我国服务业外资的现状及其对服务业影响的实证研究

我国服务业外资的特点及其对服务业影响的实证研究摘要：服务业正日渐成为中国经济增长的引擎，也日益成为外商直接投资的重点。本文在分析了服务业外资的现状以及与制造业等产业外资相比的不同特点后，验证了服务业外资与制造业发展之间的关系，并利用回归模型以及格兰杰因果关系检验模型，分析和检验了1995-2004年服务业FDI与中国服务业发展的关系，得出以下结论：我国服务业与制造业的相互渗透和相互关联程度比较低，以及FDI是促进中国服务业发展的重要因素之一。关键词：服务业外商直接投资生产性服务业平稳性格兰杰因果关系一、引言随着服务贸易协定的签订以及中国加入WTO后对具体承诺的实施，中国的服务业正逐步实行自由化，加之我国市场潜力巨大，政治、经济、社会环境稳定，中国服务业自身也取得了长足的发展。虽然我国服务业利用FDI的数额还远远低于发达国家的平均水平，也低于发展中国家的平均水平，但目前已经成为对服务业外商直接投资最具有吸引力的地区。2004年我国服务业的合同外商投资额达到了3358704万美元，占全部外商直接投资合同金额的21.4%；而且服务业外资进入的速度极快，2004年12月11日，我国放开了外资对于商贸流通业投资的限制，2005年上半年商务部已批准设立外资商业企业就达到245个,为上年全年批准设立企业的近6倍，这种状况也反映出外资对我国服务市场的认可程度比较高。从全球角度来看，服务业早已成为外商直接投资的重点。《2004年世界投资报告》指出：外国直接投资的结构正在向服务业方向转变。在上世纪70年代初期，服务业部门的外国直接投资存量仅占全世界外国直接投资存量的四分之一；1990年这一比例还不到50%；而2002年则上升至60%，估计为4万亿美元。在同一时期，初级部门的外国直接投资存量占全世界外国直接投资存量的比例由9%下降到6%，而制造业的降幅更大，由42%降至34%。从平均值来看，2001-2002年，服务业吸收的外国直接投资额占外国直接投资流入总额的三分之二，大约为5000亿美元。此外，由于母国和东道国的服务部门在跨国经营方面落后于制造业，因此它在吸引外国直接投资上仍然大有可为。因此，深入研究服务业发展与FDI的关系，以及服务业FDI对我国服务业各方面发展的影响，对增强我国服务业的国际竞争力，加速中国服务业发展具有重要的理论价值和政策含义。由于我国服务业的开放整体上晚于制造业，开放的程度也低于制造业，因此凡涉及到具体产业分析的多是以制造业为对象，直到中国加入WTO前夕，人们才开始较多地关注服务业FDI的研究。具体主要包括：吴彬（1997）运用邓宁（J.H.Dunning）的国际生产折衷理论分析了服务业FDI增长的原因,并探讨了中国企业跨国经营服务企业的问题。余江（2000）指出现有外商投资企业存在的问题，以及对服务业开放的启示，认为要对服务业进行适当保护。胡小娟和李波（2001）研究了利用外资服务业的特征及宏观把握问题。李慧中（2002）通过两部门模型的理论分析解释了制造业与服务业劳动生产率的差异是造成发达国家服务价格高于发展中国家的主要原因，并且得出发达国家对发展中国家服务业的直接投资主要集中在两类具有相对垄断性优势的服务产品上：传统劳动密集型的消费者服务中品质特别优秀的服务产品和更具有现代意义的作为中间投入品的生产者服务。薛求知和郑琴琴（2002）从需求、供给、竞争、壁垒以及声誉五个方面对服务型跨国公司的出现、扩张动因及其在中国的发展状况进行了研究。俞梅珍（2003）指出，跨国并购成为服务业直接投资的主要形式，分析了服务业跨国直接投资迅速增长的原因及对世界和中国经济的影响。李慧中（2004）比较了服务业与制造业贸易与投资动因的差异，认为不完全竞争条件下的产品差异与规模经济最能说明当前的服务业跨国投资。国外的相关研究近期较多集中于分析金融、保险等具体的服务行业，把服务业外资作为一个整体进行的研究并不多，主要有ChyauTuan和LindaF.Y.Ng于2002年利用重力模型研究CP体系，认为无论是制造业还是服务业的FDI的流入模式都会受到CP集聚的影响，而且企业越小对于这种影响就越敏感。RonaldB.Davies于2003年假设不同国家的技术性劳动力不能相互替代，通过建模分析得出结论，认为跨国公司的FDI可以避免交易成本和部门间价格差异，同时FDI还能使东道国的技术性劳动力数量有所增长。虽然上述文献都从不同的角度研究了服务业FDI的动因及其对服务业以及东道国经济的影响，但是对这些变量之间关系的定量化实证分析还是不多的。本文试图通过10年的统计数据分析服务业外资的现状，并进一步证明FDI对服务业发展存在现实的推动作用。二、我国服务业外商直接投资的现状及特点与制造业等其他产业相比，服务业外资在许多方面都有着自己的独特之处，主要表现在以下几个方面：第一，外资进入的速度很快。与其他产业利用外资不同，服务业的外资进入几乎没有什么试探期，只要我国放开某一服务行业的限制，马上就会有大量的外资申请进入。第二，服务业外资对投资环境要求更高，且更注重法律环境。这主要是因为服务业的国际移动与生产要素相比具有其特殊性：①服务业通过海关无需报关，因而其输入的数量在海关统计上无法反映，而且服务业不是通过边境措施而是通过国家立法和规定来管理的；②服务业大多为知识资产，其使用价值具有共享性，如果没有一定的法律法规来保护，投资者的投资安全就没有保障。因此，服务业外资更强调法律环境。第三，投资区位指向性弱。加工制造业外资需大量进口原材料、零部件,大量出口生产成品，因而投资区位大多选择在沿海地区或交通便利的内陆地区，而服务业的生产和消费同时进行的这一特征决定了其投资区位指向性弱。第四，投资规模不受金额限制，但更偏好独资。服务业外资往往投资额小，专业性强，因而投资规模受金额限制较小。在新兴服务业方面有较强实力的发达国家利用“垄断优势”向外投资，却又担心这些知识资产向外扩散，因而更愿意采用独资的形式。第五，投资倾向追随客户，但更具拉动效应。服务业尤其是生产性服务业与生产有着密切关系，跨国公司的迅速发展加强了服务业尤其是生产性服务业的国际化，这些生产性服务业在为本国生产服务的同时，也随其客户走向国外市场，除了服务业本身可以当作一种产业向外投资以外,还能防止其他竞争对手拉走客户。目前，市场经济发达的国家所建立的强大的外向型经济几乎都以健全的服务业作为对外联系的重要手段，同时制造业的快速发展也会进一步促进服务业外资的增长。但近年来我国服务业外资流入相对较少，是否可以认为我国制造业的扩张并没有在很大程度上带动服务业外资的增长？这一问题可以通过下面的图进行初步判断，其中M代表我国历年制造业生产总值，F代表历年第三产业合同外商直接投资额。200003000040000500006000070000969798990001020304M100000015000002000000250000030000003500000969798990001020304F很明显1996-2004年期间制造业和服务业的增长并不完全成正比，而且2001年之后服务业外资的直线上升也还存在其他因素的驱动。进一步求出M和F的相关系数为0.56670，可见我国的制造业生产总值和第三产业合同外商直接投资额之间具有一定的相关性，但相关程度却不是很高，也就是说我国制造业规模在与制造业FDI相互促进下的急剧扩张并没有在很大程度上带动服务业外资的增长，这样的结果一方面与我国2004年12月11日以前对服务业外资的进入存在政策性限制有关，另一方面也说明我国服务业与制造业的相互渗透和相互协同程度还较低。可以预见，随着对服务业外资开放程度的提高，服务业迅速发展必定会促进制造业的进一步扩张，而制造业反过来也会对服务业及服务业外资产生更大的拉动作用。三、我国服务业外资与服务业发展关系的实证研究⒈数据与变量本文设定的样本区间1995-2004年，数据来源于《中国统计年鉴》，由于在1995年之前各类出版的统计资料都没有关于服务业领域的外商直接投资的数据，因此本文的样本空间较小，可能会对相关检验结果造成影响。在数据的处理上，衡量服务业FDI的指标仍采用历年第三产业合同外商直接投资额来表示（F）,衡量服务业增长的指标采用历年第三产业生产总值(以下简称S)来表示。在平稳性检验和格兰杰因果关系检验的过程中，分别对F、S这两个指标取对数值（lnF、lnS）以消除可能存在的异方差问题。⒉平稳性检验在进行格兰杰因果检验之前，先考察一下两组数据的平稳性,因为对非平稳时间序列进行回归时会造成虚假回归现象。本文利用单位根检验来确定lnFt和lnSt的平稳性，具体采用的ADF(AugmentedDickey-Fuller)单位根检验方法，使用的计量经济学软件是EVIEWS3.1，检验结果为：在95%的显著水平下，lnFt和lnSt的ADF值分别为-2.056465和0.7371072，绝对值均小于临界值-3.423854和-3.334974，可见都是非平稳的，因此进一步对其一阶差分进行检验，结果如下：一阶ADF值1%临界值5%临界值10%临界值lnF-3.695165-5.245933-3.550655-2.931211lnS-2.285309-4.887538-3.423854-2.863957可见，lnFt和lnSt的一阶ADF值在95%的显著水平下小于其临界值，即都是1阶单整的时间序列变量，都通过了平稳性检验，可以继续进行格兰杰因果关系检验。⒊格兰杰因果关系检验根据上述定义，可以建立lnF对lnS的格兰杰因果关系检验模型：lnFt=C1+∑ɑilnFt-i+∑ßilnSt-i+ε1tlnSt=C2+∑γilnSt-i+∑δilnFt-i+ε2t具体检验结果如下表所示：零假设滞后期数F统计量概率lnS对lnF不存在Granger因果关系14．445500．07954lnF对lnS不存在Granger因果关系0．792220．40770lnS对lnF不存在Granger因果关系21．587440．33864lnF对lnS不存在Granger因果关系0，326990．04393其中C1、C2分别为常数项，ε1t、ε2t是随机误差项。滞后期分别取1、2，检验结果为：当确定5%的显著性水平而滞后期取1时，lnFt和lnSt之间不存在因果关系，但当滞后期为2时，lnFt为lnSt的Granger原因。但无论滞后期为多少，lnSt始终不是lnFt的Granger原因。从滞后期为2时的回归结果中可以知道lnFt-1的系数为0.0186，且通过了5%的显著性水平检验。这说明中国日益增长的外商直接投资是推动中国服务业增长原因之一，服务业的开放有利于国内服务企业的发展；而无论滞后期为多少，lnSt始终不是lnFt的Granger原因，即服务业的发展不一定能带来FDI的增加。⒋服务业发展与服务业FDI的回归模型利用最小二乘法估计参数可得到以下模型：lnSt=9.488473805+0.05324711576*lnFtt(12.437)(9.714)统计检验结果显示：自变量和常数项的回归系数t的统计检验结果呈现较高的显著性，表明服务业外商直接投资对服务业发展的影响是显著的。F=336.1946，也通过了检验。R²=0.997774，可见方程的拟合优度很高，总体显著性很好。四、结论通过以上服务业外资的特点分析和相关实证分析，我们可以得出下面的结论：中国近年来制造业的迅猛发展对服务业外资增长的影响还并不是非常大，有待于进一步加强二者之间的联系，使之形成相互促进、共同发展的趋势。此外，日益增长的服务业外商直接投资是我国服务业发展的重要推动力之一，服务业外资对服务业发展的弹性系数为0.053，这说明服务业FDI增加1%，我国的服务业就增长0.05%，是一个正向的推动，但在服务业外资开放之前这样的推动还较小。因此，服务业的开放对于我国服务业的发展具有更为重要的意义和发展空间。服务业的长足发展必然会对我国经济的整体发展产生巨大的促进。因此应该下大力气改善投资环境，特别是法律