對(duì)外開(kāi)放門檻與服務(wù)業(yè)的外溢效應(yīng)——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

顧乃華

(暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院,廣東廣州510632)

對(duì)外開(kāi)放門檻與服務(wù)業(yè)的外溢效應(yīng)
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

顧乃華

(暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院,廣東廣州510632)

本文利用面板門檻回歸模型,以對(duì)外開(kāi)放程度作為門檻變量,探討在不同發(fā)展階段服務(wù)業(yè)發(fā)展水平同國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率之間的相關(guān)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn),提高服務(wù)業(yè)就業(yè)比重能夠產(chǎn)生穩(wěn)健的外溢效用,其背后的渠道包括適應(yīng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)、提供就業(yè)崗位、與工農(nóng)業(yè)形成互動(dòng)等方面。在服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)過(guò)程中,對(duì)外開(kāi)放起著顯著的調(diào)節(jié)作用,而且發(fā)展對(duì)外貿(mào)易和利用外資對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)的調(diào)節(jié)功能存在顯著差別。

服務(wù)業(yè);外溢效應(yīng);面板門檻回歸

一、問(wèn)題的提出

自20世紀(jì)90年代以來(lái),提高服務(wù)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重和地位就一直成為我國(guó)政府經(jīng)濟(jì)政策的重要取向。理論界和實(shí)踐部門都認(rèn)為,發(fā)展服務(wù)業(yè)不僅能推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng),而且有助于改變我國(guó)經(jīng)濟(jì)粗放型增長(zhǎng)方式,提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量。服務(wù)業(yè)之所以能夠扮演上述角色,一般認(rèn)為是由于以下因素促成:第一,服務(wù)業(yè)具有更高的收入彈性,能夠適應(yīng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐步升級(jí)的需要。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、人均收入水平提高以及物質(zhì)產(chǎn)品的短缺基本消除,人民群眾生活需要由生存型向享受型、發(fā)展型轉(zhuǎn)變,由物質(zhì)型向服務(wù)型、文化型轉(zhuǎn)變,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將更多地依靠服務(wù)業(yè)帶動(dòng)。第二,服務(wù)業(yè)具有勞動(dòng)密集和知識(shí)密集并存的特點(diǎn),能夠充當(dāng)吸納剩余勞動(dòng)力的主渠道。由于伴隨居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生的新增需求更多地集中在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域,服務(wù)業(yè)的高收入彈性和低資本有機(jī)構(gòu)成使其具有更高的就業(yè)彈性。考察1978年以來(lái)我國(guó)就業(yè)結(jié)構(gòu)演變的過(guò)程,可以發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)是改革開(kāi)放以來(lái)特別是上世紀(jì)90年代以來(lái)我國(guó)吸納就業(yè)的主渠道。2008年與1978年相比,服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)從4890萬(wàn)人增加到了2.57億,新吸納就業(yè)2.08億,占非農(nóng)產(chǎn)業(yè)全部新增就業(yè)人數(shù)的59.52%。從就業(yè)彈性看,1978-2008年間,服務(wù)業(yè)和工業(yè)(取廣義,包括建筑業(yè))的平均就業(yè)彈性分別為0.53和0.33,兩者相差0.2個(gè)百分點(diǎn)。第三,服務(wù)業(yè)通過(guò)產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián)波及效應(yīng),與工農(nóng)業(yè)形成互動(dòng),提高經(jīng)濟(jì)效率?？萍?、信息、金融、商務(wù)、物流等生產(chǎn)性服務(wù)的發(fā)展有助于推動(dòng)工業(yè)集約發(fā)展;提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力,需要技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)中服務(wù)、市場(chǎng)營(yíng)銷等專業(yè)化服務(wù)的支持。部分實(shí)證研究也證實(shí)了上述服務(wù)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效的渠道的存在性,例如江靜等利用省際面板數(shù)據(jù)和工業(yè)細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證結(jié)果表明:生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的擴(kuò)張促進(jìn)了工業(yè)的整體效率提高;交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)和郵電通信業(yè)對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)影響最為明顯;資本密集型行業(yè)的效率提升,在很大程度上受到金融保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的影響;科學(xué)研究對(duì)工業(yè)的影響具有滯后性,并且對(duì)技術(shù)密集型行業(yè)影響最大[1]。

在上個(gè)世紀(jì)末,曾有較多學(xué)者擔(dān)心發(fā)展服務(wù)業(yè)可能會(huì)導(dǎo)致成本病、制造業(yè)衰退、產(chǎn)業(yè)空心化等問(wèn)題,但隨著研究的深入特別是對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為中間投入品的功能的深刻認(rèn)識(shí),目前已經(jīng)基本沒(méi)有人質(zhì)疑發(fā)展服務(wù)業(yè)的重要意義了。然而應(yīng)引起我們注意的是,盡管服務(wù)業(yè)無(wú)疑會(huì)正向影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效,但其強(qiáng)度卻會(huì)受到諸多因素的影響。也就是說(shuō),在服務(wù)業(yè)發(fā)展與國(guó)民經(jīng)濟(jì)效率這兩個(gè)變量之間,存在著諸多調(diào)節(jié)變量,本文將重點(diǎn)關(guān)注對(duì)外開(kāi)放這一調(diào)節(jié)變量。從整體看,服務(wù)業(yè)是一個(gè)全球化程度較高的行業(yè),自上世紀(jì)90年代以來(lái),服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的跨國(guó)投資占全球跨國(guó)投資總額的60%左右。而且與制造業(yè)相比,服務(wù)業(yè)的跨國(guó)流動(dòng)會(huì)產(chǎn)生更明顯的示范作用和帶動(dòng)作用,因?yàn)榉?wù)業(yè)所有的業(yè)務(wù)都要通過(guò)對(duì)客戶的服務(wù)來(lái)實(shí)現(xiàn),很難進(jìn)行技術(shù)保密[2]。本文核心的理論假設(shè)是我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)績(jī)效差距不斷擴(kuò)大,其中一個(gè)重要原因可能就在于在低對(duì)外開(kāi)放地區(qū),服務(wù)業(yè)擴(kuò)大就業(yè)、與工農(nóng)業(yè)互動(dòng)等外溢效應(yīng)會(huì)受到抑制。文章接下來(lái)將這樣組織:第二部分從理論上闡述對(duì)外開(kāi)放調(diào)節(jié)服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)的機(jī)制;第三部分利用我國(guó)大陸省際2000-2007年面板數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)過(guò)程中的對(duì)外開(kāi)放門檻作用;最后是簡(jiǎn)短的結(jié)論和政策建議。

值得指出的是,與以往文獻(xiàn)多利用主觀確定門檻水平的分組方法檢驗(yàn)變量的門檻作用是否相同①所謂分組檢驗(yàn),就是按所有樣本按照變量大小分成兩個(gè)或更多的子樣本,并分別對(duì)這些子樣本進(jìn)行回歸并對(duì)比相關(guān)系數(shù)和顯著性在各組樣本之間的差異。分組檢驗(yàn)方法的突出缺點(diǎn)在于門檻水平的確定是主觀的,這可能使結(jié)論與分組標(biāo)準(zhǔn)的選取之間存在極強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性,因而客觀性和科學(xué)性較低。此外,分組子樣本回歸結(jié)果的差異是否在統(tǒng)計(jì)意義上顯著,也是分組檢驗(yàn)無(wú)法解決的重要問(wèn)題。,本文利用面板數(shù)據(jù)門檻回歸方法(PanelData Threshold Regression)檢驗(yàn)對(duì)外開(kāi)放的門檻功能。與分組檢驗(yàn)方法相比,門檻回歸方法的優(yōu)點(diǎn)在于以客觀的“內(nèi)生分組”代替了主觀的“外生分組”,能夠更為準(zhǔn)確地捕捉門檻水平和揭示不同組別中解釋變量與被解釋變量之間的變化關(guān)系。

二、對(duì)外開(kāi)放門檻功能的機(jī)制分析

發(fā)展對(duì)外貿(mào)易和利用外資是對(duì)外開(kāi)放政策最主要的內(nèi)容。在內(nèi)生增長(zhǎng)理論中,有非常多的文獻(xiàn)探討了國(guó)際貿(mào)易和FD I在技術(shù)的擴(kuò)散和外溢方面所起到的作用。在經(jīng)典的技術(shù)擴(kuò)散模型中,一個(gè)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率依賴于它對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家擁有的新技術(shù)的采納和應(yīng)用。大量的基于跨國(guó)樣本的實(shí)證研究也表明,貿(mào)易開(kāi)放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著地正相關(guān)。具體表現(xiàn)在:類似進(jìn)口替代這樣的工業(yè)化策略的實(shí)施會(huì)在開(kāi)始的10-20年內(nèi),對(duì)少數(shù)產(chǎn)業(yè)部門的發(fā)展起到較快地推動(dòng)作用,但這些部門的發(fā)展很快就陷入了低效率的困境;各國(guó)的開(kāi)放程度和人均收入的國(guó)際收斂正相關(guān);幼稚產(chǎn)業(yè)在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的條件下,會(huì)成長(zhǎng)得更快;貿(mào)易對(duì)技術(shù)進(jìn)步存在顯著的刺激作用[3]。FD I技術(shù)溢出效應(yīng)一般被定義為:跨國(guó)公司在東道國(guó)實(shí)施FD I引起當(dāng)?shù)丶夹g(shù)或生產(chǎn)力的進(jìn)步,而跨國(guó)公司無(wú)法獲取其中的全部收益的一種外部效應(yīng)。Blom strom等將FD I在東道國(guó)的溢出效應(yīng)分為兩種:一種叫做“生產(chǎn)力溢出(Productivity Spillovers)”,是指東道國(guó)通過(guò)引進(jìn)FD I得到先進(jìn)的技術(shù),提高生產(chǎn)率;另一種叫做“市場(chǎng)渠道溢出(Market Access Spillovers)”,指東道國(guó)企業(yè)通過(guò)引進(jìn)FD I,借助強(qiáng)大的跨國(guó)公司力量將自己的產(chǎn)品銷往國(guó)際市場(chǎng)[4]。近年來(lái),學(xué)者們除了分析貿(mào)易和FD I的形成機(jī)制以及它們與出口國(guó)、東道國(guó)的相互影響之外,另一個(gè)新的發(fā)展趨勢(shì)是越來(lái)越意識(shí)到貿(mào)易和FD I是一個(gè)內(nèi)含著資本、技術(shù)、制度、管理和項(xiàng)目的“打包型”的“復(fù)合產(chǎn)品”,它們對(duì)東道國(guó)的影響是有多重渠道的,需要從微觀的角度來(lái)探索這些渠道生成并發(fā)揮作用的內(nèi)在邏輯[5]。本文接下來(lái)將探討貿(mào)易和FD I對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)調(diào)節(jié)功能的內(nèi)在機(jī)制。

前已述及,我國(guó)服務(wù)業(yè)扮演的角色主要體現(xiàn)在適應(yīng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)、提供就業(yè)崗位、與工農(nóng)業(yè)形成互動(dòng)等三方面。其中,服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)、提升經(jīng)濟(jì)效率則主要體現(xiàn)在與制造業(yè)形成互動(dòng)方面。而且,能否與制造業(yè)形成良性互動(dòng)也直接關(guān)系著服務(wù)業(yè)能提供多少新增就業(yè)崗位,并間接影響消費(fèi)性服務(wù)業(yè)發(fā)展空間。發(fā)達(dá)國(guó)家服務(wù)業(yè)的發(fā)展歷程表明,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)中最具活力的部門,在服務(wù)業(yè)內(nèi)部的比重會(huì)逐漸增加,成為服務(wù)業(yè)增加值和就業(yè)崗位的主要提供者。目前,在服務(wù)業(yè)內(nèi)部,發(fā)達(dá)國(guó)家生產(chǎn)性服務(wù)的比重超過(guò)了50%,在美國(guó)達(dá)到54.8%,歐盟達(dá)到52.3%,日本是54%[6]。很顯然,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展程度依賴于服務(wù)業(yè)與工農(nóng)業(yè)互動(dòng)以激發(fā)需求。制造業(yè)和農(nóng)業(yè)的附加值和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的提升越是更多地依靠研發(fā)、設(shè)計(jì)、營(yíng)銷、物流、技術(shù)服務(wù)等環(huán)節(jié)支撐,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展就越充分,提供的就業(yè)崗位也就越多。目前在發(fā)達(dá)國(guó)家,隨著工業(yè)化的發(fā)展,在工業(yè)產(chǎn)品的附加值構(gòu)成中,純粹的制造環(huán)節(jié)所占的比重越來(lái)越低,而服務(wù)業(yè)特別是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)中物流與營(yíng)銷、研發(fā)與人力資源開(kāi)發(fā)、軟件與信息服務(wù)、金融與保險(xiǎn)服務(wù)、財(cái)務(wù)法律中介等專業(yè)化生產(chǎn)服務(wù)和中介服務(wù)所占比重越來(lái)越高。目前跨國(guó)公司汽車銷售收入的約45%分配給零部件生產(chǎn)商和裝配商,而分配給專業(yè)汽車設(shè)計(jì)、廣告公司、保險(xiǎn)公司等服務(wù)業(yè)的已經(jīng)占到約55%[6]。此外,作為服務(wù)業(yè)與工農(nóng)業(yè)互動(dòng)發(fā)展的結(jié)果,工農(nóng)業(yè)效率提高,其就業(yè)人員的薪水得到提升,新的物質(zhì)文化需求才會(huì)派生出來(lái)。對(duì)應(yīng)地,消費(fèi)性服務(wù)業(yè)所具有的引領(lǐng)消費(fèi)、創(chuàng)造需求的特點(diǎn)也才能夠被激發(fā)出來(lái),諸如互聯(lián)網(wǎng)、創(chuàng)意設(shè)計(jì)、家政服務(wù)等新興行業(yè)也才會(huì)有市場(chǎng)。

發(fā)展貿(mào)易和吸引FD I至少可以從以下兩方面影響服務(wù)業(yè)發(fā)揮對(duì)工農(nóng)業(yè)的外溢作用:

第一,強(qiáng)化了產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng),迫使制造業(yè)利用外部生產(chǎn)性服務(wù)降低成本和提高競(jìng)爭(zhēng)力。根據(jù)超產(chǎn)權(quán)理論,只有在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日趨劇烈的環(huán)境下,利潤(rùn)激勵(lì)才能發(fā)揮其刺激經(jīng)營(yíng)者的成本意識(shí)和增加他們努力和投入的作用[7]。長(zhǎng)期以來(lái),勞動(dòng)密集型產(chǎn)品在我國(guó)出口貿(mào)易中一直占據(jù)相當(dāng)大的比重,很多制造企業(yè)扮演著“低價(jià)商品供應(yīng)者”的角色。但在全球貿(mào)易自由化和國(guó)際貿(mào)易摩擦不斷加劇的背景下,加上人民幣升值、出口退稅率下降等因素的影響,我國(guó)勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口的價(jià)格優(yōu)勢(shì)在嚴(yán)重削弱。為了應(yīng)對(duì)上述局面,從長(zhǎng)期來(lái)看,制造業(yè)應(yīng)逐步培育起自身的產(chǎn)品設(shè)計(jì)和研發(fā)能力,形成具有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)的知名品牌,建立起不依賴于海外供應(yīng)商和進(jìn)口商的技術(shù)來(lái)源和銷售渠道。很顯然,制造業(yè)實(shí)施上述轉(zhuǎn)型將派生出大量的生產(chǎn)性服務(wù)需求,包括研發(fā)體系、生產(chǎn)組織與管理體系、各種對(duì)外擴(kuò)張必需的商務(wù)服務(wù)體系等。從短期看,由于存在路徑依賴效應(yīng),近期內(nèi)制造企業(yè)比較切實(shí)可行的應(yīng)對(duì)國(guó)際貿(mào)易環(huán)境變化的策略可能并不是借助加大研發(fā)投入倉(cāng)促地向高附加值型企業(yè)轉(zhuǎn)型,而是通過(guò)將部分服務(wù)環(huán)節(jié)外包、實(shí)施精細(xì)化生產(chǎn),縮短“過(guò)程周期時(shí)間”以充分挖掘生產(chǎn)環(huán)節(jié)所能產(chǎn)生的現(xiàn)金流價(jià)值,從而提高在競(jìng)爭(zhēng)日益劇烈的國(guó)際市場(chǎng)上的成本優(yōu)勢(shì),而這也會(huì)派生大量的生產(chǎn)性服務(wù)需求。FDI對(duì)東道國(guó)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的影響歷來(lái)是研究者們關(guān)注的焦點(diǎn)之一,大部分學(xué)者傾向于認(rèn)為FD I會(huì)加強(qiáng)東道國(guó)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。Fishw ick認(rèn)為跨國(guó)公司的海外投資增加了東道國(guó)的企業(yè)數(shù)目,降低了生產(chǎn)和市場(chǎng)的集中度,加強(qiáng)了東道國(guó)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)[8];Das通過(guò)對(duì)跨國(guó)公司和東道國(guó)企業(yè)之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究后發(fā)現(xiàn),雖然跨國(guó)公司在早期可以憑借其優(yōu)勢(shì)形成一個(gè)具有壟斷性的市場(chǎng),但長(zhǎng)期來(lái)說(shuō),東道國(guó)企業(yè)會(huì)從跨國(guó)公司的技術(shù)外溢中獲得好處從而使后者逐漸喪失壟斷優(yōu)勢(shì),最終結(jié)果是促進(jìn)了東道國(guó)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)性[9]。從工業(yè)企業(yè)角度看,競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)生的生存動(dòng)力、信息比較動(dòng)力將迫使它們不斷尋找更低成本的生產(chǎn)組織方式,服務(wù)外包策略將成為眾多企業(yè)的選擇。從企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)策略角度看,工業(yè)企業(yè)愿意將生產(chǎn)性服務(wù)外部化,原因就在于:面對(duì)不確定性,通過(guò)外購(gòu)或者分包服務(wù),可以分散風(fēng)險(xiǎn)和將資源集中在最有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的環(huán)節(jié),從而增強(qiáng)企業(yè)的靈活性和效率,提高企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力。在特定條件下,通過(guò)簽訂合約外購(gòu)服務(wù)或者其他“半結(jié)合”式的非完全市場(chǎng)化組合形式(如企業(yè)聯(lián)盟、分包等),可以使原生產(chǎn)單位既具有一定效率又能在競(jìng)爭(zhēng)方面保持靈活性且更能專注于自身的核心競(jìng)爭(zhēng)力。由上分析可見(jiàn),伴隨對(duì)外貿(mào)易和FD I發(fā)展產(chǎn)生的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)化,將激發(fā)制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)的需求,從而增強(qiáng)服務(wù)業(yè)與工業(yè)的互動(dòng)效果,提高經(jīng)濟(jì)效率。事實(shí)上,對(duì)外開(kāi)放程度與服務(wù)業(yè)外溢程度正相關(guān)這一規(guī)律,還可以從國(guó)際比較中得到進(jìn)一步驗(yàn)證。2000年,我國(guó)工業(yè)中間投入中生產(chǎn)性服務(wù)所占比重只有12.0%,遠(yuǎn)低于美國(guó)的32.6%、德國(guó)的28.4%和日本的26.6%[10]。究其原因,主要就在于我國(guó)工業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境和自身素質(zhì)與這些國(guó)家存在較大差距。特別是對(duì)于國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)來(lái)說(shuō),由于勞動(dòng)用工體制僵化,業(yè)務(wù)調(diào)整和人員精簡(jiǎn)還面臨著高昂的交易成本,導(dǎo)致對(duì)外包服務(wù)需求不足。

第二,產(chǎn)生技術(shù)、管理、制度等方面的溢出效應(yīng),使制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的銜接更為緊密。生產(chǎn)性服務(wù)作為制造企業(yè)的投入要素,在具體的生產(chǎn)過(guò)程中,制造企業(yè)需要首先就它們做出“做”或“買”(M ake orBuy)的決定,即是在自己內(nèi)部生產(chǎn)還是在外部市場(chǎng)采購(gòu),因?yàn)檫@一決定直接影響到企業(yè)的成本結(jié)構(gòu)、制造方式、組織結(jié)構(gòu)以及區(qū)位選擇。根據(jù)交易成本理論,只有當(dāng)“買”對(duì)應(yīng)的服務(wù)價(jià)格與交易費(fèi)用(主要包括搜索費(fèi)用、談判費(fèi)用以及履約費(fèi)用等)之和小于“做”對(duì)應(yīng)的服務(wù)成本與內(nèi)部協(xié)調(diào)費(fèi)用之和時(shí),制造企業(yè)才會(huì)愿意將以前由內(nèi)部提供的生產(chǎn)性服務(wù)活動(dòng)進(jìn)行垂直分解。也只有當(dāng)超過(guò)一定規(guī)模的制造企業(yè)發(fā)覺(jué)實(shí)施外包策略有利可圖時(shí),這些外包出去的業(yè)務(wù)才可能會(huì)逐漸形成獨(dú)立的產(chǎn)業(yè),并進(jìn)而借助規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)的不斷釋放而成長(zhǎng)壯大。在上述服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)發(fā)展過(guò)程中,交易費(fèi)用一般由外部的制度環(huán)境決定,這也是政府的作為所在。值得指出的是,服務(wù)產(chǎn)品的無(wú)形性和消費(fèi)、供給同時(shí)性決定了在服務(wù)交易過(guò)程中,需求方既無(wú)法在交易之前對(duì)服務(wù)產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行檢驗(yàn),又很難在事后對(duì)其質(zhì)量進(jìn)行有效的評(píng)估,因而多數(shù)服務(wù)產(chǎn)品屬于“信任品”的范疇。對(duì)應(yīng)地,大多生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)則屬于契約密集型產(chǎn)業(yè),即服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)和交易將涉及到更為密集和復(fù)雜的契約安排[11]。在這樣的情況下,如果沒(méi)有外部力量來(lái)保護(hù)契約的執(zhí)行,相對(duì)于其他產(chǎn)業(yè)的交易,生產(chǎn)性服務(wù)交易的供需雙方更難以對(duì)交易的利益和風(fēng)險(xiǎn)形成穩(wěn)定的預(yù)期?？梢?jiàn),外部的制度環(huán)境在服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動(dòng)過(guò)程中扮演著非常重要的角色。協(xié)調(diào)費(fèi)用主要取決于制造企業(yè)內(nèi)部的管理水平。制造企業(yè)自我提供生產(chǎn)性服務(wù)的成本以及服務(wù)企業(yè)供給價(jià)格則主要取決于服務(wù)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。

發(fā)展對(duì)外貿(mào)易和吸引FD I將對(duì)上述四方面均產(chǎn)生影響。首先,開(kāi)放度的提高有利于形成一個(gè)新的市場(chǎng)規(guī)則,改變?cè)械耐ㄟ^(guò)行政性力量配置資源的做法,降低整個(gè)社會(huì)的交易成本,使得真正有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)得以生存和發(fā)展,提高市場(chǎng)配置資源的效率,這實(shí)際上也是開(kāi)放的外溢效應(yīng)[12],而新的市場(chǎng)規(guī)則正是保證生產(chǎn)性服務(wù)供需雙方有穩(wěn)定預(yù)期的重要條件。其次,對(duì)外貿(mào)易和吸引FD I會(huì)產(chǎn)生如下幾種效應(yīng),從而提升制造企業(yè)和服務(wù)企業(yè)的效率。(1)技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng),如為了出口商品在國(guó)際市場(chǎng)上具有競(jìng)爭(zhēng)力,人們會(huì)向世界上先進(jìn)的管理方法和技術(shù)看齊,而進(jìn)口高技術(shù)的商品或者直接購(gòu)買技術(shù)和相應(yīng)設(shè)備則是更為直接的技術(shù)擴(kuò)散方式,此外從國(guó)外引入的諸如連鎖經(jīng)營(yíng)、物流配送、工程總包、服務(wù)外包、動(dòng)漫產(chǎn)業(yè)等新的服務(wù)業(yè)態(tài),大大深化了產(chǎn)業(yè)分工協(xié)作;(2)傳染效應(yīng),即在某些情況下,當(dāng)?shù)毓緝H僅通過(guò)觀察學(xué)習(xí)鄰近的外資公司就可以提高自己的生產(chǎn)率;(3)聯(lián)系效應(yīng),即跨國(guó)公司與當(dāng)?shù)氐墓?yīng)商等上游企業(yè)發(fā)生后向聯(lián)系、與銷售商等下游企業(yè)發(fā)生前向聯(lián)系,從而提升它們的技術(shù)、管理等;(4)培訓(xùn)效應(yīng),即跨國(guó)公司對(duì)東道國(guó)員工的培訓(xùn)所產(chǎn)生技術(shù)溢出。

一般而言,由于專門的生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)較制造企業(yè)內(nèi)部的服務(wù)部門更容易形成學(xué)習(xí)效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì),隨著開(kāi)放進(jìn)程的深入,對(duì)于制造企業(yè)而言,自我提供服務(wù)與從外部購(gòu)買服務(wù)相比成本會(huì)越來(lái)越高,因而制造企業(yè)外包服務(wù)會(huì)日益普遍,服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動(dòng)會(huì)更加緊密。從我國(guó)實(shí)際情形看,長(zhǎng)期以來(lái),由于體制、政策的原因,我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻普遍高于工業(yè),管制過(guò)多、市場(chǎng)化程度低的問(wèn)題較為突出。較高的進(jìn)入門檻和狹窄的市場(chǎng)準(zhǔn)入范圍將絕大多數(shù)潛在投資者拒之門外,造成服務(wù)業(yè)部門資源流入不足,弱化了競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中配置資源的基礎(chǔ)性作用,其結(jié)果是服務(wù)業(yè)創(chuàng)新不足,企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率低下,供給能力的擴(kuò)張受到制約,這在一定程度上抑制和削弱了工業(yè)企業(yè)外包生產(chǎn)性服務(wù)的內(nèi)在動(dòng)力。近年來(lái),隨著服務(wù)業(yè)開(kāi)放進(jìn)程加快,國(guó)有壟斷體制對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展造成的束縛和壓制逐步減小,其效率在不斷提高,對(duì)工業(yè)服務(wù)外包的吸引力也在逐步增大。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

本文實(shí)證檢驗(yàn)分為兩個(gè)步驟,首先利用普通面板回歸模型,引入對(duì)外開(kāi)放程度與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的交叉項(xiàng),檢驗(yàn)對(duì)外開(kāi)放是否對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展外溢效應(yīng)存在調(diào)節(jié)作用;如果能夠證明確實(shí)存在調(diào)節(jié)效應(yīng),那么再利用門檻回歸方法,檢驗(yàn)不同對(duì)外開(kāi)放水平是否對(duì)應(yīng)著不同的調(diào)節(jié)強(qiáng)度。

(一)對(duì)外開(kāi)放調(diào)節(jié)作用的實(shí)證檢驗(yàn)

首先利用面板回歸模型檢驗(yàn)對(duì)外開(kāi)放的調(diào)節(jié)作用。和普通時(shí)間序列或橫截面模型相比,面板模型能顯示不同橫截面單元和時(shí)點(diǎn)之間存在的差異,提供更多信息、更多變化性、更少共線性、更多自由度和更高效率?；貧w方程為:

其中,i和t表示地區(qū)和時(shí)間,樣本包括大陸除西藏以外的其他30個(gè)省(直轄市、自治區(qū)),剔除西藏是因?yàn)槠淙笔Ф鄠€(gè)年份的數(shù)據(jù),時(shí)間期限為2000—2007年。Y、K和L代表GDP(2000年不變價(jià))、資本投入量、勞動(dòng)投入量,為保證不同數(shù)據(jù)可比,將各省(直轄市、自治區(qū))人均GDP按各自的GDP價(jià)格指數(shù)統(tǒng)一折算為2000年不變價(jià);資本投入量用當(dāng)年和滯后一年的固定資本形成總額的平均數(shù)表示,并按照各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)統(tǒng)一折算為2000年不變價(jià);勞動(dòng)投入量用年末就業(yè)人數(shù)表示,由于2007年統(tǒng)計(jì)年鑒沒(méi)有提供2006年分地區(qū)的就業(yè)人員數(shù),故2006年就業(yè)人數(shù)采用2005年和2007年的平均數(shù)表示;ROL為各地區(qū)服務(wù)業(yè)就業(yè)比重,用來(lái)指代服務(wù)業(yè)發(fā)展水平,根據(jù)前文的分析,預(yù)期其符號(hào)為正,代表著服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠提高一個(gè)地區(qū)的全要素生產(chǎn)率;OPEN為對(duì)外開(kāi)放程度,分別用進(jìn)出口相對(duì)規(guī)模(用R IM EX表示,為一個(gè)地區(qū)進(jìn)出口總額占全國(guó)比重與該地區(qū)GDP占全國(guó)比重的比值)、利用外商直接投資相對(duì)規(guī)模(用RFD I表示,為一個(gè)地區(qū)FD I占全國(guó)比重與該地區(qū)GDP占全國(guó)比重的比值),預(yù)期其與ROL乘積的系數(shù)符號(hào)為正,表明其能正向調(diào)節(jié)服務(wù)業(yè)的外溢作用。在上述變量中,計(jì)算Y、K、L、ROL、R IM EX所需原始數(shù)據(jù)取自2001—2008年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒;計(jì)算RFD I所需的各地區(qū)歷年實(shí)際利用FD I數(shù)據(jù)則取自國(guó)家商務(wù)部網(wǎng)站。

由于IM EX與FD I相關(guān)性較高,通常進(jìn)出口比重大的地區(qū)也是實(shí)際利用FD I比較多的地區(qū),為了避免產(chǎn)生多重共線性,分別將R IM EX、RFD I引入到回歸方程中,形成回歸模型一和二。在面板數(shù)據(jù)模型中,可利用Hausm an's檢驗(yàn)來(lái)判斷應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausm an's檢驗(yàn)值顯示上述四個(gè)回歸模型均在1%的水平上拒絕了原假設(shè),故選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。此外,在估計(jì)方法選擇上,采用cross-section SUR(PCSE)方法,這種估計(jì)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)的誤差相關(guān)結(jié)構(gòu)(同步相關(guān)、序列相關(guān)、異方差)給予了更細(xì)致的考慮,能夠提高估計(jì)結(jié)果的一致性和有效性。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 檢驗(yàn)對(duì)外開(kāi)放調(diào)節(jié)作用的估計(jì)結(jié)果

計(jì)量結(jié)果與理論預(yù)期一致,服務(wù)業(yè)的發(fā)展確實(shí)能夠顯著提高國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率,而且對(duì)外開(kāi)放能夠正向調(diào)節(jié)服務(wù)業(yè)的外溢效應(yīng)。具體地說(shuō):ROL的系數(shù)在兩個(gè)模型中均大致為0.01,且在1%水平上顯著,表明服務(wù)業(yè)就業(yè)比重每提高1個(gè)百分點(diǎn),在資本和勞動(dòng)力投入相同的情形下,其能夠促使產(chǎn)出提高1%。ROL與R IM EX、RFD I的乘積項(xiàng)系數(shù)為0.001和0.0005,且均能通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn),意味著進(jìn)出口相對(duì)規(guī)模、FD I相對(duì)規(guī)模指數(shù)每提高1個(gè)單位,可分別促進(jìn)FD I的外溢效應(yīng)提高10%和5%。從系數(shù)上判斷,FD I對(duì)服務(wù)業(yè)外溢效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用不如進(jìn)出口強(qiáng),造成該現(xiàn)象的可能原因在于:目前在東部地區(qū),無(wú)論是港澳臺(tái)投資工業(yè)企業(yè)還是外商投資工業(yè)企業(yè),仍主要以加工型、出口型、生產(chǎn)型企業(yè)居多,而且大多屬于跨國(guó)公司全球生產(chǎn)組織體系中的封閉環(huán)節(jié),產(chǎn)品線和產(chǎn)業(yè)鏈延伸不足,呈現(xiàn)“二少一多”特征,即外資企業(yè)對(duì)本地金融機(jī)構(gòu)的信貸服務(wù)需求少;產(chǎn)品設(shè)計(jì)、關(guān)鍵技術(shù)、零部件依賴于進(jìn)口,對(duì)本地研發(fā)或技術(shù)服務(wù)需求少;產(chǎn)品直接出口多,而且多進(jìn)入跨國(guó)公司營(yíng)銷體系。

(二)對(duì)外開(kāi)放門檻作用的實(shí)證檢驗(yàn)

前一節(jié)已經(jīng)證實(shí)了在服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)過(guò)程中對(duì)外開(kāi)放調(diào)節(jié)功能的存在,那么這種調(diào)節(jié)作用是否會(huì)隨著對(duì)外開(kāi)放程度的不同而發(fā)生變化?下面借助面板回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1.面板回歸模型

面板門檻回歸方法作為近年來(lái)新發(fā)展起來(lái)的非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,是對(duì)“分組檢驗(yàn)”方法的一種重要擴(kuò)展。門檻回歸模型的基本形式定義如下:

其中,作為解釋變量的xit是一個(gè)m維的列向量;qi為“門檻變量”,它既可以是解釋變量xit中的一個(gè)回歸元,也可以作為一個(gè)獨(dú)立的門檻變量;γ為門檻值,在上面的模型中它把樣本分成“兩類”,當(dāng)然也可以分為更多類別。定義一個(gè)虛擬變量Di(γ)={qi≤γ},D{·}為指示函數(shù)(Index Function),當(dāng)qi≤γ時(shí),D=1,否則為0。再令xi(γ)=xiDi(γ),可將式(2)和式(3)合并為如下的單一方程:

式中θ=θ′2,ρ=θ′2-θ′1,殘差項(xiàng) ei=[e1,ite2,it]′,θ、ρ、γ為待估參數(shù)。在γ給定的前提下,式(4)中的θ和ρ是線性關(guān)系,根據(jù)條件最小二乘估計(jì)方法,可進(jìn)一步得到殘差項(xiàng)平方和為:

得到門檻估計(jì)值為:

Hanson將門檻變量中的每一觀測(cè)值均作為可能的門檻值,將滿足式(6)的觀測(cè)值確定為門檻值[13]。一旦確定了門檻估計(jì)值,那么其他參數(shù)值也就能夠相應(yīng)地確定了。在得到估計(jì)值之后,便可以進(jìn)行統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn),其主要目的是檢驗(yàn)以門檻值劃分的不同組樣本對(duì)應(yīng)的模型的估計(jì)參數(shù)是否顯著不同。

不存在門檻值的零假設(shè)為H0:θ′1=θ′2。但檢驗(yàn)該假設(shè)與傳統(tǒng)的系數(shù)檢驗(yàn)并不相同,原因是在無(wú)門檻效果的零假設(shè)下,門檻參數(shù)無(wú)法識(shí)別,造成傳統(tǒng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量其大樣本分布并非“卡方分布”,而是受到干擾參數(shù)影響的“非標(biāo)準(zhǔn)非相似(Non-standard Non-sim ilar)分布”,使得分布的臨界值無(wú)法以模擬方式得到[14]。為克服這一問(wèn)題,可以統(tǒng)計(jì)量本身的大樣本分布函數(shù)來(lái)轉(zhuǎn)換,得到大樣本的漸進(jìn)P值。在零假設(shè)成立下,該P(yáng)值統(tǒng)計(jì)量的大樣本分布為均勻分布,并且可以由“自助抽樣法”(Boot Strap)來(lái)計(jì)算。在零假設(shè)H0成立下,回歸式退化成線性模型,表示不存在門檻效果;反之則表示回歸系數(shù)在兩區(qū)間會(huì)有不同的效果。令S0為在零假設(shè)下(即無(wú)門檻值下)的殘差項(xiàng)平方和加總,S1為存在門檻效果下的殘差項(xiàng)平方和加總,則似然比統(tǒng)計(jì)量為:

當(dāng)確定某一變量存在“門檻效應(yīng)”時(shí),還需要進(jìn)一步確定其門檻值的置信區(qū)間,即對(duì)零假設(shè)H0:^γ=γ進(jìn)行檢驗(yàn),對(duì)應(yīng)的似然比統(tǒng)計(jì)量可表示為:

LR同樣為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布,Hansen計(jì)算了其置信區(qū)間,即在顯著性水平為α?xí)r,當(dāng)時(shí),不能拒絕零假設(shè)。在1%、5%、10%的置信水平下,c(α)分別等于10.59、7.35和5.94。

在完成一個(gè)門檻值的檢驗(yàn)程序外,為確定是否存在更多的門檻值,必須再進(jìn)行兩個(gè)門檻值的檢驗(yàn)。當(dāng)拒絕F1檢驗(yàn),表示至少存在一個(gè)門檻值,接著假設(shè)一個(gè)估計(jì)得到^γ1的為已知,再進(jìn)行下一個(gè)門檻值γ2的搜尋。在確定了兩個(gè)門檻之后,可繼續(xù)進(jìn)行三個(gè)門檻的檢驗(yàn),依此類推,直到無(wú)法拒絕零假設(shè)為止。由于多個(gè)門檻檢驗(yàn)的原理與一個(gè)門檻的情況相同,其估計(jì)方法不再贅述。就本文而言,考慮到觀測(cè)值有限,出于統(tǒng)計(jì)上的考慮,不擬進(jìn)行兩個(gè)及以上門檻的檢驗(yàn)。

2.面板門檻回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果

分別將相對(duì)進(jìn)出口規(guī)模和相對(duì)FD I規(guī)模作為門檻變量,探討服務(wù)業(yè)就業(yè)比重對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效的影響。數(shù)據(jù)樣本和變量定義同前文。在實(shí)際估計(jì)門檻值時(shí),通常的做法是運(yùn)用格子搜索(Grid Search)的方法進(jìn)行尋找。在本文中,采用排列回歸的方法進(jìn)行搜索,即首先把樣本按照門檻變量R IM EX、RFD I的升序排列,并根據(jù)Hansen的建議忽略掉前后各約10%的觀測(cè)值,然后選取不同的R IM EX和RFD I為門檻值逐一對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)并獲取其殘差。進(jìn)而利用殘差平方和最小原則找到門檻估計(jì)值后,再利用自助抽樣法模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的漸近分布及其臨界值(本文重復(fù)次數(shù)為2000次)以進(jìn)一步檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)。

搜索到的可能的R IM EX、RFD I的門檻值為0.2178①對(duì)應(yīng)著2004年河北省的相對(duì)進(jìn)出口規(guī)模水平。在30個(gè)截面樣本中,2004年相對(duì)進(jìn)出口規(guī)模水平高于河北的有山西、寧夏、吉林、新疆、山東、海南、遼寧、浙江、福建、江蘇、天津、上海、北京、廣東等14個(gè)省市。、0.2075②對(duì)應(yīng)著2002年黑龍江省相對(duì)FD I規(guī)模水平。2002年相對(duì)FD I規(guī)模水平低于黑龍江的有新疆、貴州、云南、甘肅、河南、寧夏、內(nèi)蒙古等8個(gè)省(自治區(qū))。,這時(shí)對(duì)應(yīng)的殘差平方和最小,分別為0.5606、0.5796。進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)得到F統(tǒng)計(jì)量為10.563、3.4904,分別在1%和10%的水平上顯著,因此拒絕無(wú)門檻效應(yīng)的虛擬假設(shè);再進(jìn)行似然比檢驗(yàn),得到LR值均能通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn),表明0.2178、0.2075為R IM EX、RFD I真實(shí)門檻值。把上述R IM EX和RFD I門檻值引入到描述服務(wù)業(yè)外溢效應(yīng)的非線性回歸模型中,得到如下兩機(jī)制的門檻回歸模型:

表2 門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果

對(duì)式(9)和式(10)進(jìn)行估計(jì),將估計(jì)結(jié)果列入表2。由估計(jì)結(jié)果可知:第一,在模型一和模型二中,ROL的系數(shù)均顯著為正,表明無(wú)論處于哪個(gè)對(duì)外開(kāi)放水平上,服務(wù)業(yè)就業(yè)比重的提高均能正向影響一個(gè)地區(qū)的全要素生產(chǎn)率,說(shuō)明服務(wù)業(yè)的外溢效應(yīng)的發(fā)揮具有很強(qiáng)的穩(wěn)健性。第二,隨著相對(duì)進(jìn)出口規(guī)模的變化,ROL的系數(shù)會(huì)提高,即由0.011提高到0.0123,增幅約為12%。這意味著在服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)過(guò)程中存在著對(duì)外貿(mào)易程度的門檻效應(yīng)。第三,在模型二中,隨著相對(duì)FD I規(guī)模提高,ROL的系數(shù)不增反減,這和前文的理論預(yù)期恰好相反。對(duì)此現(xiàn)象,可能的原因之一在于我國(guó)跨國(guó)工業(yè)企業(yè)普遍存在營(yíng)銷、研發(fā)“兩頭在外”現(xiàn)象,而相對(duì)FD I規(guī)模水平越高的地區(qū)往往也具備更便捷的交通、更便利的跨境運(yùn)輸和海關(guān)通關(guān)、更優(yōu)惠的貿(mào)易政策,在本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與國(guó)外存在較大差距的情形下,其轄區(qū)的跨國(guó)公司也就更容易利用國(guó)外的生產(chǎn)性服務(wù)。而在硬環(huán)境和軟環(huán)境相對(duì)落后地區(qū),跨國(guó)公司即使有較強(qiáng)意愿利用國(guó)外的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè),但由于受客觀條件的限制,不得不把一部分需求留在當(dāng)?shù)?。此?在我國(guó)存在著比較嚴(yán)重的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)重復(fù)發(fā)展和結(jié)構(gòu)趨同問(wèn)題,這也可能是造成FD I相對(duì)規(guī)模與服務(wù)外溢效應(yīng)負(fù)相關(guān)的另一個(gè)可能原因。呂政等指出,在分稅制刺激下,受地方利益的驅(qū)使,在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展中出現(xiàn)了比較嚴(yán)重的低水平重復(fù)建設(shè)、過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)和資源浪費(fèi)[10]。而且,越是在發(fā)達(dá)地區(qū),生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的重復(fù)建設(shè)越嚴(yán)重③例如,以長(zhǎng)三角為中心的華東地區(qū),機(jī)場(chǎng)數(shù)己達(dá)每萬(wàn)平方公里0.8個(gè),超過(guò)美國(guó)平均數(shù)0.2個(gè),已經(jīng)成為國(guó)際上機(jī)場(chǎng)密度最高的地區(qū)之一;長(zhǎng)江江蘇段南京往下內(nèi)河港口林立,能力一擴(kuò)再擴(kuò),現(xiàn)擁有萬(wàn)噸級(jí)碼頭泊位100多個(gè),但大多貨源不足、浪費(fèi)嚴(yán)重。,因?yàn)槠鋼碛邢鄬?duì)較大的市場(chǎng)需求。而在落后地區(qū),由于生產(chǎn)性服務(wù)需求相對(duì)較小,其市場(chǎng)結(jié)構(gòu)往往帶有更強(qiáng)的壟斷性質(zhì)。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)尚未完全成熟、要素市場(chǎng)還未統(tǒng)一、區(qū)域間產(chǎn)業(yè)協(xié)作嚴(yán)重受地方利益制約的情形下,并且生產(chǎn)性服務(wù)需求規(guī)模又不足以支撐大量的企業(yè),那么在“有形的手”介入要素資源的配置和流動(dòng)之后,在FD I相對(duì)規(guī)模較低的地區(qū)反而可能形成生產(chǎn)性服務(wù)的集聚,跨國(guó)公司與本地服務(wù)業(yè)的互動(dòng)也可能越強(qiáng)。

四、簡(jiǎn)短結(jié)論與政策建議

本文從理論和實(shí)證兩個(gè)方面論證了服務(wù)業(yè)外溢效應(yīng)和對(duì)外開(kāi)放門檻效應(yīng)的存在性,由此引申的政策含義主要有以下幾點(diǎn):

第一,應(yīng)重視服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在擴(kuò)展產(chǎn)業(yè)鏈、提升生產(chǎn)效率、擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)附加值等多方面的作用,促進(jìn)服務(wù)業(yè)與工業(yè)和農(nóng)業(yè)互動(dòng)發(fā)展。要認(rèn)識(shí)到?jīng)]有發(fā)達(dá)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè),就不可能形成具有較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的制造業(yè)部門。事實(shí)上,在發(fā)達(dá)國(guó)家由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的異軍突起,制造業(yè)和服務(wù)業(yè)之間彼此依賴的程度日益加深,傳統(tǒng)意義上的制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的邊界越來(lái)越模糊。制造業(yè)企業(yè)為了提高產(chǎn)品科技含量、降低自然資源消耗、提升企業(yè)創(chuàng)新能力和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),正從以制造為中心向以服務(wù)為中心轉(zhuǎn)型,這一現(xiàn)象被稱為制造業(yè)服務(wù)化。為了更大程度地激發(fā)服務(wù)業(yè)的外溢效應(yīng),政府應(yīng)本著讓服務(wù)業(yè)享受與工業(yè)同等政策待遇的原則,改革當(dāng)前服務(wù)業(yè)承受的不合理的稅費(fèi)等政策,促進(jìn)工業(yè)企業(yè)將專業(yè)服務(wù)外置,并在宏觀層面上促進(jìn)以服務(wù)業(yè)為中心將分工價(jià)值鏈的各個(gè)環(huán)節(jié)串聯(lián)起來(lái)。當(dāng)前,我國(guó)主要工農(nóng)業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量位居世界前列,已經(jīng)成為一個(gè)經(jīng)濟(jì)大國(guó),但還不是一個(gè)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國(guó),重要原因之一在于服務(wù)業(yè)與工農(nóng)業(yè)結(jié)合不夠緊密,對(duì)產(chǎn)業(yè)的支撐能力不強(qiáng)。從這個(gè)意義上講,發(fā)展服務(wù)業(yè)既是完善現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系的主要方向,也是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)、增強(qiáng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑。

第二,應(yīng)重視強(qiáng)化對(duì)外開(kāi)放在服務(wù)業(yè)發(fā)揮外溢效應(yīng)過(guò)程中的調(diào)節(jié)作用。要擴(kuò)大服務(wù)業(yè)的開(kāi)放領(lǐng)域,這不僅包括金融、保險(xiǎn)、貿(mào)易等外資已經(jīng)進(jìn)入較多的行業(yè),而且還應(yīng)包括通訊、會(huì)展、專業(yè)商務(wù)服務(wù)等眾多以往開(kāi)放程度較低的行業(yè)。此外,應(yīng)大力推進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在城市集聚發(fā)展,尤其是要克服生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展過(guò)程中的地方保護(hù)、重復(fù)建設(shè)等問(wèn)題,從而緩解乃至杜絕不合理的城市間生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)同構(gòu)現(xiàn)象,提升本土生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力,促進(jìn)其同跨國(guó)公司的生產(chǎn)性服務(wù)需求無(wú)縫對(duì)接。

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Threshold of Opening Up and Spillover Effect of Service Sectors—an Empirical Research Based on Inter-provincial Panel Da ta

GU Nai-hua
(Institute of Industrial Economics,Jinan University,Huangpu RdW est601,Guangzhou,China)

Thispaper investigates the relevance of the share of service secto rsemploym entand the nationaleconomy efficiency based on the threshold regressionmodeland app lies the degree ofopening up as threshold variable.The results indicate that increasing the proportion of service sectors emp loyment can produce sound spillover effects by upgrading of the consumer structure,providing employment opportunities and interacting with industry and agricu lture.In the course of service sectors's pillover effects,the opening up plays a significant regulatory role.More over,there are significant differences in regulatory function between the developm entof foreign trade and foreign investment.

Service industries;Spillover effect;Panel data threshold regression

A

1002-2848-2010(06)-0074-08

2010-05-07

本文為國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“分工組織演進(jìn)與發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系”(批準(zhǔn)號(hào):09CJY043)、教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“中國(guó)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系研究”(批準(zhǔn)號(hào):08JZD0014)的階段性研究成果。

顧乃華(1977-),江蘇省響水市人,管理學(xué)博士,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后,暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院副教授,碩士生導(dǎo)師,美國(guó)San D iego State University訪問(wèn)學(xué)者,研究方向:服務(wù)經(jīng)濟(jì)與管理。

責(zé)任編輯、校對(duì):鄭雅妮