服务业FDI与东道国服务经济增长研究——基于中国数据的实证检验

陈景华

服务业FDI与东道国服务经济增长研究
——基于中国数据的实证检验

陈景华1，2

（1．山东财经大学经济学院，山东济南 250014；2．山东大学经济学院，山东济南 250100）

服务业的发展对一国经济增长至关重要，而服务业利用外资能够促进东道国服务经济的发展。利用1993－2012年中国服务业实际利用外资的数据，来检验服务业外商直接投资对东道国服务经济增长的影响。结果显示：服务业FDI与服务业增加值之间存在长期稳定的均衡关系，且两者之间互为因果关系。要利用服务业FDI带动东道国服务业经济的增长，必须采取有力措施积极引进服务业外商直接投资。

服务业FDI；服务业增加值；服务经济增长

一、引 言

早在2004年世界投资报告《转向服务业》中就已经指出，在所有区域外商直接投资（FDI）的构成都转向了服务业，各国正在按照发展目标逐渐向服务业外国直接投资开放并积极争取它。2006年世界投资报告也指出，外国直接投资大多流入服务业，服务业在跨国投资中占有支配地位，同时制造业的份额进一步急剧下跌。服务业尤其是金融、电信、房地产等行业从外国直接投资的迅猛增长中获益最大。2011年世界投资报告指出，发展中和转型期经济体吸引的直接外资流量首次达到全球总流量的半数以上。根据这几年的世界投资报告可以看出，服务经济以及发展中国家服务业在全球经济中的重要地位，服务业日益广泛而深入地参与到全球化进程中，抓住服务业国际化深化的契机，这对一个国家服务业发展水平的提高至关重要。《中国服务业发展报告2012》中指出，经济体成熟的一个重要的标准就是服务业占比不断提高。从全球看，服务业FDI已占全球FDI存量的60%和流量的70%。虽然，2012年我国服务业实际利用外商直接投资已经超过了制造业，但服务业实际利用外资占全部实际外资的比例也只达到48%，还远低于全球的平均水平，这说明我国服务业利用外资还有很大的上升空间。中国日益成为发达国家服务业对外直接投资的重要目的地之一，在这样的经济背景下，研究服务业外商直接投资的引入对东道国服务业发展水平的影响，如何通过引进服务业FDI来提高东道国现代服务业的发展水平具有重要的现实意义。

二、相关研究综述

关于服务业FDI与现代服务业发展关系研究的文献还比较少。国外学者关于服务业FDI对服务业经济发展的影响主要通过技术溢出效应来体现。一般性的结论认为服务业FDI会导致服务质量提高，主要源于服务FDI的先进技术、组织和管理经验。Denizer［1］发现土耳其的金融产品创新和电子银行服务是银行引进外商直接投资的结果。Akbar和Mcbride［2］研究匈牙利服务业利用外资的影响，发现服务业FDI会产生管理、市场和组织等方面的知识外溢，促进当地服务经济发展。World Bank［3］发现拉美国家电力部门服务质量的提高是因为管制放松和引入国外资本；服务业FDI会使得服务范围拓展，包括崭新的、技术上更先进的服务，以及向新地区和新顾客提供的服务。Fernandes和Paunov［4］指出，服务业外商直接投资对服务业的影响具有四种微观效应：价格降低、质量改进、服务种类增加和知识溢出。这些效应会刺激外国和国内供应商服务业生产率的提高。

国内学者相关研究文献集中在服务业FDI与经济增长的关系研究，服务业FDI与服务贸易的关系研究上。戴枫［5］利用我国1983－2002年的数据，采用基于VAR方法的协整关系检验、Granger因果检验对服务业利用外商直接投资与我国服务业发展的协整关系和因果关系进行了检验，结果表明服务业外商直接投资是我国服务业发展的动力之一，但服务业的发展并不一定带来服务业外资的增加。魏作磊［6］通过对服务业FDI对印度经济增长影响的研究，认为外包形式的国际服务业向印度转移是促进印度经济增长的发动机。王恕立、胡宗彪［7］运用协整和误差修正模型对1985－2006年间服务业经济与服务贸易数据进行协整分析，发现服务业经济与服务贸易之间存在长期稳定的均衡关系，服务贸易出口始终是服务业经济增长的格兰杰原因。陈景华［8］通过实证分析表明，服务也FDI与经济增长之间存在长期稳定的关系，并且两者互为因果。服务业FDI主要通过产业升级、技术转移、增加就业和扩大出口等方式来促进我国经济增长。

综合以上文献可以发现，现有文献缺乏针对服务业FDI对东道国服务经济影响的研究。本文主要研究服务业FDI对东道国服务经济增长的影响，其中服务业发展水平体现在服务业增加值的增加，服务业增加值占GDP的比重以及服务业增加值的增速这些方面，还体现在服务贸易水平的提高以及服务业平均工资水平和就业水平的提高上。在实证研究的部分，本文试图利用中国1993－2012年的数据，考察服务业FDI与服务业增加值之间的短期和长期关系，并得出相应的结论。

三、服务业FDI及服务经济发展概况

（一）我国利用服务业FDI的现状

20世纪90年代以前，我国服务业吸引外商直接投资的数量比较小，但自90年代以来，服务业引入FDI就出现了明显的增长趋势。进入21世纪以来，服务业吸引FDI的比重越来越大，并超过了制造业吸引FDI的比重。最新数据显示，2012年我国吸引外商直接投资1117．2亿美元，同比下降3．7%，这是自2009年以来的首次年度下降。虽然吸引外商直接投资的增速在下降，但是利用外资的产业结构进一步优化。2012年服务业实际使用外资继续超过制造业，其中，制造业实际使用外资488．7亿美元，同比下降6．2%，占全国总量的43．7%；服务业实际使用外资538．47亿美元，占比48．2%，超过制造业4．5个百分点。图1显示了1997年以来服务业实际利用外资占全部FDI总额的比重。

我国服务业吸引FDI在不同行业的分布是不均衡的。中国统计数据显示，2004年以后中国服务业细分行业FDI的统计口径是一致的，之前的年份很多行业没有统计数据。2004年，服务业中吸引FDI的主要行业有房地产业占比42．3%，租赁和商务服务业占比20．1%，交通运输、仓储和邮政业占比9．1%，住宿和餐饮业占比6%，批发和零售业占比5．3%，其他行业吸引FDI的比例很小。近几年来服务业内部各行业吸引FDI的结构发生了一些变化，其中批发和零售业的占比逐渐提高，到2011年达到14．5%；交通运输、仓储和邮政业以及住宿餐饮业吸引外资的占比呈逐年下降的趋势。2012年最新数据显示，服务业内部各行业FDI的分布进一步优化，金融、零售行业吸引外资占比提升，分别比2011年增加0．19个百分点和0．82个百分点；房地产业占比2011年降低2．48个百分点，而通信设备、计算机及其他电子设备制造业吸引外资占比增加了2．08个百分点。

图1 服务业实际利用外资额占全部实际利用外资额的比重（单位：%）

（二）服务经济发展的表现

服务经济增长表现在多个方面，包括服务贸易的增长、服务业平均工资的提高以及服务业就业水平的提高，而这多个方面的效应最终落脚点都在服务业增加值的增长上。通常用服务业增加值来表现一国服务业的发展水平。

1．服务业及主要行业增加值

服务业增量既包含了服务业基础设施的增加，又包括了东道国服务业的发展程度，可以体现一国服务业的发展水平，也可以体现消费者的消费水平。东道国消费者对服务的了解和要求可以促进一个国家服务质量的提高，从而又促进一国对服务业需求的提高。所以，东道国是否拥有服务业投资者所需要的服务设施以及固定的消费群体是很重要的。另一方面，服务业FDI的引入会进一步促进东道国服务业的发展水平，这也直接体现在服务业增加值的变化上。表1列出21世纪以来服务业及主要行业的增加值，以及各行业增加值占GDP的比重。从表1可以看出，服务业增加值在2000年还只有4676．50亿美元，而到2012年这一数值已经达到36693．2亿美元。按细分行业来看，批发和零售业的增加值最多、房地产业和金融业次之。

表1 服务业及主要行业增加值与占GDP比重单位：亿美元、%

从服务业及主要行业增加值占GDP的比重来看，2000年以来服务业增加值占GDP的比重呈稳步上升趋势，到2012年这一比重已经达到44．6%。各细分行业中，2000年到2012年批发和零售业增加值占GDP的比重从8．22%增加到9．7%；交通运输仓储和邮政业的增加值比重从6．21%减少到4．8%；金融和地产业的增加值比重也分别从4．12%增加到5．5%、4．18%增加到5．6%。同时，服务业及主要行业增加值增速变化和服务业FDI的流入水平呈正相关的关系。在2004年到2006年期间，服务业的国际转移正在兴起，我国引入的服务业外商直接投资也快速增长。在2006年服务业增加值的增速达到了14．1%。在全球金融危机的冲击下，全球服务业外资转移放缓，我国服务业及主要行业增加值增速也有一定的放缓。2012年服务业整个行业增加值增速为8．1%，但是批发和零售业、金融业的增速还有很大的提高，增速分别为11．9%和9．9%。

2．服务贸易

服务业FDI不同于传统的制造业，它无污染、无能耗，有利于发挥服务资源优势，有助于扩大我国企业在国际服务市场的份额，提升我国企业参与国际竞争的能力。服务业FDI不仅能够带来巨大的经济利益，更重要的是引进服务业FDI带来的出口增长，将会引起我国贸易增长方式和经济增长方式的变革。服务业跨国公司通常比东道国相关行业的服务效率和服务质量更高，服务成本更低，它们作为出口产品生产的中间投入品，能够提高出口产品的生产效率、降低出口品成本，从而提高出口商品的国际竞争力。从表2中可以看出，随着服务业FDI的流入，中国服务贸易出口额得到飞速发展，到2011年中国服务贸易进出口总额为4191亿美元，在全世界服务贸易中排名第四位。

表2 中国服务业进出口情况单位：亿美元

3．服务业平均工资

利用服务业FDI对我国“软技术”水平的提高有着积极的影响。这种积极影响主要表现在拓展服务领域、革新经营理念、创新服务方式及管理方式、提高服务质量等方面。软技术体现在技能方面，常反映在工资中。设在发展中国家的服务分公司的工资报酬更接近发达国家的分公司工资水平。进入新世纪以来，服务业各个领域的平均工资水平都有了很大的提高，2011年服务业各行业的年均收入都有很大增长，尤其是信息传输、计算机服务和软件业，人均年收入达到了47334元人民币，比2003年增长了1．8倍。居民收入水平提高，自然会增加消费需求，扩大内需，从而推动经济的高水平增长。表3列出了近十年来服务业主要行业的平均工资。

表3 服务业及细分行业平均工资单位：元

4．服务业就业水平

服务业FDI对东道国服务业经济的影响也可体现在服务业就业上。服务业FDI对就业机会的创造主要通过绿地投资实现。绿地投资具有明显的就业创造效应，但是与制造业绿地投资不同，服务业绿地投资不需要进行厂房、机械设备等大量固定资产的投资，以较低的投资成本创造更多的就业机会，这是服务业绿地投资明显优于制造业投资的地方。服务业就业水平的提高无疑能够推动服务产业的快速发展，从而提升整个国家的经济发展水平。图1已经显示，在1997－2012年间服务业就业占比呈稳步上升的趋势，到2012年这一比例达到50%。

四、实证分析

服务业FDI对东道国服务经济的影响体现在多个方面，在实证分析中本文主要以服务业增加值这一指标来量化东道国服务经济的增长。因为大部分时间序列都是不平稳的，在实证检验前必须对变量进行平稳性检验。接下来本文将先进行单位根检验，然后采用协整分析的方法来检验服务业FDI与我国服务业经济增长之间的长期均衡关系。

（一）模型与变量设定

本文主要研究服务业FDI对东道国服务业经济增长的影响。因此自变量为服务业利用外资的数据，因变量是代表服务业发展水平的服务业增加值。因此，设定计量模型为：

其中，服务业增加值SVAL：根据我国三次产业的划分，可以把第三产业理解作服务业。体现服务业经济增长的指标服务业增加值用《中国统计年鉴》中1993－2012年第三产业增加值来表示。

服务业外商直接投资SFDI：我国关于服务业外商直接投资的统计数据，1996年以前只有协议利用外商投资的数据，没有实际利用外商投资的数据，且1992年之前服务业利用外资的数量较小。因此本文取1993－2012年的服务业实际利用外资额。其中1993－1996年间只有协议利用外资额，为得到实际利用外资额，根据当年外商直接投资的实际金额占合同利用外资金额的比例作为同时期服务业外商直接投资的实际金额占合同利用外资金额的比例，以此来计算这几年的服务业实际利用外资额，尽量使其接近真实的数据。数据均来源于《中国统计年鉴》各期。表4列出了1993－2012年服务业实际利用外资额以及服务业增加值。

表4 1993－2012年中国利用服务业FDI及服务业增加值单位：亿美元

（二）平稳性检验

时间序列的平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间序列的推移而发生变化。大部分时间序列都是不平稳的，对非平稳时间序列进行回归会造成虚假回归的问题。因此在研究引进服务业FDI对东道国服务经济产业的影响时，首先要分别对每个时间序列进行平稳性检验。原理是对某一时间序列进行单位根检验（ADF检验），可以建立回归方程：

表5 ADF单位根检验结果

并假设：H0：β2＝0；H1：β2＜0

在回归结果中，根据一定显著性水平下的ADF临界值，如果接受原假设H0，则说明序列Yt存在单位根，是非平稳的；若参数估计β2显著地不为零，则不存在单位根，说明时间序列是平稳的。方程中加入k个滞后项是为了使残差项μt成为白嗓音。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。利用Stata10．0计量软件，可得检验结果如表5所示。

ADF检验结果表明，各个变量的原值均无法通过平稳性检验，一阶差分后ln SFDI、ln SVAL均在1%的显著水平拒绝了存在单位根的假设。因此，服务业FDI与服务业增加值都是一阶单整的时间序列变量，可进一步检验两个变量之间可能存在的协整关系。

（三）协整检验

协整关系的经济意义在于，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。Johansen和Juselius提出的基于向量自回归模型的协整系统检验，具有良好的小样本特性，所以本文采用极大似然法检验非平稳的时间序列数据和之间是否存在协整关系。基本思路是在多变量向量自回归系统中构造两个残差的积矩阵，计算矩阵的有序特征值，然后根据特征值得出一系列的统计量，以判断协整关系是否存在以及协整关系的个数。首先建立VAR模型如下：

其中，Yt为服务业实际利用外资的对数序列ln SFDI和中国服务增加值的对数序列ln SVAL构成的列向量，∏i是系数矩阵，μt为随即误差项矩阵，c为截距项，k为最大滞后期。JJ检验法对于滞后期非常敏感，本文根据AIC和BIC准则确定最佳滞后期。然后对协整中是否有常数项和趋势项进行设定，最后对数据进行检验。以自回归模型为基础对ln SFDI与ln SVAL进行协整关系检验。结果如表6：

表6 ln SFDI与ln SVAL间的协整关系检验结果

协整检验结果中基于最大特征值的迹统计量可以判别变量之间的协整关系。如果迹统计量大于临界值，则拒绝零假设，即变量间存在协整关系；相反，迹统计量小于临界值，则接受零假设，即变量间不存在协整关系。根据检验结果可以发现，ln SFDI与ln SVAL的迹统计量大于5%水平的临界值，两个变量之间存在协整关系，同时ln SFDI与ln SVAL也拒绝了二者间只存在一个协整关系的原假设，说明ln SFDI与ln SVAL之间至少存在一个协整关系。

（四）向量误差修正模型

协整检验说明变量之间存在着长期稳定的均衡关系。而实际经济数据往往是由“非均衡过程”生成的，所以不能直接以原变量建立回归模型。由于本文样本容量比较有限，为得到尽可能准确的回归结果，我们使用Johansen的极大似然比方法估计该系统的向量误差修正模型（VECM），进一步揭示变量之间的短期、长期以及修正关系。

根据VECM回归结果，可以得到表示短期趋势关系的误差修正模型以及表示长期均衡关系的协整方程。ln SVAL与ln SFDI的误差修正模型为：

D．ln SVALt＝－0．021ECMt－1＋（0．138＋0．057D．ln SVALt－1－0．170D．ln SFDIt－1）＋ut

其中，ECMt－1＝－1．227＋ln SVALt－1．273ln SFDIt＋u，R2＝0．953。

这里误差修正项（ECM）的系数为－0．021，符合反向修正机制。反映了当短期波动偏离长期均衡时，SFDI将以0．021的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。这说明从长期看，服务业FDI的引入能够促进服务业经济的增长。同时，R*＝0．953，说明模型的拟合优度是很好的，误差修正项和滞后项对服务业增加值的解释能力是较强的。在短期中，回归结果显示服务业FDI的引进对服务经济增长的影响是负的，这说明服务业FDI对服务业经济增长的短期效应不明显。

根据协整方程，我们可以得到变量间的长期均衡关系为：

从长期均衡结果来看，服务业FDI对服务业增加值的影响弹性为1．273，即引进服务业FDI增长1%，服务业增加值就会增长1．273%，这个结果与理论预期相一致。因此可以说虽然在短期中引进服务业FDI对服务业经济发展的效应不明显，但是从长期来看的确会促进东道国服务业经济的增长。

（五）格兰杰因果关系检验

协整检验的结果可以说明变量之间是否存在长期均衡关系，而格兰杰因果关系检验确定的是一个变量能否有助于预测另一个变量。经济学分析中，要确定因果关系是从x到y，还是从y到x，抑或是双向因果关系。如果x是y的因，但y不是x的因，则x的过去值可以帮助预测y的未来值，但y的过去值却不能帮助预测x的未来值。因此，在变量SFDI对其它变量的回归时，如果把SFDI的过去或滞后项的值包括进去能显著地改进对SVAL的预测，则SFDI是SVAL的格兰杰原因。同样可以定义SVAL是SFDI的格兰杰或非格兰杰原因。把SFDI与SVAL构成一个二元VAR系统，在VAR的框架下进行格兰杰因果关系检验。表7显示的是SFDI与SVAL的格兰杰因果关系检验结果。

表7 格兰杰因果关系检验

由上表的检验结果可知，无论以ln SFDI还是以ln SVAL为解释变量，其P值都远小于0．05。因此，可以确定二者之间互为格兰杰原因。如果将其阐发为因果关系，则可以认为服务业FDI的流入是服务业经济增长的原因，同时服务业经济的增长也是吸引服务业FDI流入的原因。即二者互为因果关系。

五、结 论

实证分析结果显示，服务业FDI与服务业增加值之间存在长期稳定的均衡关系，并且长期均衡关系表明服务业FDI的增加可以促进服务业增加值的增长。服务业实际利用FDI每增加1%，将会引发我国服务业增加值增长1．273%。进一步的格兰杰因果关系检验表明，不仅服务业FDI对东道国服务业增加值的增长有促进作用，同时服务业增加值的提高也能带动服务业FDI流入的增长。二者互为因果关系。中国的现实数据也证实服务业FDI与服务业增加值之间存在这种长期均衡的关系。随着服务业FDI流入的增加，服务业增加值也呈现明显的上升趋势，并且服务业增加值占GDP的比重也呈稳步上升趋势。服务业增加值占GDP比重是反映一个国家经济发展水平的重要指标，西方发达国家服务业比重一般都在60%以上，2012年我国服务业所占比重仅为44．6%左右，说明我国服务业发展水平还是比较落后。为了进一步发挥服务业FDI的对服务经济的增长效应，要提升我国的服务业发展水平，要求我们更积极地参与到服务业全球化经济中，加大服务业外商直接投资的引入。服务业FDI的流入带来的不仅是资金，更重要的是给我国相对落后的服务业带来先进的管理理念和营销技术。同时，外资服务企业高效的经营运作方式也给国内服务企业做出示范，带动了国内服务企业效率和竞争力的提高，促进我国服务业经济的发展。

［1］DENIZER C．Foreign Entry in Turkey’s Banking Sector，1980－1997［R］．World Bank Policy Research Working Paper 1999 No．2462．

［2］AKBAR，MCBRIDE．Multinational Enterprise Strategy，Foreign Direct Investmentand Economic Development［J］．Journal ofWorld Business，2004（39）：89－105．

［3］World Bank．Reforming Infrastructure：Privatization，Regulation，and Competition［R］．Washington，DC 2004．

［4］FERNANDES，PAUNOV．Foreign Direct Investment in Services and Manufacturing Productivity Growth［R］．TheWorld Bank Policy Research Working Paper 2008 No．4730．

［5］戴枫．中国服务业发展与外商直接投资关系的实证研究［J］．国际贸易问题，2005（3）：64－69．

［6］魏作磊．中国与印度服务业发展比较，统计研究［J］．2007（3）：92－96．

［7］王恕立，胡宗彪．我国服务贸易与服务业经济协同发展的实证研究：1985－2006［J］．国际贸易问题，2009（4）：53－60．

［8］陈景华．服务业国际转移的经济增长效应——基于1993－2006年中国数据的协整分析［J］．国际贸易问题，2009（4）：61－67．

Research on Services FDI and the Econom ic Grow th of the Service Industry in the Host Country——An Empirical Analysis Based on Data in China

CHEN Jing-hua1，2
（1．School of Economics，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250014，China；2．School of Economics，Shandong University，Jinan 250100，China）

The development of service is very important to economic growth in a country．And the inflows of services FDI can promote the development of services economy of host country．The empirical test of the influence of services FDIon services industry shows that there is a long－term stable equilibrium relationship between the services FDIand the added value of services industry，and a causal relationship as well．To take advantage of services FDI to promote services economic growth of host countries，wemust take effectivemeasures to attract services FDI．

services FDI；added value of service industry；growth of service economy

F063．1

A

1008－2670（2013）04－0103－08

（责任编辑刘小平）

2013－03－25

陈景华，女，山东乳山人，山东财经大学经济学院讲师，山东大学经济学院博士研究生，研究方向：服务贸易与服务经济。