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服务业利用外商直接投资对中国经济增长作用机理的实证研究
导读:内容提要近年来世界外商直接投资的重点已由制造业转向服务业，随着中国服务业市场逐步开放，服务业外商直接投资对经济增长的作用不可低估。本文对1984年至2003年中国服务业利用外商直接投资与经济增长关系进行了实证研…
内容提要 近年来世界外商直接投资的重点已由制造业转向服务业，随着中国服务业市场逐步开放，服务业外商直接投资对经济增长的作用不可低估。本文对1984年至2003年中国服务业利用外商直接投资与经济增长关系进行了实证研究，结果表明：中国存在由服务业利用外商直接投资到经济增长单向Granger因果关系，技术效应、贸易效应和就业效应是中国服务业外商直接投资对经济增长最为显著的增长路径。
关键词 服务业，外商直接投资，作用机理
一、研究背景与相关文献概览
(一)研究背景
随着经济全球化的纵深发展，技术革命引致全球产业结构向服务业偏移、服务业管制放松、服务贸易自由化的制度安排以及服务业的特殊性质，使得世界外商直接投资(FDI)的重点已转向服务业。20世纪70年代初期，该部门仅占全世界外国直接投资存量的四分之一，1990年年这一比例还不到一半，而2002年已上升到约占60%，估计为4万亿美元。服务业外商直接投资对经济增长起到了不可低估的作用，也使得服务领域的国际直接投资问题成为理论上亟待探讨的学术前沿和实践中关注的热点。
中国外商直接投资长期集中于制造业，服务业 FDI未得到充分发展。服务业利用FDI在1984-2003年间的变化可分为三个阶段：1984-1991年为初步发展阶段，数额在200亿美元以下；1992和1993年迅猛攀升；1993年之后一路下滑，至1990-2003年基本稳定在200亿美元左右，占我国同期利用外商直接投资总额的33%左右，远低于世界发达国家约60%的平均水平，也低于发展中国家约52%的平均水平。究其原因，一是我国第三产业发展滞后，服务业市场开放度较低；二是对服务业的长期价值歧视，导致服务经济理论和贸易投资理论研究超常滞后于实践；三是相关数据缺乏导致难以实证检验服务业FDI对经济增长的影响程度。由此，传统上理论界决策层都未能重视服务业利用FDI的增长作用，甚至认为，服务业外商直接投资对东道国贡献很少或没有贡献。随着我国加入WTO，服务市场的逐步开放，FDI将在多方面影响经济增长。1980-2003年，我国GDP年均增长9.5%，第三产业对GDP的贡献率由1990年的17.1%上升到2002年的35%，同期的拉动率也由0.7增至2.9。因此，以经济全球化为背景，以国际资本向服务业流动为契机，深入研究服务业FDI对经济增长的作用机理，充分发挥服务业FDI对我国经济增长的多重效应，对增强服务业国际竞争力，推动中国经济的持续增长无疑具有重要的理论价值和政策含义。
(二)相关研究文献概览
古典经济学、新古典经济学和新增长经济学均强调资本以及外商直接投资对经济增长的作用。新古典增长理论认为，长期增长由技术和资本的积累所决定，外商直接投资只影响其短期产出增长。现代FDI两大学派中，以小岛清为代表的日本学派，指出FDI在实现投资国长期动态比较优势中起着“重要催化剂”作用。自内生增长理论产生以来，许多国际经济学者从理论和实证研究中得出结论：FDI作为资本存量、知识和技术的综合体对经济增长具有重要作用。
早期的经验研究多注重考察FDI与经济增长的相关性，而后开始关注因果关系的研究，以新增长理论为基础的经验研究则深入分析FDI对经济增长的作用机理。基本结论有：一是FDI与经济增长正相关，但是否存在因果关系及其方向并不一致。Ericsson & Irandoust(2001)证明，挪威和瑞典的FDI和产出存在长期因果关系，在瑞典Granger因果关系是双向的，而在挪威仅存在FDI影响经济增长的单向关系，芬兰和丹麦则不存在Granger因果关系。二是FDI对经济增长的影响是多方面的，其作用效果与东道国的吸收能力有关。FDI促进资本形成、技术进步、制度变革、出口和就业的作用得到实证研究的支持，如Tu(1990)、Schive(1990)、Kueh(1992)、Jansen(1995)等的研究结论。
对FDI与增长问题研究长期圃于制造业，但大多数学者认为，科技革命正在改变服务商品的特性，FDI的合理内核适用于服务业FDI。代表性的观点是邓宁等人认为服务业特性会与主流FDI理论假设冲突，但通过简单修正即可适用；小岛清也指出，要素服务的跨国流动是国际资本流动的结果，可以使投资国和东道国都获得比较利益；联合国跨国公司中心最先较为系统的探讨了服务业FDI对东道国经济发展的作用，认为服务业FDI在技术、就业、贸易、联动性及非经济领域对东道国经济发展产生影响，其结论得到后来研究者的认可和借鉴。
国内学者对服务业FDI的理论研究始于20世纪90年代以后，相关文献很少，且主要侧重于FDI理论在服务业的适用性研究，极少关于服务业FDI与经济增长关系的探讨，尚未发现关于服务业FDI对经济增长作用机理的分析。近年所做的实证研究中代表性的有：赵晋平(2001)、钟昌标(2000)、桑秀国(2002)、沈坤荣、耿强(2001)和萧政、沈艳(2002)等研究了FDI与中国经济增长的相关关系；张海洋(2004)、吴德进(2003)、江锦凡(2004)等分别考察了单个要素对经济增长的作用机理；郑吉昌等(2004)则从服务业FDI的产业整合效应进行了经验研究。
可见，国内外关于服务业FDI对经济增长作用机理的研究具有以下特点：间接文献多于直接文献；单个效应作用机理研究较多，综合效应研究少，容易夸大某种效应而忽略其它效应的整合作用；经验研究多于理论研究。
本文将利用协整检验及Granger因果检验分析中国服务业利用FDI与经济增长之间的关系，在此基础上，以资本效应、产业结构效应、技术效应、贸易效应、就业效应和制度效应等作为解释变量，进一步深入分析服务业外商直接投资对经济增长的作用机理及其传导因素的影响力。
二、服务业利用外商直接投资与经济增长的因果关系分析
(一)数据说明
本文设定样本区间为1984-2003年。根据数据的可得性，服务业相当于统计意义上的第三产业。本文采用中国服务业合同利用外资额表示来服务业利用FDI的状况。由于难以获得中国不同产业部门实际利用外资的时间序列数据，而合同利用外资总额在1992年之前与实际利用外资总额之间差距较小，1992年以后合同利用外资总额波动幅度加大，但可以大体反映实际利用外资的趋势，因此服务业合同利用外资额可近似反映实际利用外资的趋势。中国经济增长则用人均GDP来衡量。相关数据取自历年《中国统计年鉴》。
(二)单位根检验
传统的时间序列分析通常假定所使用的经济变量满足平稳性要求，事实上绝大多数经济时间序列变量都是非平稳的，利用非平稳的时间序列数据进行回归会导致虚假回归，因此在对经济变量的时间序列进行回归分析前，应首先进行单位根检验以判别平稳性。本文将采用ADF检验法进行单位根检验，即对于时间序列Xt建立下列方程：
其中C为常数项，t为趋势项。若接受原假设H0，则说明序列Xt存在单位根，是非平稳的；否则说明序列Xt不存在单位根。方程中加入P个滞后项是为了使残差项μt成为白噪音。对于非平稳的变量还要检验其差分的平稳性。如果变量的n阶差分是平稳的，则称此变量是n阶单整，记为I(n)。所有变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件。
我们利用ADF检验法检验中国经济增长和服务业外商直接投资的平稳性。为了研究方便，分别对中国人均GDP和服务业利用FDI取自然对数，得到lnGDP和lnFDI的时间序列数据，引入对数会更容易得到平稳数据且不会改变时间序列的性质和相互关系。检验结果见表1。
结果表明，lnGDP和lnFDI都是2阶单整的时间序列变量。两者的原值和一阶差分在5%的显著性水平下均无法通过平稳性检验，二阶差分后均在5%的显著水平拒绝了存在单位根的假设，说明这两个变量具有二阶单整性I(2)。
(三)协整检验
如果同阶单整变量的某种线性组合是平稳的，则称变量间存在协整关系。协整关系是非平稳的单整变量之间存在的一种长期均衡关系，其经济意义在于：两个变量，虽然具有各自的长期波动规律，但如果它们是协整的，则它们之间存在一种长期稳定的比例关系。
协整关系的检验主要有两种方法，一是Ensle和Granger提出基于协整回归残差的ADF检验，二是Johansen和Juselius提出的基于向量自回归模型的协整系统检验。本文采用Johansen极大似然法检验非平稳的时间序列数据lnGDP和lnFDI之间是否存在协整关系。
表2 lnGDP和lnFDI协整关系检验结果零假设
零假设 特征值 似然比统计量 5%水平临界值 1%水平临界值 零 0.6588 20.7775 15.41 20.04 至少一个 0.0761 1.42426 3.76 6.65
协整检验结果表明，lnGDP和lnFDI之间至少存在一个协整关系。协整检验结果中基于最大特征值的似然比统计量可以判别变量之间的协整关系。如果似然比统计量大于临界值，则拒绝零假设；相反，似然比统计量小于临界值，则接受零假设。表2所示结果在5%的显著水平下，统计量的值20.77750大于临界值15.41，拒绝零假设；进一步的检验中似然比统计量1.424260小于临界值3.76，所以接受lnGDP和lnFDI之间至少存在一个协整关系的假设。(四)Granger因果关系检验
协整关系仅能说明中国经济增长和服务业外商直接投资之间存在长期稳定的比例关系，并不能说明两者之间是否存在因果关系。我们采用Granger因果关系检验来检验中国经济增长和服务业利用FDI之间因果关系的方向。Granger因果关系检验的核心思想是：如果变量X是变量Y的Granger原因，那么X的过去和现在的信息有助于改进对Y的预测，其数学检验模型为：
如果接受零假设H。，则X是Y的非Granger原因；相反，如果在统计上拒绝零假设HO，说明X是Y的Granger原因。
Granger因果检验结果表明，中国经济增长和服务业利用FDI之间存在单向的Granger因果关系，服务业利用外商直接投资是中国经济增长的原因，反之则不成立。检验结果中F值为检验统计量，P值为检验的概率值。若P值小于0.05，表示因果关系在5%的显著性水平下成立；若P值小于0.1，表示因果关系在10%的显著性水平下成立，否则，因果关系不成立。表3所示结果表明，在5%的显著性水平下，取滞后期数为1、2、3、4时，LnGDP→LnFDI的P值均大于0.1，接受零假设，即在10%的显著性水平下中国经济增长不是服务业外商直接投资的Granger原因，仅当滞后期为5时，LnGDP才是LnFDI的Granger原因；而不论滞后期为多少，LnFDI→LnGDP的P值均小于0.05，拒绝零假设，即在5%的显著性水平下服务业利用外商直接投资是中国经济增长的Granger原因。
三、服务业利用外商直接投资对经济增长的作用机理
由上述分析可知，中国经济增长与服务业利用外商直接投资之间存在协整关系，且存在由服务业利用外商直接投资到中国经济增长的单向因果关系，那么，服务业利用外商直接投资究竟如何影响经济增长呢?以下将对其作用机理进行分析。
据目前掌握的资料来看，已有的对FDI与经济增长关系的研究多关注于技术、产业结构等单个效应的验证，江锦凡(2004)首次采用Granger因果分析法综合分析FDI与经济增长的资本效应和各种外溢效应的作用机制。但因果分析只能定性确定FDI影响经济增长的各种渠道，无法精确测算各种效应的大小，目前尚未发现对服务业利用FDI对经济增长作用机理的实证研究。我们尝试从资本、产业结构、技术、贸易、就业和制度等效应指标作为渠道变量实证考察中国服务业利用FDI对经济增长的作用机理。
(一)贸易引力模型的扩展
本文借鉴Frankel和Romer(1999)分析贸易和增长之间影响机制所采用的贸易引力模型(Gravity Model)的思路，建立中国服务业利用外商直接投资对经济增长作用机理的分析模型。贸易引力模型利用地理因素拟合出一个贸易工具变量，然后从水平量出发将人均产出分解为三个要素，最后利用拟合得到的贸易工具变量分析贸易通过哪些途径影响人均产出。我们对贸易引力模型进行了适应性改进，首先测算六个渠道变量对经济增长的影响作用，然后以各渠道变量为因变量，检验中国服务业利用FDI对各渠道变量的影响，最后分别计算出各个渠道变量对经济增长综合影响效应的大小。由此建立如下模型：
GDP=F(I，S,T,TR,E,R) [3]
I=G1(FDI) [4]
S=G2(FDI) [5]
T=G3(FDI) [6]
TR=G4(FDI) [7]
E=G5(FDI) [8]
R=G6(FDI) [9]
其中GDP表示中国经济增长，FDI为中国服务业利用外商直接投资，I、S、T、TR、E、R分别表示中国服务业利用FDI的资本效应、产业结构效应、技术效应、贸易效应、就业效应和制度效应。模型通过“服务业利用FDI→六个解释变量(渠道变量)+经济增长”的传递途径，检验出中国服务业利用FDI的增长作用路径，即服务业利用外商直接投资对中国的经济增长的作用机理：首先，我们用方程[3]分别测算出六个解释变量各自对中国经济增长的影响程度；然后，将六个解释变量作为因变量，用方程[4]至[9]分别检验服务业利用FDI对这六个解释变量的影响，即测算出服务业利用FDI对服务业总投资额、产业结构、技术、贸易、就业、制度这六个解释变量的作用；最后，结合7个回归方程结果分析服务业利用FDI如何通过上述六个解释变量作用于经济增长。
(二)变量的选取
变量的选取在遵循目前一般的度量方法的基础上，结合数据的可得性进行了调整，下面分别对模型中各变量所涉及的数据进行详细分析：
(1)资本效应(记为I)。采用服务业基本建设投资额度量，数据取自中国统计年鉴“国民经济各行业基本建设投资”中各服务行业的投资额之和。
(2)产业结构效应(记为S)。产业结构一般采用第三产业增加值或产值比例来表示，本文采用中国第三产业GDP占全部GDP的比例来近似表示。
(3)技术效应(记为T)。根据联合跨国公司中心的研究，服务业的技术主要表现为由雇员平均报酬表示的软技术的积累，因此我们采用服务业职工年平均工资来近似表示技术效应，数据来自于中国统计年鉴“按行业分职工平均工资”中各服务行业的职工年平均工资的平均数。需要强调的是，服务业职工年平均工资可以近似表示技术效应，其假设前提是劳动力市场是充分竞争的。
(4)贸易效应(记为TR)。本文采用中国服务贸易出口额这一指标近似说明。
(5)就业效应(记为E)。就业效应一般采用就业人数总量、比例、增长率等表示，本文采用第三产业就业人数占全部就业人数的比例来表示，数据取自中国统计年鉴。
(6)制度效应(记为R)。制度变革通常采用财政支出占GDP的比重、非国有经济的产值占GDP的比重表示。对政策环境的判断一般采用引进虚拟变量的方法来处理，本文采用引入虚拟变量表示投资政策环境的变化的方法来度量制度效应，用不同的赋值反映政府引资政策的不同阶段：1984-1992年取0，1993-1997年取1，1998-2003年取2。1992年、1995年是政府政策变化的转折点：1992年邓小平南巡讲话给中国经济注入新的活力，1995年颁布《指导外商投资方向暂行规定》及1997年《外商投资产业指导目录》标志着政府政策由地区优惠向产业优惠过渡。
本文选取的样本区间为1984-2003年，具体数据见附表1。
(三)实证分析
我们首先对附表l中所有变量(制度效应R除外)取自然对数形式，再带人所设模型进行实证分析，数据处理由SPSS统计软件完成。
(1)解释变量对中国经济增长的影响作用
我们将中国人均GDP的自然对数所表示的经济增长作为因变量，资本效应、产业结构效应、技术效应、贸易效应、就业效应等五个解释变量的自然对数和制度效应作为自变量，实证检验这六个方面对中国服务业经济增长的影D向程度。回归分析的结果如下：
从t值来看，资本效应、产业结构效应和制度效应不能通过检验，说明这三个解释变量对中国经济增长的影响不显著，需要剔除。以中国人均GDP的自然对数为因变量，技术效应、贸易效应、就业效应等三个解释变量的自然对数作为自变量，回归分析的结果如下：
三个解释变量的I值至少在10%的水平下显看，对中国经济增长的影响大小依次为技术效应、贸易效应、就业效应。R^说明模型对样本观测值的拟合度良好；F值显然可以通过检验，说明模型的线性关系显著成立；三个解释变量的系数符号均为正，表明所有解释变量对中国经济增长均有正向推动作用。
(2)中国服务业外商直接投资对解释变量的影响
以下我们将分别测算中国服务业FDI对技术效应、贸易效应和就业效应等三个解释变量的影响，即以中国服务业FDI的自然对数为自变量，分别以三个解释变量的自然对数为因变量进行实证分析，结果见表4。回归分析结果非常理想：由于F0.01(1，18)=8.28，显然各方程的F值均大于此临界值，因此各个方程均可在1%的水平通过显著性检验；各方程的R。所表示的各方程的拟和度尚可；从t值表示的变量显著性来看，作为自变量的中国服务业F1)I至少在1%水平下显著。表4回归分析结果中中国服务业FDI的系数均为正值，表明中国服务业FDI与技术效应、贸易效应和就业效应成正相关关系。
将以上三个解释变量对中国经济增长的影响和中国服务业利用FDI对三个解释变量的影响进行归纳，根据回归结果初步总结出中国“服务业利用FDI→解释变量→经济增长”之间的关系，结果见表5。从符号来看中国服务业利用FDI对经济增长的所有增长路径均为正向推动作用，由数值大小表示的作用大小依次为：就业效应、技术效应、贸易效应。
四、结论
本文实证检验表明，中国服务业利用外商直接投资与经济增长均为二阶单整变量，两者之间存在协整关系，两者之间的Granger因果关系是单向，服务业利用外商直接投资是中国经济增长的原因，反之则不成立。中国服务业利用FDI对经济增长作用机理的定量研究表明，资本、产业结构、技术、贸易、就业和制度效应等六个渠道变量中，技术效应、贸易效应、就业效应最为显著，三者对中国经济增长的作用均为正向的，作用由大到小依次为：就业效应、技术效应、贸易效应。
当服务业外国直接投资成为竞争力的一个重要因素并影响经济增长时，中国需要从理论和政策的结合上对服务业引资进行引导和管理。具体有：构建良好的投资环境和制度安排；准确把握世界产业转移规律，逐步扩大服务领域的对外开放；规划产业发展的优先序和重点行业选择，确立重点引资行业；鼓励外商投资知识技术密集型服务产业、基础产业和配套产业；确立三次产业协调发展，经济增长和可持续发展相容的发展观。
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