刘冬玲华侨大学经济与金融学院
摘要：FDI 对东道国技术进步通过外资企业自身相对要素生产率的提高和对当地企业产生的技术外溢效果两条渠道对东道国经济增长产生作用。本文通过实证分析得出现阶段服务业FDI 通过技术进步并未对中国经济增长产生明显的促进作用的结论，并提出了相关原因和政策。
关键词：服务业FDI 技术进步 经济增长
一、引言
随着经济全球化的不断发展与扩大，世界范围内国际直接投资总量快速增长，服务业FDI 也随之快速发展。具体就我国而言，自2001 年加入WTO 以来，中国开始逐步加大对服务业市场的开放规模，服务业FDI 也随之逐渐成为我国新的外来投资力量，为国内服务业的发展注入了新的活力。统计数据显示，2008 年服务业FDI 总金额为3794818 万美元, 在实际利用FDI 总额中的占比由2001 年的23.83%上升到41.07%。内生增长理论认为，FDI 是一国获取外国先进技术的重要渠道，而技术进步是经济增长的最终源泉。Findlay(1978)研究认为，FDI 通过两条主要渠道对东道国的技术进步产生促进作用:一是外资企业相对于国内企业的要素生产率优势;二是外资企业对国内企业的技术外溢。在我国现有的文献中，已经有很多学者对FDI 带来的技术进步效应做出了讨论，相对而言，直接针对服务业FDI 引起的技术进步效应的研究还比较缺乏。那么，就我国而言，服务业FDI 是否带来了技术进步，并由此对宏观经济增长产生了怎样的影响? 本文基于中国1998 到2009 年数据，对Findlay 模型所强调的国外直接投资的两条技术进步主要渠道进行了检验，结合我国实际情况分析了其所产生的综合技术进步效应。
二、模型设定与数据来源
1. 模型设定。技术进步在内生经济增长模型中作为内生因素存在，技术进步率的变化必须通过其他经济变量来解释。其假设前提有三个方面：供给自动创造需求；劳动和资本完全互相替代；经济模型是一个一次齐次方程。由此考虑C-D 生产函数：
Yit =Ait αK itβL it (1)
其中，i，t 分别代表地区和时间，α、β 则分别代表资本和劳动力的产出弹性。常数项Ait 代表i 地区t 时的全要素生产率（TFP）。Yit、Lit、Kit 则分别代表国内生产总值、劳动力投入和资本积累。以内生增长理论为基础建立服务业FDI 内生化的技术进步表达式:
Ait =B it [1 [来自Www.lw5U.com]+ηsfdilit ] rsfdiθit (2)
式(2)中, sfdil 代表服务业FDI 占国内总投资的比重，反映外资企业的技术外溢效果; rsfdi 代表服务业FDI 的实际金额，反映外资企业自身的要素生产率;η 度量了服务业外资企业的技术外溢效果;θ 反映了外资企业相对要素生产率优势促进技术进步的作用; Bit 度量了各种影响技术进步的其他因素。
将式(1) 式(2)通过数学运算变形得到基本估计方程:
lnYit = lnB it +ηsfdilit +θlnrsfdiit +αlnKit +βlnLit (3)
从式（1）式（2）中可以看出,服务业FDI 通过TFP 促进经济增长的途径有二：:第一，外资企业自身相对要素生产率的提高(θ);第二，对当地企业产生的技术外溢效果(η)，[来自wWw.Lw5u.coM]与Findlay 模型中的两条渠道相符合。可以说,服务业FDI 对TFP 产生的综合效应的大小由θ、η 共同决定和衡量。假设服务业FDI 带来的技术进步综合效应为δ，则:δ=（θ+η）（/ 1 -θ-η） (4)
本文试图对η、θ 进行实证分析,从而确定服务业FDI 对中国所带来的的技术进步的综合效果。如果η= 0,则Ait =Bit rsfdiθit ,那么服务业FDI 并没有产生技术外溢作用，对中国技术进步的作用仅仅限于其自身所具备的的要素生产率优势。如果η>0,说明流入中国的服务业FDI 对中国企业存在技术外溢，会带来相应的技术进步;如果η<0，则说明服务业FDI 对中国企业的技术进步存在一定程度的阻碍作用。
2.数据来源。中国自1998 年开始对FDI 各产业的实际利用金额进行统计分类，为避免统计误差，本文使用1998～2009 年的数据进行分析。文中所有数据均来源于《中国对外经济贸易统计年鉴》《中国商务年鉴》和《中国统计年鉴》。同时为避免物价水平变化的影响，本文以2000 年为基期对文中的相关数据进行了调整。
三、实证结果及分析
1.实证方法。对实证模型式(3)进行Hausman 检验显示本实证模型支持固定效应，同时考虑到本文选取的数据在统计期间内必然存在个体影响，为尽量减小各个因素对经济增长的影响导致的差异,故实证过程使用GLS 法(cross-section weights)进行估计。
2.结果分析。经上述实证方法结果显示，
LNGDP = 0.0127095317453*SF - 0.00946453396087*LNRS +0.710548933011*LNK + 0.411245494682*LNL,θ=-0.009465,η =0.012710，代入式(4)计算值，得到：
δ=（θ+η）（/ 1 -θ-η）=0.0032556
由此可以看出,服务业FDI 的进入带给中国技术进步的综合效应约为0.0032556，促进作用并不显著。具体来说，服务业FDI 占中国总投资的百分比每提高1%，则中国经济将会相应产生0.012710 个百分点的增长。这说明服务业FDI 并没有对中国服务企业产生明显效果的技术溢出。与此同时，服务业FDI 自身的要素生产率每提高1%，将会对中国经济的增长带来0.009465%的阻碍作用。总的来看，服务业FDI技术进步带来的综合效应为正，说明服务业FDI 通过技术进步效应对中国经济增长产生了促进作用，但促进效果并不明显。
四、原因及对策分析
第一, 服务业FDI 的注入为中国服务业的发展增加了活力和生机，适应了中国经济发展的需要。虽然就目前而言，服务业FDI 对我国经济的促进作用还并不十分明显，但随着改革开放的深入和经济转型的加快，服务业FDI 必将为带动经济发展做出巨大贡献。
第二，长期以来，我国在服务产品的供给上严重不足，服务业FDI的进入实际上弥补了我国在服务业领域发展的不足，有利于服务业市场的发展。为促进我国服务业的技术进步与劳动生产率的提高，就要进一步重视服务业FDI 的引入和服务贸易的进口，同时进一步加大我国国内服务业市场的开放力度，并认真学习吸收国外先进技术，促进我国整体经济发展和综合竞争力的提升。
第三，要加强对服务业FDI 的吸引和引导, 使其发挥更大的促进作用。要建立健全市场竞争机制，按照WTO 规则对内外资企业实行普遍的国民待遇，营造内外资公平竞争的市场经济环境。
参考文献：
[1]赵玉娟.服务业FDI、资本效应与经济增长———基于服务业FDI、制造业FDI 和国内固定资产投资实证分析.财经问题研究，2011 年3 月.
[2]刘艳.我国服务贸易进口、服务业FDI与技术进步的关系研究———基于协整方法和VEC 模型的实证分析.国际商务研究，2011 年第1 期.
[3]胡勇,张璇.服务业FDI 动因探究：一个以中国为例的实证分析.山东商业职业技术学院学报，2008 年8 月.