高于行業均值50%；(2)技術人員占比是區分勞動密集行業與知識密集行業的指標，低于行業均值的為勞動密集型行業，高于均值水平兩倍的為知識密集型行業。介于兩者之間、且符合以下兩條件之一的劃為知識密集型行業，否則為勞動密集型行業，兩條件是：一是勞動生產率(工資率)高于行業均值50%；二是人均固定資產超過行業均值。。其中資本密集型行業包括交通運輸、倉儲和郵政業，水利、環境和公共設施管理業，房地產業；勞動密集型行業則包括批發零售，住宿餐飲，居民服務和其它服務，公共管理與社會組織；知識密集型行業包括金融，教育衛生，文體娛樂，計算機軟件與信息加工傳輸服務，科學研究和技術服務，租賃和商業服務。由于分類后樣本數據量較少，實證結果可能出現偏誤性問題，因而本文使用季度數據*對于國家統計局或相關行業產業統計公報中有明確季度統計值的變量，以統計局公布的數據為準(這里主要涉及外商直接投資、進出口數據等變量)；對于國家統計局或行業產業統計公報中不存在數據或者不完整的變量數據，我們使用二次函數插值法(Quadratic Match Average Method)進行季度數據的轉換補全。進行實證分析。三組樣本的單位根和FMOLS、OLS檢驗結果如表6、表7所示。

表6 按要素稟賦分組的單位根檢驗結果

注：*、**和***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%。下表同。

表7 按要素稟賦分組的FMOLS/OLS回歸結果

從表6、表7的結果可以看出：(1)不同要素稟賦對計量結果是有影響的。在控制了要素稟賦特性后，外資直接投資對全要素生產率的貢獻率在不同組呈現出異質性，資本密集組、知識密集組與樣本總體方向一致，只是效果有所減弱，而勞動密集組的系數為正，與總體方向相同。這說明勞動密集型行業外商直接投資促進了其經濟增長方式的轉變，外商直接投資每增加1個百分點，勞動密集型組的全要素生產率的貢獻率增加0.52個百分點，回歸結果均有良好的穩健性。勞動密集型行業外資流入對其經濟增長方式的促進作用要強于知識密集型行業、資本密集型行業，對此我們的解釋是：勞動密集型行業本身具有勞動密集，勞動生產率、組織機構管理效率偏低，資本短缺等特點，具有較大的增長潛力，外資進入的同時也伴隨著管理技術與管理經驗進入，這種“洼地效應”可能會促進勞動密集型行業全要素生產率的提高，所以該類服務業的外商直接投資對經濟增長方式轉變的促進作用強于另外兩類行業。

(2)知識密集型行業和資本密集型行業的進出口對其經濟增長方式有顯著的正向影響作用，而勞動密集型行業的外貿增長則沒有顯著影響。之所以出現這種情況，可以從以下兩個角度來解釋：一是國內對于高技術含量產品進口采取鼓勵、扶持等政策，且限制條件較少，這有利于國內企業吸收國外先進技術和管理經驗；二是勞動密集型服務業涵蓋了批發零售、住宿餐飲、公共管理與社會組織等行業，這些行業涉及進出口貿易規模都比較小，對全要素生產率的影響也很小。

(3)分組來看，政府財政支出對服務業經濟增長方式的轉型有積極作用。相比全樣本回歸中顯著的抑制作用，分組回歸中城市化率對經濟增長方式的作用效果出現了分化，其對勞動密集型行業呈現出顯著的負面作用，而對知識與資本密集型行業具有促進作用，這也從另一個角度說明中國勞動密集型服務業仍在服務業中占相當大的比例。因此，在中國城市化的過程中，只有幫助新進入城市人口更好地進行人力資本的投資與積累，才能更大程度地發揮城市的聚集與輻射作用，從而促使行業全要素生產率的提升和增長方式的集約化轉型。

(4)與全樣本回歸相比，勞動力平均受教育年限對經濟增長方式轉型的影響在知識密集型行業與資本密集型行業表現出相同的特性，而勞動密集型行業平均受教育年限的提高反而抑制了行業全要素生產率對經濟增長貢獻率的作用，進而減緩了經濟增長方式的轉型速度。出現這種狀況的可能原因在于：一、作為吸納勞動力就業的主要行業，隨著全社會受教育年限的提高，擁有一定專業技能和受過較高教育的勞動者會向更高生產率行業轉移，高素質勞動力流失造成勞動密集型產業人力資本存量減少，這阻礙了行業全要素生產率的提高；二、現行教育體制不能有效適應行業發展的需要，雖然勞動密集型行業的勞動力平均受教育程度呈上升趨勢，但中高端人才儲備仍然不足，與其它類服務行業還存在較大差距；三、相關教育投資方式單一、投資力度不足、行業人力資本積累欠缺，從而抑制了行業全要素生產率的提升。

(5)在分組考察中，市場化水平對不同要素稟賦行業經濟增長方式轉型的作用表現出顯著的異質性。相對于其它兩個分組，知識密集型行業更能有效利用市場化程度提高所帶來的發展契機，這也從一個側面說明進行要素稟賦分類研究的必要性與有效性。

六、結論與啟示

(一)結論

本文以全要素生產率增長(CTFP)對經濟增長貢獻率作為衡量經濟增長方式的指標，采用索羅殘差法對服務業全要素生產率進行測算，分析了2004—2015年中國服務業經濟增長方式的變化特征，并分別從全樣本和不同要素稟賦兩個維度研究了外商直接投資、制度變遷等因素對經濟增長方式的影響。研究結果表明：服務業增長對資本、勞動等要素投入的依賴性總體呈現增強趨勢，即服務業外延粗放型的增長方式在一定程度上有強化的跡象；外商直接投資對中國服務業增長方式的轉變有顯著的抑制效應，但對勞動密集型服務行業發展有一定的促進作用；貿易開放對服務業增長方式轉變有顯著提升作用，而城市化和財政預算支出則具有負向作用，市場化水平對不同要素稟賦行業經濟增長方式轉型的作用表現出顯著的異質性；勞動力平均受教育年限(人力資本)對全要素生產率和經濟增長貢獻作用在知識與資本密集型服務業行業表現出相同特性，而勞動密集型行業平均受教育年限的提高反而會降低行業全要素生產率對經濟增長的貢獻。

值得注意的是，外商直接投資對中國服務業經濟增長方式轉變呈現負作用，這與大部分對全要素生產率增長因素分析所得到結論相悖，這說明外商直接投資不一定能帶來中國服務業技術進步與經濟增長方式的集約化轉型，服務業領域外商直接投資主要通過要素投入來完成，對要素投入的過度依賴使得中國服務業經濟增長方式的轉型較為緩慢。

(二)啟示

根據研究結論，給我們啟示是：一是要多措并舉繼續推進服務業貿易對外開放水平，通過產業結構優化、制度創新、干中學、出口中學效應等多種方式促進中國服務業產業集約化路徑發展；二是在外商直接投資的項目選擇上要仔細研究、審慎決策，要抑制外資繼續向房地產、租賃和商業服務等行業扎堆，鼓勵、支持與引導外資向人才與技術密集型行業傾斜；三是要繼續推進城市化進程，尤其是人的城市化進程，而非僅僅是土地的城市化，在積極做好各項城市化配套服務的同時，應更努力促進城市化所涉勞動力人力資本的提升；四是進一步完善城鄉義務教育體系，繼續深化高等教育改革，推動高等教育內涵式發展，切實提升全行業的人力資本水平。

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