中國服務業利用外資及其對服務貿易影響的實證分析

王碩 高剛

[摘要]服務業成為吸引外資進入的主要領域，本文首先對中國服務業外資利用情況進行總體回顧，以雷布津斯基定理作為理論基礎，采用1995-2018年時間序列數據作為樣本，實證分析了服務業FDI與服務貿易之間的關系。實證結果表明：服務業FDI對服務貿易的長期穩定發展有明顯的促進作用。服務貿易額不是服務業FDI的格蘭杰原因，服務業FDI是服務貿易額的格蘭杰原因。最后結合實證結果提出相關政策建議。

[關鍵詞] FDI;服務業;服務貿易

[中圖分類號] F832.6

[文獻標識碼]A

1 引言及文獻綜述

克拉克（ 1940）、庫茨涅茨（1971）和錢納里（1975）等人的研究發現：隨著經濟發展和人均收入水平的提高，服務業部門在國民經濟中所占的比重會不斷上升，并最終超過農業部門和工業部門而占據主導地位。自2001年我國加入WTO，正式開啟了服務業對外開放的步伐，外商直接投資的重心開始逐漸向服務業各領域轉移，越來越多的學者開始關注服務業領域FDI及其對國民經濟發展所產生的影響。戴楓（ 2005）采用1983-2002年間的數據，對中國服務業發展與FDI之間的關系進行了Granger因果關系檢驗和協整分析，得出FDI對中國服務業的發展和內部結構升級有積極影響，同時指出FDI也可能對國內服務業資本產生“擠出”效應，從而對服務業發展帶來消極影響。殷鳳（ 2007）對我國服務業利用FDI的現狀進行了分析，指出目前我國服務業利用外資規模偏小，比重偏低，且行業分布差距較大，外資多進入房地產業、租賃和商務服務業等，而金融、貿易和基礎服務部門的比例明顯低于世界平均水平，此外，地區分布不均，絕大多數投向了東部發達地區，中西部的份額很小。在此基礎上，得出服務業外資流入有助于提高中國服務業勞動生產率，但對中國服務業增加值帶動作用較小，甚至負相關。劉艷（ 2011）運用協整理論與向量誤差修正模型，對中國1983-2008年的生產者服務業FDI與技術進步的關系進行了實證分析。結果表明，無論是FDI流量還是存量，生產者服務業FDI與技術進步之間均存在長期穩定的均衡關系。從VECM來看，在短期內二者之間的關系由短期偏離向長期均衡調整的速度很快，生產者服務業FDI的短期波動對我國技術進步的影響非常顯著。

我國服務業增加值比重已經躍居三大產業之首，發展勢頭迅猛，但客觀事實是目前我國服務業大而不強，在國際市場上缺乏競爭力，服務貿易長期處于逆差狀態。那么服務業利用外商直接投資與服務貿易之間是否存在某種聯系？本文主要以雷布津斯基定理為基礎，運用協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗探討服務業FDI與服務貿易之間的長期關系。

2 我國服務業利用外資現狀

與發達國家相比，我國的服務業發展相對滯后，但是自人世以來，作為成員國我國一直認真履行承諾，對服務業采取分階段、分步驟的漸進式開放策略加快服務業對外開放的步伐。隨著服務貿易協定（ GATS）的簽訂以及中國加入WTO之后對各項具體承諾的實施，中國的服務業正逐步實現自由化發展，并且成為對外商直接投資最具有吸引力的領域之一。進入21世紀以來，越來越多的服務業FDI選擇進入中國服務業市場進行投資，且行業涉獵廣泛：包括銀行、保險和證券在內的金融業，批發、零售、外貿、物流在內的流通業，法律、會計、管理、公關等業務在內的專業服務領域等等。近十年以來，我國服務業吸收FDI的絕對數量在逐年上升，且上升速度較快，從2009年的385.28億美元增長到2018年的918.5億美元，增長了將近3倍，占比達到68.05%。

3 服務業FDI對服務貿易的影響

3.1 雷布津斯基定理

在滿足商品價格不變的假設條件下，如果一種生產要素的數量突然得到了增加，就會使下游產業鏈上密集使用這種要素的商品產量也增加，與此同時，也會造成其他產品的產量減少。假設只有資本和技術兩種生產要素，只提供資本密集型和技術密集型這兩種服務。在資本密集型服務和技術密集型服務相對價格保持不變的前提下，當資本要素增加一倍，就會使得資本密集型服務的規模倍數增長，技術密集型服務的市場規模相對減少。

我國服務業FDI以資本引進為主，對技術和知識資本的引進較少。假定服務的價格不變，由于服務業資本大幅度增加，就會使得資本密集型服務產品倍數增長，而技術和知識密集型服務產品供給緩慢。這也驗證了當前我國資本密集型服務業（如房地產、餐飲服務等）發展迅猛，而技術和知識密集型服務業（如科學技術研究、金融等）發展緩慢。在服務貿易出口中，我國服務業出口產品主要集中在傳統的資本密集型部門，缺少知識和技術等核心競爭力，這對于我國服務貿易整體發展以及結構優化十分不利，也成為導致我國服務貿易一直處于逆差的主要原因。

3.2 實證分析

3.2.1 數據與指標

本文以服務貿易總額作為被解釋變量，以服務業實際利用外商直接投資額作為解釋變量。以1995-2018年時間序列數據作為樣本，運用Eviews軟件進行回歸和分析。所有數據均來源于中國統計年鑒。

3.2.2 實證檢驗

由于模型采用時間序列數據進行實證分析，存在趨勢隨機變化的非平穩時間序列會導致回歸模型與現實不符。為保障回歸的有效性和準確性，對所有變量進行平穩性檢驗，檢驗結果顯示變量X和Y的ADF值均大于臨界值，即原序列中的兩個變量都存在單位根，都是非平穩的。經過一階差分后，D （X）和D（Y）兩個變量的ADF檢驗值在5%顯著性水平下均小于臨界值，即經過差分后，都變為平穩經濟變量。滿足同階單整的條件后，對變量進行協整檢驗。首先檢驗殘差序列的單位根，在5%的顯著水平下殘差序列e沒有單位根，也就是說殘差序列是平穩的。結合平穩性檢驗的結論，可以確定X與Y之間存在協整關系。

在協整關系的基礎上，對被解釋變量與解釋變量進行回歸，結果如表1所示。常數項C為-249.7843，解釋變量服務業FDl的回歸系數為8.4179，表明服務業外商直接投資極大推動了服務貿易的增長，服務業利用外資額每增加l億美元，我國服務貿易總額將同方向增長8.4179億美元。

由上表結果可以看到誤差修正項的回歸系數為-0.396350，表示數據短期波動不符合回歸方程時，誤差修正項將會對數據進行調整，將以0.396350的幅度進行反向調整。以減少數據與回歸模型的誤差，保障回歸結果的長期均衡和穩定。

通過格蘭杰因果關系檢驗可知，在滯后期為三期時，在5%的顯著性水平下，服務業FDI （X）是服務貿易額（Y）的格蘭杰原因，服務貿易額（Y）則不是影響服務業FDI （X）的原因。

4 結論與政策建議

通過實證分析可得，服務業FDI對服務貿易的長期穩定發展有明顯的促進作用。服務業FDI是服務貿易額的格蘭杰原因，而服務貿易額不是服務業FDI的格蘭杰原因。服務業利用外資額每增加1億美元，我國服務貿易總額將同方向增長8.4億美元。根據實證結論提出如下建議：（ 1）進一步擴大服務業開放領域和力度。按照我國加入世貿組織服務貿易領域開放的各項承諾，我國現在仍需鼓勵和支持外商投資進入服務領域。外資進入后，本土企業可以通過學習效應和溢出效應等，加速產品的更新換代，提升自身服務產品的國際競爭力，積極擴大國際外包服務，逐步改變傳統的服務出口模式，增強服務出口的效益和競爭力。（2）持續提升服務業引資質量。目前我國服務業FDI主要集中在資本方面，對技術和知識領域涉及較少。加大服務業對于專利、知識產權、科學技術等領域外資的利用和推廣，提升行業生產率、促進服務業結構升級。（3）進一步優化服務業FDI結構，引導合理流向。當前我國服務業發展較快的行業主要集中在餐飲、房地產等傳統服務業領域，而以生產性服務業為主的現代服務業發展緩慢。因此要進一步優化服務業FDI結構，引導其合理流向，提高資源配置效率。注重引導服務業FDI向科學技術、研發設計、信息技術服務等領域傾斜。使服務業FDl真正能夠帶動國內服務業發展質量的提升以及有利于扭轉我國服務貿易逆差的不利局面。

[參考文獻]

[1]戴楓，中國服務業發展與外商直接投資關系的實證研究[J]，國際貿易問題，2005 （03）.

[2]殷鳳.中國服務業利用外商直接投資：現狀、問題與影響因素分析[J].世界經濟研究，2006 （01）.

[3]劉艷.生產者服務業FDI與我國技術進步關系的實證分析：1983-2008[J].上海經濟研究，2011 （03）.

[4]王碩.FDI對我國服務業發展的影響一一基于產業集聚視角的研究[D].南開大學，2013.

[5]付洋，服務業FDI流入與中國服務貿易進口關系研究[D].沈陽工業大學.2018.

[作者簡介]王碩（1985-），女，吉林長春人，高級經濟師，博士，研究方向：產業經濟發展、跨國直接投資。