中國服務業(yè)ＦＤＩ資本效應及進入壁壘影響分析

　　摘要：通過對1997～2008年時間序列數(shù)據(jù)和2004～2008年面板數(shù)據(jù)計量分析得出，中國服務業(yè)FDI總體上具有資本擠入效應，但存在行業(yè)開放度和開放時段差異，即外資進入壁壘對中國服務業(yè)FDI資本效應具有重要影響：進入壁壘越低，F(xiàn)DI擠入效應越顯著：進入壁壘越高，F(xiàn)DI擠入效應越弱，甚至具有擠出效應。
　　關鍵詞：服務業(yè)；FDI；資本效應；進入壁壘
　　中圖分類號：F719 文獻標識碼：A 文章編號：1006-1894(2009)04-0013-08
　　
　　在決定FDI對東道國影響的諸多因素中，F(xiàn)DI資本效應非常重要(江小涓，1992；Mello，1999。通常，F(xiàn)DI作為一種資源或要素，流入的結果是其中一部分轉化為東道國的投資，從而直接增加東道國資本積累和形成，促進東道國經(jīng)濟增長。但如果FDI擠出東道國國內(nèi)投資或對資本形成沒有貢獻，則FDI對東道國經(jīng)濟增長的貢獻就值得懷疑。此外，在發(fā)展中國家國內(nèi)企業(yè)家能力普遍稀缺的情況下，如果跨國公司取代國內(nèi)企業(yè)，則FDI流入非但沒有增加一國的總投資或資本形成，反而會擠掉部分國內(nèi)投資，即FDI會帶來宏觀經(jīng)濟負外部性。因此，在服務業(yè)成為中國吸引FDI新熱點的形勢下，研究其FDI資本效應就至關重要。
　　
　　一、文獻綜述與問題提出
　　
　　FDI對東道國國內(nèi)投資的效應可分為擠入效應和擠出效應兩種：資本擠入效應(Crowding-in Effect)是指外資通過示范或競爭效應提升東道國企業(yè)效率，提高東道國投資水平，即FDI通過在產(chǎn)品市場上的相互補充或通過先進技術的轉移或外溢提高國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率而支持國內(nèi)企業(yè)擴張的結果；資本擠出效應(Crowding-out Effect)是指外資在和內(nèi)資的競爭中由于享有超越于內(nèi)資的政策優(yōu)惠而居于有利地位，迫使部分內(nèi)資外流的現(xiàn)象，即外國直接投資企業(yè)通過在產(chǎn)品市場或金融市場的競爭而取代國內(nèi)企業(yè)的結果。
　　目前，F(xiàn)DI對東道國資本效應尚無一致定論，相關研究主要得出3種結論：(1)支持擠入效應論(Jansen，1995[3]Borensztein、Gregoria和Lee，1998；黃華民，2000；陸建軍，2003；徐穎君，2006；孫忠艷，孫鐵邦，2006；楊新房、任麗君、李紅芹，2006)，(2)支持擠出效應論(江小涓、李蕊，2002；Kumar and Prakash Pradhan，2002；楊柳勇、沈國良，2002；王永齊，2005；陳勇，2007[141)；(3)中性觀點——不明確支持任何一方(UNCTAD，1999 Agosirt and Mayer，2000,t"6[Kumar and Prakash Pradhan，2002；王志鵬、李子奈，2004；方友林、冼國明，2008；程培埕、周應恒，2008。
　　雖然目前關于FDI資本效應研究已取得一定成果，但其主要集中于宏觀層面，部分涉及到制造業(yè)層面，但均未涉及服務業(yè)層面。因此，在服務業(yè)已成為中國利用FDI新熱點的形勢下，對中國服務業(yè)FDI資本效應進行研究是評價FDI經(jīng)濟效率的基礎，也是今后調整FDI政策取向的依據(jù)。對此，筆者首先構造FDI與東道國國內(nèi)投資關系的經(jīng)濟學模型，采用時間序列和面板數(shù)據(jù)對中國服務業(yè)及其分行業(yè)進行實證檢驗，并考察進入壁壘的影響程度，以為中國調整FDI政策，利用服務業(yè)FDI促進產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展提供理論和實證依據(jù)。
　　
　　二、中國服務業(yè)FDI資本效應實證分析
　　
　　假定東道國某行業(yè)國內(nèi)和國外投入都是資本品，或更具體地將國內(nèi)投入品定義為全社會固定資產(chǎn)投資減去FDI，國外投入定義為FDI，同時考慮到國內(nèi)儲蓄是投資的重要來源，則可建立模型(1)式來檢驗FDI與東道國國內(nèi)投資的關系。
　　
　　(一)基于時間序列數(shù)據(jù)分析
　　因我國自1997年才開始統(tǒng)計服務業(yè)分行業(yè)實際利用FDI金額，故只能選取1997-2008年時間序列數(shù)據(jù)進行分析。根據(jù)WTO分類，分析對象不包括公共管理和社會組織、國際組織兩個分行業(yè)；另考慮到數(shù)據(jù)連續(xù)性和可獲性，僅選取批發(fā)零售餐飲業(yè)、交通運輸倉儲通訊業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等分行業(yè)進行分析。
　　1　變量數(shù)據(jù)選擇與處理
　　(1)國內(nèi)投資Idit采用服務業(yè)及分行業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資總額(億元)減對應行業(yè)實際利用外商直接投資額(億元)加以計算；因僅有2003～2007年全國分行業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資總額，故考慮到服務業(yè)固定資產(chǎn)投資絕大部分都發(fā)生在城鎮(zhèn)(查貴勇，2008)，故用1997-2008年城鎮(zhèn)分行業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資額替代全國分行業(yè)全社會固定資產(chǎn)總額來計算服務業(yè)總體及分行業(yè)固定資產(chǎn)投資額；
　　
　　(2)FDI用服務業(yè)總體及分行業(yè)實際利用外商直接投資額(億元)表示；
　　(3)SAVE用國內(nèi)銀行吸收存款年末余額(億元)表示。
　　如無特別說明，1997～2007年數(shù)據(jù)均來自1998-2008年《中國統(tǒng)計年鑒》，2008年數(shù)據(jù)來自《2008年中國國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。
　　2　變量相關性檢驗　為初步確定中國服務業(yè)FDI的資本效應，特對服務業(yè)國內(nèi)投資、FDI和國內(nèi)儲蓄進行相關性分析，相關系數(shù)見表1。
　　表1顯示，在金融保險業(yè)，中國國內(nèi)投資和FDI相關系數(shù)極低，表明FDI基本不具有顯著資本效應；批發(fā)零售餐飲業(yè)中，F(xiàn)DI對國內(nèi)投資具有較弱的擠出效應；服務業(yè)總體、交運倉儲通訊、房地產(chǎn)業(yè)則具有較強的擠入效應。
　　3　變量的平穩(wěn)性分析　為避免由于變量的不穩(wěn)定而導致“偽回歸”，特對變量進行ADF單位根檢驗。
　　(1)因儲蓄并未劃分行業(yè)而采用國內(nèi)銀行吸收存款年末余額泛指分行業(yè)的儲蓄，故對儲蓄變量進行單獨的ADF單位根檢驗(表2)。
　　(2)對服務業(yè)總體及其分行業(yè)國內(nèi)投資和FDI進行平穩(wěn)性檢驗(表3)。
　　表3顯示，Lnld、LnFDI和LnSAVE分別為I(1)階和I(2)階平穩(wěn)序列。
　　4　變量協(xié)整檢驗　因各行業(yè)Lnld、LnFDl分別為I(1)階和I(2)階平穩(wěn)序列，故須保證其間存在協(xié)整關系才可進行最小二乘法回歸，因此需檢驗其協(xié)整關系(表4)。
　　表4顯示，各行業(yè)Lnld和LnFDI間均僅存在唯一的協(xié)整關系，故可將變量代入模型(1)式進行最小二乘法回歸。
　　5　模型回歸結果及理論解釋　為驗證相關性檢驗的結論，將所選取變量帶入模型(1)式進行計量回歸，并逐步刪除未通過顯著水平檢測的回歸系數(shù)，得最終回歸結果(2)～(6)式：
　　
　　回歸結果(2)～(6)基本驗證相關性檢驗的正確性：
　　(1)除金融保險業(yè)外，國內(nèi)儲蓄作為國內(nèi)投資的重要來源，對國內(nèi)投資起到主導促進作用，即該變量前的回歸系數(shù)大于零，且均通過1％顯著水平檢驗。
　　
　　(2)服務業(yè)總體FDI對國內(nèi)投資具有顯著擠入效應：1)中國資本市場長期處于相對封閉狀態(tài)，服務業(yè)并購方式的FDI進入還很少，尚不足以通過金融市場對國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應；2)改革開放以來，特別是入世前后，中國服務業(yè)加速對內(nèi)開放，服務業(yè)民間投資非常活

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