宁波服务业对服务贸易的影响分析

第六节　宁波服务业FDI对服务贸易的影响分析

一、服务业FDI相关理论

诺贝尔经济学奖获得者、美国经济学家蒙代尔（1957）在两国、两产品和两要素的标准贸易模型研究基础上，提出了著名的贸易与投资替代模型，从而打破了国际直接投资理论与国际贸易理论长期处于独立发展的状态。而弗农的产品生命周期是第一个试图对跨国投资行为解释动态化的理论。20世纪70年代末，日本经济学家小岛清教授提出贸易与投资互补模型理论。然而，上述理论大都以制造业FDI为研究对象，其中为数很少的对服务业FDI的研究也是以制造业外商直接投资理论为分析框架的。邓宁（1989）进一步讨论了服务业的跨国公司对外投资中三种优势的具体表现形式和特点。西方一些学者如萨皮尔（1981，1982，1985，1986）试图用传统货物贸易理论如比较优势理论解释服务贸易。还有一些学者探讨了不完全竞争和规模经济条件下服务贸易模式是如何决定的。马库森和斯文森（1985）利用要素比例模型阐述了要素流动和商品贸易之间的相互作用，指出他们之间表现为替代性还是互补性，依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”。马库森（1989，1996）认为，生产者服务业的两个主要特点是以知识为基础和差异性。琼斯等（1988）提出和运用“服务链”的观念来解释规模经济条件下的服务贸易。由于比较优势的存在，服务链可以促进生产的国际化，从而大大促进货物贸易。弗兰克斯（1990）强调了服务在协调和连接各专业化中间生产过程中的外部集聚作用，他建立了一个具有张伯伦垄断竞争特征的产品差异模型，讨论了生产者服务与由于专业化而实现的报酬递增之间的关系，以及生产者服务贸易对货物生产的影响。

目前国内关于贸易与投资关系的理论与实证研究较多，大致可以分为互补关系、替代关系及两种关系兼而有之这三类。服务业国际直接投资与服务贸易关系密切，贺卫等（2005）利用我国服务贸易出口数据与FDI等因素进行了回归分析，发现FDI与我国服务贸易出口呈正相关关系，两者的相关系数为0.95；但采用线性回归极易产生伪回归现象。朱廷（2006）研究了FDI影响东道国贸易数量、结构及利益分配的因素和机理，阐明了FDI影响贸易替代和创造效应的因素，并借助经典理论模型，采用横截面数据，分阶段分析了中国省区出口贸易与FDI流量的关系，探讨了FDI在国家层次和地区层次上促进贸易增长的原因。周海蓉（2008）认为与有形商品贸易不同，服务贸易高度依赖于服务业对外直接投资，这是由服务产品的特性决定的。通过采用1983—2005年的经济数据，对二者的关系进行了协整检验和格兰杰检验。结果发现，服务业吸引外商直接投资和服务贸易之间存在稳定的相关关系。孙华平（2009）分析了生产性服务业的空间集聚及演化趋势，认为各地应结合区域资源禀赋承接发达国家的外包服务，促进生产性服务集群发展。徐松等（2009）考察了中国服务业FDI流量与服务贸易之间的关系。结果表明FDI是服务出口贸易变化的原因。并据此提出了进一步优化利用外资以提升中国服务贸易竞争力的战略构想。

总体上看，目前关于FDI的贸易效应的定量与定性研究大多集中于货物贸易领域，而服务业和服务贸易具有自身的特点且服务业的相关统计资料不全，所以具体到服务业FDI对服务贸易的相关研究较少，且多数的实证研究着眼于宏观层面，而结合区域经济层面分产业的深入研究成果更少，其FDI和服务贸易之间的关系还需要进一步的检验。

二、服务业产业特性分析

服务业FDI对服务贸易的影响比较复杂，这在很大程度上是由于服务业的产业特性导致的。总体来看，服务业的产业特性可以总结为以下几个方面：

1.服务业产出在最初形态上具有难以储存的性质，其生产和消费几乎同时发生，并且具有难以运输等特点，所以服务业的消费和生产环节通常是联系在一起的，某一个地区消费的服务多倾向于在区域内或周边生产和购买。从产业性质看，服务产品具有无形性及经验性而非搜寻性商品的特征；专业化生产性服务如电信、交通运输以及金融等具有报酬递增的规模经济性，即生产规模越大，单位产品的成本就越小。所以生产性服务的辐射半径比一般制造业要大，这种产业特性决定了跨国直接投资对服务业国际化扩张的重要性。另外，服务业是典型的人力资本密集型和制度密集型产业，对制度条件和政府政策的敏感度极高。发达国家的发展经验表明：政府加快放松管制的市场化改革，能促进现代服务业的迅猛发展。

2.服务业内容庞杂，门类众多。随着经济的发展与技术的进步，社会分工越来越细化，新兴服务业的不断涌现，服务业的多样化和差异性非常明显。总体上看，服务产业替代性较差，产业竞争呈现出垄断竞争的特征。其中生产性服务业是相对于制造业而言的中间性投入服务，它们的发展动力来自于工业生产的中间需求，主要为工业生产和工业文明“服务”，这类服务业产业关联性高，产业带动效果强，主要包括金融、交通、通讯、研发设计和商业，此外还有法律服务、行政性服务等。在当今发达国家服务业增加值中生产性服务占70%左右。以生产者服务为主体的现代服务业越来越成为促进经济增长的主导性力量。

3.服务业呈现明显的阶段性产业集聚现象，这种特点要比制造业更加明显和突出。在服务的流通上，相比于国际货物贸易，服务贸易更多地依赖于要素的移动和服务机构的商业存在。与制造业相比，服务业由于生产和消费在时间和空间上的不可分割性、非实物化、难以储存性等特点，导致其比工业更依赖于本地市场的容量，并且有更强的空间聚集效应。一般而言，在发展初期，服务业比制造业更加分散。但随着其集聚力的不断加强，服务业的集聚程度会超过制造业。由于服务业的特殊性，不同行业的集聚程度可能有所差别。知识密集水平越高的服务行业集聚程度越高。在各国的中心城市中，生产性服务业已成为集聚程度最高的产业。

三、数据来源和实证分析

1.样本数据的选取

本文用于分析的数据全部来自相关各期的《宁波统计年鉴》和宁波外经贸局发布的《2008宁波国际服务贸易统计》，由于1999年之前的服务贸易的数据缺失，仅有FDI分行业数据，为统一起见，把样本数据界定在1999—2007年年度数据。另外，建筑业一般被划分在第二产业，故没加在服务业实际利用外资的项目中。1999—2007年，宁波服务业外商直接投资和服务贸易进出口贸易额一直处于上升趋势。由于宁波商业发达，又是典型的港口物流城市，所以从统计描述看，宁波国际服务贸易中运输和其他商业服务这两项生产性服务贸易的总额占比较高，一直在95%左右。因此除了进口IM、出口EX和进出口总额EM以外，我们把二者之和作为生产性服务贸易PS的度量一同来看它和服务业FDI的实证关系。单位统一为千美元（数据如下表3-23，3-24，3-25），在此不进行汇率的换算。

表3-23　宁波各年度实际利用外资额

表3-24　1999—2007年宁波国际服务贸易出口分项目表

数据来源：国家外汇管理局宁波分局，剔除了其中的政府服务

表3-25　1999—2007年宁波国际服务贸易进口分项目表

数据来源：国家外汇管理局宁波分局，剔除了其中的政府服务

2.时间序列的平稳性ADF检验

由于采用时间序列数据进行分析，带有随机趋势的非平稳的时间序列变量之间经常发生伪回归现象而造成所得结论失效的不佳结果。因此在分析之前，首先要进行单位根检验。在此，对序列平稳性采用ADF检验。为消除FDI、EX、IM、PS序列的异方差性需要对数据进行对数化处理。考虑到对各时序数据取对数之后不会改变原序列的性质和相互关系，且所得到的数据容易得到平稳序列，所有变量取对数形式，具体表示如下：LNFDI为每年服务业实际利用外商直接投资变量序列；LNEX表示服务贸易中的出口总额变量序列；LNIM表示服务贸易中的进口总额变量序列；LNPS表示生产性服务贸易的进口总额变量序列。序列平稳性ADF检验的结果如表3-26，结果表明：LNFDI在5%的显著性水平下都没有通过平稳性检验，而其它变量都通过了平稳性检验。因此可以进一步检验两变量之间的协整关系，但这需要对残差进行进一步的ADF检验。

表3-26　各变量的ADF检验结果

说明：（1）△表示变量的一阶差分；（2）检验类型括号中的C表示检验平稳性时估计方程中的常数项，为0表示不含常数项；第二项表示时间趋势项，为0表示不含时间趋势；最后一项表示自回归滞后的阶数；（3）统计软件EViews3.1（下同）。

3.协整检验

根据协整理论，如果两个序列满足协整关系，则这两个序列之间就存在长期稳定的关系，从而可以有效避免伪回归问题。通过协整检验可以得出各序列间的协整关系。本文采用Engle（恩格尔）和Granger（格兰杰）于1987年提出的两步检验方法，称为EG检验。其步骤如下：第一步是对LNFDI、LNEX、LNIM和LNPS进行单位根检验，这一检验在前面已经做出。第二步是对LNFDI和其他三个变量间进行普通最小二乘回归，然后对回归结果中的残差序列e（e＝resid）再进行单位根检验。如果估计残差序列e为平稳序列，则表明LNFDI和其他三个变量之间存在协整关系。对e进行单位根检验的结果如表3-27所示。

表3-27　序列resid的ADF检验结果

由表3-27的检验结果可以看出，检验统计值均小于显著性水平5%时的临界值，即不存在单位根，可以认为估计残差序列e为平稳序列。因此上述变量在5%的显著水平下存在一个协整关系，即它们之间长期均衡变量之间的协整方程为：

LNEX＝—11.29928＋1.959922 LNFDI　　　　（1）　　　　R2＝0.613167

LNIM＝—8.157097＋1.722642 LNFDI　　　　（2）　　　　R2＝0.756579

LNEM＝—7.525935＋1.724343 LNFDI　　　　（3）　　　　R2＝0.730621

LNPS＝—11.78774＋2.071623 LNFDI　　　　（4）　　　　R2＝0.790108

上述协整方程表示宁波的外商直接投资和服务贸易的进口、出口及进出口总额和生产性服务贸易的这种长期均衡关系中，服务业FDI的变化对宁波的服务贸易额的扩大确实有着积极的影响，而且对生产性服务贸易的影响最大。

4.格兰杰检验

以上计量分析的结果只是说明了一个经济变量对另一经济变量的依存性，但我们还并不确切两个变量之间的因果关系是怎样的，格兰杰（Granger）检验旨在探讨各变量间长期和短期的因果关系。格兰杰因果关系检验的基本思想是“过去可以预测未来”。其基本原理是，在做Y对其他变量（包括自身的历史值）的回归时，如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测，我们就说X是Y的格兰杰原因；类似地定义Y是X的格兰杰原因。此处利用此种检验方法就宁波的FDI和服务贸易的进口、出口及进出口总额和生产性服务贸易之间的因果关系进行检验。由于格兰杰的检验结果对滞后长度的变化比较敏感，即滞后长度选择的不同可能会得到不一致的结果。因此，在检验的过程中应选取多个不同的滞后期，若检验的结果一致，则得出的结论较为可信。此处由于时间数据的年度不足够多，故只检验选取了1和2个滞后期，检验结果如表3-28所示。

由表3-28的检验结果可以看出，出口是服务业FDI的格兰杰原因，即出口导致了服务业FDI的增长，而不是相反。滞后两期时，二者的因果关系就难以确定。另外，进口带动了服务业FDI，但比较勉强，因为P值为0.10199，非常接近0.1；同样的，滞后两期时，二者的因果关系就难以确定。滞后一期时，进出口导致了服务业FDI的增长，但滞后两期时，二者是双向因果关系，说明二者的互补关系明显。最后，生产性服务贸易是服务业FDI的格兰杰原因，也就是说，生产性服务贸易导致了更多的服务业FDI，但此结论不是很稳健，因为滞后两期时，二者的因果关系就难以确定。

表3-28　宁波LNFDI、LNEX、LNIM和LNPS的Granger双向因果关系检验结果

四、政策启示与对策

通过上文的实证检验，可以得出如下结论：宁波服务业FDI与服务贸易存在微弱的互补关系，服务业的进口和出口尤其是生产性服务贸易导致了更多FDI的流入，而服务业FDI对服务贸易的带动效应不明显。这可能与宁波长期以来较重视FDI领域的工业大项目，而不重视服务业的外资引进有关。另外，服务业相对于制造业而言，存在过多的市场进入限制，同时服务业内部不同行业之间市场开放程度也不相同，加剧了宁波产业结构和服务业结构的不合理偏差。在全球经济贸易结构不断调整和区域经济一体化进程加快的大背景下，服务业引资政策调整和制度变革势在必行。

首先，要加大服务业的对外和对内开放力度。服务业日益成为产业进步的标志，服务贸易的增长速度已超过货物贸易的增长速度，成为当今国际贸易中发展最为迅速的领域。我们应制定完备的、与国际惯例接轨的区域服务业发展法规，加强服务部门利用外资的法制建设。但同时也应处理好服务业开放与合理保护的关系，在吸引服务业FDI时，要与当地的产业政策相结合，调整服务贸易和利用外资的结构，大力发展生产性服务外包如现代物流和金融等，积极承接外资向资本、技术密集型的现代服务部门转移。

其次，要努力改善投资软环境。对服务业而言，特别要创造一个良好的制度环境，尤其要做好知识产权的保护工作。宁波服务贸易和引资结构并不合理，服务贸易优势部门主要集中在海运、商业等比较传统的领域，服务业原来的引资主要集中在传统服务行业上，对于新兴服务行业和专业服务行业如金融、保险、计算机信息服务、技术咨询、专有权利和特许、广告宣传和设计创意产业等高附加值服务产业的引资力度还十分有限，比重仍然很低。前已述及，现代服务业往往是人力资本密集型和制度密集型产业，对制度条件要求极高。因而如果没有一定的法律法规加以保护，投资者的投资安全就得不到保证，势必挫伤他们的投资积极性。随着宏观开放政策的调整，宁波应该利用副省级城市的政策优势，积极鼓励现代服务业企业做品牌，创名牌，提高服务产品的国际竞争力。