服务业外商直接投资对货物贸易出口的促进作用

吴奇志　聂文星　浦云燕

（上海外国语大学）

一、引　言

自20世纪80年代起，各国产业结构调整升级的步伐日益加快，主要发达国家均基本完成了以制造业为主向以服务业为主的产业转变，全球服务业发展迅猛，经济全球化的发展进入了以服务业跨国转移为特征的新阶段。与之相联系，作为生产要素全球化转移主要方式之一的对外直接投资也从制造业主导逐渐向服务业主导转变，服务业对外直接投资的浪潮兴起，席卷了各主要服务行业，并在一定程度上直接或间接地影响着对外贸易的发展。

加入WTO后，我国服务业与世界服务市场的联系日益密切，国际化程度不断提高，我国服务业吸引FDI逐年快速增长，同时服务业与制造业的联系也越来越紧密，其对货物贸易也产生着越来越显著的影响。上海作为我国经济发展最为迅速、开放程度最高的代表性地区之一，近年来服务业发展迅猛，服务业吸收的外商直接投资金额也不断增长，从2005年起，流向服务业的FDI金额就已经超过了流向制造业的FDI金额，对上海经济各方面发展发挥着积极的促进作用。在上述背景下，本文将探究服务业FDI对货物贸易出口的影响，并在此基础上利用上海地区的相关数据进行实证检验，将服务业FDI与制造业FDI各自对货物贸易出口的影响进行对比分析。

二、文献回顾

近年来，随着全球服务业以及服务行业外商直接投资热潮的兴起，对服务行业FDI的研究也越来越多，但多集中于其对具体服务行业以及服务业整体的影响，如Moshirian等（2005）的研究表明FDI对创造和生产金融服务有重要作用，FDI与金融服务贸易之间不是替代关系而是互补关系。俞梅珍（2003）研究指出跨国并购是服务业FDI的主要方式，并分析了服务业FDI迅速增长的原因和对我国经济的影响；戴枫（2005）对中国20年的数据进行格兰杰因果检验，认为FDI促进了服务业的发展。一些学者的研究则证实了流入金融服务行业的FDI与金融服务贸易之间存在互补关系（姚战琪，2006）、金融业FDI的增加对我国服务贸易的出口有长期的推动作用（官沧海等，2009）。

国内外学者还就生产服务业及生产服务业FDI与制造业之间的关系进行了一些研究。Eswaran和Kotwal（2002）指出生产服务可以有效降低制造企业的生产成本，从而提升制造业竞争力；Amiti和Wei（2006）指出离岸服务业有助于制造业生产率的提高；Raff和Von der Ruhr（2001）研究表明，由于政府、文化、信息等方面壁垒的存在，生产服务业FDI通常追随制造产业FDI进入海外市场，并将推动东道国制造产业发展；高静、黄繁华（2011）通过对美国相关数据的实证研究发现，初期生产服务业FDI往往追随制造业FDI进入东道国，但随着信息壁垒的减弱，生产服务业FDI和东道国制造业将表现出更大的关联度。

也有少量研究涉及服务业与贸易之间的关系。如Katouzian（1970）认为生产服务业的发展有助于国内以及国际市场的扩展；Francois和Woerz（2007）则认为服务业FDI有助于提高技术密集型制造业的整体竞争力，对其出口模式有显著影响。但是，直接着眼于服务业FDI与货物贸易之间关系的研究还很少。

三、服务业外商直接投资影响货物贸易出口的路径分析

关于一国或地区货物贸易出口的各类影响因素的分析长久以来一直都是国际贸易领域的研究重点之一。综合各类贸易理论可知，原材料丰裕度、劳动力成本、资本投入、技术投入、开放程度、市场化程度、汇率、交易效率等诸多因素都与一国或地区的货物贸易出口有密切的关系。不难看出，上述因素中的许多都可能会受到服务业FDI的影响。

具体而言，服务业外商直接投资主要通过以下几方面路径影响货物贸易出口：第一，服务业FDI一方面可以直接拉动GDP的增长，发挥规模效应；另一方面可以利用东道国廉价的生产要素以降低综合成本，提升服务企业的综合竞争力，向其他国家出口服务贸易，拉动东道国的服务出口。而服务出口的扩张又会带来服务行业劳动力需求的增长，劳动力流向服务行业的同时可能间接造成制造业劳动力成本的上升，从而可能抑制货物贸易出口的扩张。第二，流入生产服务行业的FDI往往与相关制造行业FDI相互伴随，在促进服务业和制造业整体竞争力的提升的同时，还能促进一国或地区的市场化和对外开放。第三，服务业FDI有助于满足东道国服务行业的资金需求和东道国服务行业人力资本的积累，有助于带来优质技术、先进营销管理经验等，促进技术外溢和包括制造业在内的整体竞争力的提升。第四，金融服务业的FDI尤其有助于国际贸易的开展、缩短货物出口过程中的资金结算周期，这些都能够促进货物贸易出口竞争力的提升，从而间接拉动货物贸易的出口。第五，流向仓储物流服务行业的FDI，在促进仓储物流行业发展的同时，还能够有效降低货物出口过程中所需的运输、仓储成本，加快货运速度，降低交易成本，从而带动东道国货物贸易的发展。第六，东道国生活服务业与公共服务业所吸收的外商直接投资同样有助于这些行业规模的不断扩展以及整体竞争力的提升，有时也能够间接地拉动相应货物贸易的出口。例如，教育、文化产业的出口有助于带动相关教育器材、音乐器械、影音设备等的出口。

综上所述，服务业FDI可以通过如下一些途径影响货物贸易出口：一是通过影响劳动力成本和资本投入，从而从要素禀赋方面影响货物贸易出口；二是通过影响市场化程度、开放程度、交易费用等制度因素影响货物贸易出口；三是通过外溢效应从技术、管理方面影响货物贸易出口；四是通过规模因素影响货物贸易出口。

四、上海地区服务业外商直接投资对货物贸易出口影响的实证研究

（一）近年来上海服务业FDI和货物贸易出口发展简况

上海作为我国的经济金融中心之一，对外开放程度领先于其他省市区，服务业发展迅猛蓬勃。上海市服务业吸收的外商直接投资主要为外商独资形式，其近年来发展趋势以及货物贸易出口发展概况如图1所示。

图1　上海外商直接投资和货物贸易进出口状况

注：图中IM表示货物贸易进口，EX表示货物贸易出口，SFDI表示服务业外商直接投资，IFDI表示制造业外商直接投资。
资料来源：根据上海统计局网站公布的历史数据整理得到。

（二）实证分析

1．变量的选取及模型的建立

由前文的分析可知，服务业FDI可以通过要素禀赋、制度因素、技术和管理因素、规模因素等路径影响货物贸易出口。故本文拟分两步进行实证分析：第一步分析上述因素对货物贸易出口的影响，第二步分析服务业FDI对上述四方面的影响，从而最终得出服务业FDI对货物贸易出口的影响。为此，在要素禀赋方面，我们使用劳动力成本和资本投入（制造业固定资产投资）作为代理变量；在制度因素与技术和管理因素方面，市场化程度、开放程度、交易费用、外溢效应等难以用合适的单个指标来分别加以反映，但有一个综合性指标——对外贸易依存度——可以反映上述几个因素对货物贸易出口的综合作用，故选取对外贸易依存度来作为代表制度、技术和管理因素的代理变量；在规模因素方面，选取地区生产总值作为代理变量。此外，汇率因素对进出口贸易有着直接影响，故也将其纳入分析。

因此，本文先采用上海市2003年一季度至2011年三季度的生产总值（GDP）、制造业固定资产投资（II）、对外贸易依存度（T）、人民币汇率（E）等的季度数据进行初步分析，探究其对上海出口额（EX）的影响。然后，在此基础上，本文将进一步分析制造业外商直接投资（IFDI）和服务业外商直接投资（SFDI）对上述因素的影响。^[2]

选定上述变量后，建立柯布-道格拉斯生产函数：

EX＝e C（1）GDP C（2）II C（3）T C（4）E C（5）

对其进行对数化处理后得到线性模拟方程：

ln EX＝C（1）＋C（2）ln GDP＋C（3）ln II＋C（4）ln T＋C（5）ln E

首先，采用普通最小二乘法（OLS）对上述方程进行初步回归检验，发现变量ln E对因变量ln EX的影响并不显著，其P值为0．17，因此将人民币汇率因素剔除后再次进行回归，由结果可知，方程的修正决定系数约为0．981 3，说明ln GDP、ln II、ln T可以解释ln EX变化的98．13%，拟合优度较高；F统计量表明方程的线性关系显著；且ln GDP、ln II、ln T均通过1%显著性水平下的系数显著性检验。

所以，本文选取ln GDP、ln II、ln T来解释ln EX，将回归方程定为：

ln EX＝C（1）＋C（2）ln GDP＋C（3）ln II＋C（4）ln T（1）

由于本文拟通过对比制造业FDI、服务业FDI对货物贸易出口的影响路径来探讨服务业FDI对货物贸易出口的促进作用，因此建立以下模型：

ln GDP＝α1＋β1 ln IFDI＋γ1 ln SFDI（2）

ln II＝α2＋β2 ln IFDI＋γ2 ln SFDI（3）

ln T＝α3＋β3 ln IFDI＋γ3 ln SFDI（4）

2．样本数据的单整性检验（ADF检验）

由于大多数的经济时间序列是非平稳的时间序列，它们的均值与方差会随着时间的变化发生改变，回归时容易造成虚假回归，导致回归结果不可信，因此在回归分析之前必须先进行单位根检验。故使用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法分别对ln EX、ln GDP、ln II、ln T、ln IFDI、ln SFDI进行单位根检验，得到结果如表1。

表1　ADF检验结果

（续表）

注：检验类型中c表示有常数项，t表示有趋势项，k表示滞后阶数，加入滞后项的目的是使残差项为白噪声。当ADF检验值大于相应显著性水平的临界值时说明序列不平稳。*表示在1%显著性水平下平稳。

由表1中ADF检验结果可知，原有的时间序列ln EX、ln GDP、ln II、ln T、ln IFDI、ln SFDI在10%显著性水平下仍然是不平稳的，而一阶差分后的序列则在1%显著性水平下都是平稳的，均为一阶单整序列I（1）。

3．格兰杰因果检验

从ADF检验已知一阶差分后的时间序列平稳，满足进行格兰杰因果检验的前提条件，可以通过格兰杰因果检验t验证各变量之间的因果关系。

首先，对模型（1）中ln EX、ln GDP、ln II、ln T之间的因果关系进行格兰杰因果检验，滞后期取2时，得到结果如表2。

表2　ln EX、ln GDP、ln II、ln T之间格兰杰因果检验结果

从检验结果可知，当确定5%的显著性水平时，ln GDP和ln II分别都为ln EX的格兰杰原因，ln T与ln EX互为格兰杰原因。

在此基础上，分别对ln IFDI、ln SFDI与ln GDP、ln II、ln T之间的因果关系进行格兰杰因果检验。

（1）ln GDP与ln IFDI、ln SFDI之间进行格兰杰因果检验，滞后期取4时，得结果如表3。

表3　ln GDP与ln IFDI、ln SFDI之间格兰杰因果检验结果

从检验结果可知，当确定5%的显著性水平时，ln GDP与ln IFDI互为格兰杰原因，ln SFDI为ln GDP的格兰杰原因。

（2）ln II与ln IFDI、ln SFDI之间进行格兰杰因果检验，滞后期取4时，得结果如表4。

表4　ln II与ln IFDI、ln SFDI之间格兰杰因果检验结果

从检验结果可知，当确定5%的显著性水平时，ln II与ln IFDI互为格兰杰原因，ln II与ln SFDI互为格兰杰原因。

（3）ln T与ln IFDI、ln SFDI之间进行格兰杰因果检验，滞后期取4时，得结果如表5。

表5　ln T与ln IFDI、ln SFDI之间格兰杰因果检验结果

从检验结果可知，当确定5%的显著性水平时，ln T与ln IFDI互为格兰杰原因，ln SFDI为ln T的格兰杰原因。

综合上述格兰杰因果检验的结果可知，制造业外商直接投资（IFDI）能够通过影响各季度生产总值（GDP）、制造业固定资产投资（II）、对外贸易依存度（T）三因素来间接影响货物贸易出口额（EX）。与此相似，服务业外商直接投资（SFDI）为各季度生产总值（GDP）、制造业固定资产投资（II）、对外贸易依存度（T）三因素的格兰杰原因，能够通过它们间接地对货物贸易出口额（EX）造成一定程度的影响。

4．样本数据的协整检验

从ADF检验已知ln EX、ln GDP、ln II、ln T等时间序列均不平稳。非平稳的时间序列在建立回归模型时可能造成虚假回归，从而使得回归模型的估计结果毫无意义。为了避免发生这种情况，有必要对上述序列进行进一步的协整检验，以验证它们之间是否存在长期稳定的均衡关系。由于上述数据均为季度数据，极有可能存在季节趋势，因此在约翰森协整检验（Johansen Cointegration Test）中选择允许数据存在季节趋势项，且滞后期取2时，得到协整检验结果如表6所示，在1%显著性水平上拒绝原假设，即说明上述序列之间存在协整关系，且它们之间可能存在不止一种协整关系。从标准化后的协整方程可知，季度生产总值（GDP）、制造业固定资产投资（II）、对外贸易依存度（T）每增长1个百分点，货物贸易出口额（EX）将分别增长约1．184、0．629、1．023个百分点。

在出口协整检验的基础上，分别对ln IFDI、ln SFDI与ln GDP、ln II、ln T进行协整检验。由于在VAR模型中当滞后期为1或2时AIC值相差不大，同时考虑到各季度FDI存在一定的滞后效应，因此在约翰森协整检验中滞后期取2。

表6　出口方程协整检验结果

标准化的协整参数

注：*（**）表示在5%（1%）显著性上拒绝原假设。

（1）ln GDP与ln IFDI、ln SFDI之间的协整检验如表7所示。

表7　季度生产总值方程协整检验结果

标准化的协整参数

注：*（**）表示在5%（1%）显著性上拒绝原假设。

由表7可知，在1%显著性水平上拒绝原假设，即说明ln GDP与ln IFDI、ln SFDI序列之间存在协整关系。从标准化后的协整方程可知，制造业外商直接投资（IFDI）每增长1个百分点，季度生产总值（GDP）增长约0．123个百分点，服务业外商直接投资（SFDI）每增长1个百分点，季度生产总值（GDP）降低约0．162个百分点。

（2）ln II与ln IFDI、ln SFDI之间的协整检验如表8所示。

表8　制造业固定资产投资方程协整检验结果

标准化的邪整参数

注：*（**）表示在5%（1%）显著性上拒绝原假设。

由表8可知，在1%显著性水平上拒绝原假设，即说明ln II与ln IFDI、ln SFDI序列之间存在协整关系。从标准化后的协整方程可知，制造业外商直接投资（IFDI）每增长1个百分点，制造业固定资产投资（II）增长约0．009个百分点，服务业外商直接投资（SFDI）每增长1个百分点，制造业固定资产投资（II）增长约0．193个百分点。

（3）ln T与ln IFDI、ln SFDI之间的协整检验如表9所示。

由表9可知，在1%显著性水平上拒绝原假设，说明ln T与ln IFDI、ln SFDI序列之间存在协整关系，且它们之间可能存在不止一种协整关系。从标准化后的协整方程可知，制造业外商直接投资（IFDI）每增长

表9　对外贸易依存度方程协整检验结果

注：*（**）表示在5%（1%）显著性上拒绝原假设。

1个百分点，对外贸易依存度（T）提高0．414个百分点，服务业外商直接投资（SFDI）每增长1个百分点，对外贸易依存度（T）提高0．610个百分点。从协整检验的总体结果可以看出，不论是制造业外商直接投资（IFDI）还是服务业外商直接投资（SFDI）都会对上海市的货物贸易出口额（EX）造成影响。其中制造业外商直接投资（IFDI）主要通过影响各季度生产总值（GDP）和对外贸易依存度（T），从而间接促进货物贸易出口额（EX）；而服务业外商直接投资（SFDI）则主要通过对制造业固定资产投资（II）和对外贸易依存度（T）的促进作用，间接带动货物贸易出口额（EX）。由此可知上海市货物贸易出口规模的扩张与本地区服务业吸收的FDI关系密切，具体而言，服务业吸收FDI每增加1个百分点，最终将引致货物贸易出口增长约0．553个百分点。

五、结论与启示

（一）本文的主要结论

（1）从本文的实证分析结果来看，上海服务业外商直接投资主要通过拉动制造业固定资产投资、对外贸易依存度间接促进本地区的货物贸易出口。从中可以看出，我国加入WTO后，服务市场逐步开放，服务业及其吸引的外商直接投资的数量和规模发展迅速，从而在一定程度上促进了货物贸易的发展。

（2）目前我国服务行业吸引的FDI往往伴随着先进技术和管理经验的流入，能够通过外溢效应、示范效应、产业关联效应等加速我国服务行业的发展，促进我国服务行业整体竞争力的提升。而服务行业尤其是生产服务行业整体竞争力的提升，将带动与之相关的货物贸易竞争力的提升，间接促进我国货物贸易的出口。但是这种促进作用存在滞后效应，这主要是因为现实中服务业吸收FDI后到促进服务业提升并最后作用于货物贸易出口不可能一蹴而就，需要一定的消化转换过程。

（二）对制定和执行相关政策的启示

（1）应采取措施稳步扩大服务业FDI的规模，加强服务业FDI区位分布和行业结构的调整。一方面，制定相应的外资政策及措施，稳步放宽对外商直接投资进入服务行业的限制，鼓励大规模、高质量的FDI流入服务行业，引进竞争机制，通过技术外溢效应和竞争效应等增强我国服务企业的核心竞争力，促进服务业国际化进程，优化服务业产业结构。另一方面，积极改善外商的投资环境。我国服务行业吸引的外商直接投资在区位分布上东西失衡，在行业分布上结构失衡。我国各省市地区政府在致力于引资的同时，要注重地区经济发展政策的制定、地方政府对政策落实效率的提高、城市基础设施的建设和完善、人力资源的培养等方面，努力改善自身投资软环境。同时，针对不同的服务行业应当制定不同的引资政策，逐步缓解存在的结构失衡问题。

（2）应加强产业之间的相互联系，促进我国货物贸易与服务贸易出口协同发展。实证结果表明，服务业FDI的流入有助于推动我国服务贸易的发展，也有助于促进货物贸易出口。我国各地区的服务行业在吸引FDI的同时，也应当着力于加强服务业与制造业之间的产业联系，畅通竞争优势的转换渠道，使服务业FDI引起的服务业的竞争优势的提高能够有效地转化成相关货物贸易出口竞争优势，在促进服务业综合实力提升和产业结构优化的同时，也能够进一步提高我国制造业综合实力，拉动货物贸易出口。

参考文献

戴枫：《中国服务业发展与外商直接投资关系的实证研究》，《国际贸易问题》2005年第3期。

高静、黄繁华：《信息不对称下生产性服务业FDI的空间集聚的实证研究》，《产业经济研究》2011年第4期。

官沧海、张小锋、柴彩萍：《FDI流入与金融服务出口贸易的Granger因果检验分析》，《现代商贸工业》2009年第10期。

姚战琪：《金融部门FDI和金融服务贸易的理论与实证分析》，《财贸经济》2006年第10期。

俞梅珍：《服务业跨国投资的发展及其影响》，《华南师范大学学报》2003年第4期。

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Francois，J．and J．Woerz，2007，“Producer Services，Manufacturing Linkages，and Trade”，Tibergen Institute Discussion Paper No．045/2．

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Moshirian，F．，D．Li，and A．Sim，2005，“Intra-industry Trade in Financial Services”，Journal of International Money and Finance，Vol．24．

Raff，Horst and Marc von der Ruhr，2001，“Foreign Direct Investment in Producer Services：Theory and Empirical Evidence”，CESifo Working Paper Se-ries 598，CESifo Group Munich．

【注释】

[1]本文为上海外国语大学校级一般科研项目（KX171247）、国家留学基金全额资助项目（留金出［2007］3035号）成果。

[2]由于在这期间上海制造业劳动力成本、原材料成本等变化不大，故此忽略其对货物贸易出口的影响。本文所选变量数据来源于上海统计局网站、国家外汇管理局网站公布的历史数据。