服務(wù)業(yè)雙向FDI、空間溢出與服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率
——來自中國的經(jīng)驗證據(jù)

陳景華，王素素，陳敏敏

(山東財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250014)

一、引言

近年來，服務(wù)業(yè)在全球經(jīng)濟中的比重越來越高。隨著服務(wù)經(jīng)濟的發(fā)展，中國服務(wù)業(yè)開放水平日益提高，服務(wù)業(yè)雙向FDI 規(guī)模也不斷擴大。服務(wù)業(yè)已經(jīng)成為中國經(jīng)濟增長的新動力。黨的十九大報告中明確指出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，要提高全要素生產(chǎn)率；同時提出要擴大服務(wù)業(yè)開放，堅持引進來和走出去并重。隨著服務(wù)經(jīng)濟時代的來臨，通過服務(wù)業(yè)外資的雙向流動來提升服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率，這對中國經(jīng)濟高質(zhì)量增長具有至關(guān)重要的影響。

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于FDI 或OFDI 的生產(chǎn)率效應(yīng)研究主要集中于制造業(yè)領(lǐng)域，一般認為FDI 產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)、技術(shù)競爭效應(yīng)等能夠促進東道國生產(chǎn)率水平的提高[1]；OFDI 通過產(chǎn)生資源再配置效應(yīng)[2-3]、規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)[4]能夠促進母國生產(chǎn)率水平的提高，同時OFDI 帶來的學(xué)習(xí)和競爭效應(yīng)，使得企業(yè)能夠接觸到更多的技術(shù)擴散和知識外溢渠道，通過提高企業(yè)的創(chuàng)新能力帶動母國生產(chǎn)率水平的提高[5]。國外的實證研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)FDI 的確能夠促進制造業(yè)生產(chǎn)率的提高[6-9]；國內(nèi)相關(guān)研究結(jié)論基本相同，如孟萍莉和董相町[10]利用中國2006—2014 年的相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI、OFDI 對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生了積極的推進作用。

然而，在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI 與OFDI 對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要從區(qū)域視角和行業(yè)視角展開，且持有兩種不同的觀點：一種觀點認為，服務(wù)業(yè)資本流動對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有積極的促進作用。如胡朝霞[11]、莊惠明和鄭劍山[12]發(fā)現(xiàn)，在服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素中，F(xiàn)DI 對服務(wù)業(yè)技術(shù)效率的改善和技術(shù)進步的提高都有促進作用。王恕立和滕澤偉[13]指出這種作用發(fā)生的機制是基于資本要素的再配置效應(yīng)。戴翔[14]基于微觀數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)的OFDI 活動能夠促進母國生產(chǎn)率水平的提高。陳明和魏作磊[15]基于行業(yè)視角的研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)OFDI 對生產(chǎn)率的促進作用更大，而FDI 與OFDI 對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在行業(yè)異質(zhì)性。尹忠明和李東坤[16]發(fā)現(xiàn)中國OFDI 不僅可以直接促進省際全要素生產(chǎn)率的提高，還可以通過降低國內(nèi)市場分割程度，全面提升開放型經(jīng)濟的發(fā)展水平。另一種觀點認為服務(wù)業(yè)資本流動對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用不顯著。平新喬等[17]基于細分行業(yè)視角的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 對于提升中國服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率和平均效率水平的作用還尚不顯著。王恕立和胡宗彪[18]從行業(yè)視角探討FDI 和OFDI 雙向流動對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)內(nèi)向FDI 對中國服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率有顯著的促進作用，而OFDI 對生產(chǎn)率的沒有顯著地正向溢出效應(yīng)；王恕立和王許亮[19]發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)FDI 顯著地抑制了中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)TFP 的增長，而對東部地區(qū)的影響不顯著。

綜合來看，目前大部分研究是從地區(qū)視角或行業(yè)視角進行的，所運用的計量模型的假設(shè)前提均為空間均質(zhì)和空間獨立，未考慮空間相關(guān)性，難以準(zhǔn)確地分析服務(wù)業(yè)FDI 與OFDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的真實影響。隨著空間計量方法的發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者開始運用空間思維方法研究各種前沿的經(jīng)濟現(xiàn)象與問題，但是只有極少的學(xué)者運用空間計量的方法對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率進行研究[20]。因此，從以下兩個方面對現(xiàn)有研究進行拓展：第一，研究方法上，將空間計量引入服務(wù)業(yè)FDI 與OFDI 的生產(chǎn)率效應(yīng)分析，采用經(jīng)濟權(quán)重矩陣下的空間面板模型，對服務(wù)業(yè)FDI 與OFDI 的生產(chǎn)率效應(yīng)進行檢驗；第二，全面探討服務(wù)業(yè)FDI 與OFDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的空間溢出效應(yīng)，包括區(qū)域內(nèi)空間溢出效應(yīng)、區(qū)域間空間溢出效應(yīng)及總體溢出效應(yīng)。

二、空間面板模型構(gòu)建與空間自相關(guān)檢驗

(一)空間面板模型構(gòu)建

本文利用SDM 模型，根據(jù)相關(guān)假設(shè)條件的檢驗，研究服務(wù)業(yè)雙向FDI 對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。假設(shè)區(qū)域i的因變量yi依賴于相鄰區(qū)域的解釋變量，SDM 模型的一般形式為式(1)：

其中，被解釋變量y為各省市服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率，X為服務(wù)業(yè)FDI 和OFDI，同時在實證中加入了其它的控制變量：貿(mào)易開放程度、服務(wù)業(yè)資本積累、人力資本和研發(fā)投入等。α是一個常數(shù)項，In為N*1 階單位矩陣，N為觀察樣本的省份個數(shù)，ε為誤差項，W是空間矩陣，ρWy和θWX分別表示的是因變量和自變量受到的空間影響。

(二)空間溢出效應(yīng)分解方法

為了合理解釋空間計量模型的回歸系數(shù)，進行空間溢出效應(yīng)的分解，見式(2)～(5)：

其中，In是n 階單位矩陣，k為解釋變量的個數(shù)，Xr為第r個解釋變量，r＝1，2，3，...，k，βr為解釋變量向量X中第r個變量的估計系數(shù)，為了解釋Sr(W) 的作用，將式(3)改寫成式(6)，某個地區(qū)i(i＝1，2，...，n)的yi可以表示為式(7)。

根據(jù)式(7)，將yi對本區(qū)域內(nèi)的第r個解釋變量xir求偏導(dǎo)，將yi對其他地區(qū)j的第r個解釋變量xjr求偏導(dǎo)，得到式(8)：

在空間回歸模型中，一個地區(qū)某個解釋變量的變化不僅影響本地區(qū)的被解釋變量，還可能影響其他地區(qū)的被解釋變量。Sr(W)ii衡量的是直接效應(yīng)，即區(qū)域i的第r個解釋變量對本區(qū)域i被解釋變量的影響，Sr(W)ij衡量的是間接效應(yīng)，即區(qū)域j的第r個解釋變量對區(qū)域i被解釋變量的影響；兩者的和被稱為總效應(yīng)。

(三)空間相關(guān)性檢驗

采用Moran′s I 指數(shù)對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性進行檢驗，Moran's I 指數(shù)大于0 時表示存在空間正相關(guān)，小于0 時表示存在空間負相關(guān)，等于0 時表示空間獨立分布，Moran's I 指數(shù)的絕對值越大，表示空間相關(guān)性越大；其絕對值越小，表示空間相關(guān)性越小。公式見式(9)：

其中，S2為x的方差，是x的算術(shù)平均數(shù)，n 為空間單元的總數(shù)，wij為空間權(quán)重矩陣元素，在不同的權(quán)重矩陣下其表示的意義不同，在鄰接權(quán)重矩陣下，wij表示區(qū)域i 和區(qū)域j 是否有共同的邊界，若兩區(qū)域有共同的邊界，則wij ＝1，若沒有，則wij ＝0。在空間距離矩陣下，wij表示的是區(qū)域i 與區(qū)域j 省會城市之間的球面距離平方的倒數(shù)。經(jīng)濟權(quán)重矩陣下，wij表示區(qū)域i 與區(qū)域j 人均收入水平差額的倒數(shù)。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率

文章的實證分析采用2005—2015 年的省際面板數(shù)據(jù)，服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算采用的是近似全要素生產(chǎn)率(ATFP)的計算方法，這種計算方法是對“索羅殘差法”的發(fā)展，在學(xué)術(shù)界得到廣泛應(yīng)用，ATFP的測算公式為式(10)：

其中，Q為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出，采用全國各地區(qū)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)增加值表示，并根據(jù)第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)進行平減。L為勞動投入，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，文章用各地區(qū)分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)年底數(shù)來衡量，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)＝總的就業(yè)人數(shù)-(制造業(yè)＋建筑業(yè)＋交通運輸、倉儲和郵政業(yè)＋批發(fā)和零售業(yè)＋住宿和餐飲業(yè))就業(yè)人數(shù)。K為資本投入，文章利用各地區(qū)服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資額表示，并根據(jù)固定資產(chǎn)價格指數(shù)進行平減，以上數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各期。S表示資本貢獻度，根據(jù)陳景華[21]的研究，假設(shè)S＝1/3。

(二)服務(wù)業(yè)雙向FDI

服務(wù)業(yè)雙向FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)與逆向技術(shù)溢出效應(yīng)都可能會影響國內(nèi)服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率水平。利用服務(wù)業(yè)利用外資強度和對外投資強度分別表示IFDI和OFDI兩個變量，其中利用外資強度＝服務(wù)業(yè)實際利用外資額/服務(wù)業(yè)增加值；對外投資強度＝服務(wù)業(yè)對外直接投資額/服務(wù)業(yè)增加值。其中，中國各地區(qū)服務(wù)業(yè)實際利用外資額(FDI)用總的實際利用外商直接投資減去農(nóng)林牧漁業(yè)，采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)的實際利用外商直接投資的差額來衡量，其中吉林省、海南省、四川省、青海省以及寧夏回族自治區(qū)沒有分行業(yè)的實際利用外商直接投資，直接采用各地區(qū)實際利用外資額表示，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各期。中國各地區(qū)服務(wù)業(yè)對外直接投資額沒有直接的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，文章根據(jù)全國服務(wù)業(yè)對外投資額占OFDI總額的比例計算出全國各地區(qū)服務(wù)業(yè)OFDI額，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

(三)主要控制變量

貿(mào)易開放程度(OPEN)。根據(jù)胡宗彪和王恕立[22]的研究，一個地區(qū)的貿(mào)易開放程度會對地區(qū)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，一般認為開放程度越高的地區(qū)，更容易獲得先進的管理技術(shù)和經(jīng)驗，從而有利于服務(wù)業(yè)的效率水平的提高。我們采用各地區(qū)的進出口貿(mào)易總額占地區(qū)GDP 的比例表示。

服務(wù)業(yè)的資本積累(FI)。一個地區(qū)的服務(wù)業(yè)投資水平體現(xiàn)了該地區(qū)的服務(wù)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況以及服務(wù)業(yè)的投入水平，服務(wù)業(yè)的投入水平會影響地區(qū)的生產(chǎn)率水平。服務(wù)業(yè)資本積累用服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資額與服務(wù)業(yè)增加值的比值來表示。

人力資本(HC)。人力資本是吸收和創(chuàng)造技術(shù)的關(guān)鍵因素，從而對生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生重要影響。人力資本用各省高等學(xué)校在校生人數(shù)與地區(qū)常駐人口的比值來衡量。

研發(fā)投入(RD)。研發(fā)行為有利于企業(yè)創(chuàng)新以及技術(shù)水平的提高，從而帶來整個行業(yè)效率水平的提高。研發(fā)投入用各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。

另外，由于大部分地區(qū)引進服務(wù)業(yè)外資的同時也會進行服務(wù)業(yè)的對外投資活動，所以在實證分析中加入了實際利用外資和對外投資的交互項，檢驗地區(qū)在既存在IFDI 又存在OFDI 的情況下，兩者對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。以上數(shù)據(jù)均來源歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、實證結(jié)果分析

(一)空間相關(guān)性檢驗

文章測算了三種空間權(quán)重矩陣下的Moran's I 指數(shù)，對全國各地區(qū)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性進行檢驗。鄰接空間權(quán)重矩陣是依據(jù)兩省在地理位置上是否相鄰，若相鄰的兩地區(qū)則為“1”，不相鄰的為“0”，如果兩個空間單元相鄰則兩單元存在空間關(guān)系，反之則不存在，這種情況多與實際情況之間存在一定的差距。地理矩陣是根據(jù)兩個地區(qū)之間的地理距離(省會城市之間的球面距離測量)平方的倒數(shù)來衡量。經(jīng)濟權(quán)重矩陣在地理距離的基礎(chǔ)上加入了經(jīng)濟因素，用兩個省份人均收入水平的差額的倒數(shù)來表示，若兩個省份的收入差距越小，則經(jīng)濟水平越接近，權(quán)數(shù)也就越大?？臻g相關(guān)性檢驗結(jié)果如表1 所示。

從表1 的檢驗結(jié)果可以看出，在鄰接權(quán)重矩陣下，自2004 年開始Moran's I 指數(shù)一直顯著為正，而且指數(shù)總體上數(shù)值較大；在地理距離權(quán)重矩陣下，Moran's I 指數(shù)自2004 年開始一直處于顯著為正的情況，總體上呈上升趨勢，說明中國各地區(qū)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在顯著正向空間相關(guān)性，而且這種相關(guān)性越來越強；在經(jīng)濟空間矩陣下，Moran's I 指數(shù)自2004 年開始顯著為正，說明中國省域的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率在人均GDP 的權(quán)重下具有正相關(guān)關(guān)系，且指數(shù)呈現(xiàn)上升的趨勢。鄰接權(quán)重下的Moran's I 指數(shù)最大，其次是地理權(quán)重下的Moran's I 指數(shù)，經(jīng)濟權(quán)重下的Moran's I 指數(shù)最小。這說明兩個相鄰省市之間具有較強的空間依賴性，經(jīng)濟因素在一定程度上減弱了區(qū)域之間的正相關(guān)關(guān)系。

表1 Moran's I 指數(shù)

為了觀察區(qū)域經(jīng)濟增長的空間集聚特征，圖1 展示了三種空間權(quán)重下現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的Moran's I 指數(shù)散點。HH 象限(第一象限)表示區(qū)域自身和周邊地區(qū)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平較高，二者之間的差異較小；LL 象限(第三象限)表示區(qū)域自身和周邊地區(qū)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平較低，二者的空間差異程度較??；LH 象限(第二象限)表明，該地區(qū)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平較低，周邊地區(qū)較高，二者的空間差異較大；HL 象限(第四象限)表明，該地區(qū)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平較高，周邊地區(qū)較低，二者的空間差異較大。

圖1 2015 年中國各地區(qū)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的Moran's I 指數(shù)

(二)空間面板模型的實證檢驗結(jié)果分析

經(jīng)濟權(quán)重矩陣在地理距離的基礎(chǔ)上加入了經(jīng)濟因素，能夠克服地理矩陣的缺陷。文章在空間權(quán)重矩陣下，利用SDM 模型進行固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)回歸。SDM 模型的選擇主要遵循兩大原則：第一，AIC 最小準(zhǔn)則。AIC 值越小則模型的解釋能力就越強；第二，Log Likelihood 最大原則，其值越大說明模型的擬合優(yōu)度越好[23]。同時，文章還對SDM 模型是否能轉(zhuǎn)化為SLM 和SEM 模型進行檢驗，檢驗結(jié)果證明不能轉(zhuǎn)化為這兩類模型，因此文章選擇SDM 模型為最終的空間溢出效應(yīng)的解釋模型。表2 報告了回歸結(jié)果。

表2 經(jīng)濟權(quán)重下的空間Durbin 模型(SDM)估計結(jié)果

在表2 中，根據(jù)AIC 最小原則和LM 最大原則可以得知，固定效應(yīng)模型為經(jīng)濟權(quán)重下最優(yōu)的解釋模型；但是，空間滯后項ρ值顯著不為零，這意味著回歸系數(shù)不能夠用來解釋各變量的經(jīng)濟意義。因此，文章基于空間回歸模型的偏微分方法，對服務(wù)業(yè)雙向FDI 及其他控制變量對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)進行分解，結(jié)果如表3 所示。

1.服務(wù)業(yè)FDI 的空間溢出效應(yīng)分解

首先，在經(jīng)濟權(quán)重矩陣下，服務(wù)業(yè)FDI 的區(qū)域內(nèi)溢出效應(yīng)為0.645，通過1%的顯著性檢驗，這說明服務(wù)業(yè)FDI 對一個地區(qū)內(nèi)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長具有顯著的促進作用，增加1 單位服務(wù)業(yè)FDI 使得現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長0.645 單位。其次，服務(wù)業(yè)FDI 的區(qū)域間溢出效應(yīng)為0.430，但不顯著，這說明某一地區(qū)的服務(wù)業(yè)FDI 對其他地區(qū)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高會產(chǎn)生促進作用，但是這種作用不明顯。

服務(wù)業(yè)FDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的總空間溢出效應(yīng)為1.074，但是并不顯著，說明增加1 單位的服務(wù)業(yè)FDI 可能會引起服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長1.074 單位，但是此影響并不顯著。根據(jù)前文的Moran's I 指數(shù)，這說明各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差異弱化了服務(wù)業(yè)FDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。根據(jù)服務(wù)業(yè)FDI 的空間溢出效應(yīng)的分解，可以明確服務(wù)業(yè)FDI 對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)在區(qū)域內(nèi)的正向溢出效應(yīng)上。

表3 經(jīng)濟權(quán)重矩陣下的空間溢出效應(yīng)分解

2.服務(wù)業(yè)OFDI 的空間溢出效應(yīng)分解

根據(jù)同樣的思路來分析服務(wù)業(yè)OFDI 的空間溢出效應(yīng)。首先，服務(wù)業(yè)OFDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域內(nèi)溢出效應(yīng)為-2.960，這說明服務(wù)業(yè)OFDI 抑制了區(qū)域內(nèi)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，對外投資企業(yè)的生產(chǎn)率水平要高于國內(nèi)生產(chǎn)企業(yè)的生產(chǎn)率水平，因此區(qū)域內(nèi)的OFDI 行為會抑制本地區(qū)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。其次，從服務(wù)業(yè)OFDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域間溢出效應(yīng)來看，服務(wù)業(yè)OFDI 對區(qū)域間的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著地促進作用，效應(yīng)大小為18.320，這說明母國某地區(qū)的服務(wù)業(yè)OFDI 能夠?qū)?jīng)濟發(fā)展程度相近的其他地區(qū)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的空間溢出效應(yīng)。

從總效應(yīng)來看，服務(wù)業(yè)OFDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用，效應(yīng)大小為15.360。根據(jù)服務(wù)業(yè)OFDI 的空間溢出效應(yīng)的分解，可以發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)OFDI 的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在區(qū)域間的正向溢出效應(yīng)上，即一個地區(qū)的服務(wù)業(yè)OFDI 有利于促進經(jīng)濟發(fā)展程度相近地區(qū)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。

大多數(shù)地區(qū)的服務(wù)業(yè)FDI 與OFDI 是同時進行的，加入兩者的交互項可以更好地考察服務(wù)業(yè)FDI 的雙向流動對服務(wù)業(yè)全要生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，OFDI 與IFDI 交互項的區(qū)域內(nèi)直接效應(yīng)為正，說明一個地區(qū)內(nèi)的服務(wù)業(yè)FDI 與OFDI 之間存在明顯的交互影響；交互項的區(qū)域間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為負，這說明一個地區(qū)的FDI 和OFDI 行為會對經(jīng)濟發(fā)展程度相近地區(qū)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。

3.主要控制變量的空間溢出效應(yīng)分解

(1)研發(fā)投入?？臻g溢出效應(yīng)的分解結(jié)果表明，研發(fā)投入對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)在區(qū)域間的正向溢出效應(yīng)和總效應(yīng)上，而對區(qū)域內(nèi)的影響不顯著。從回歸結(jié)果來看，每增加1 單位研發(fā)投入，會使得與其經(jīng)濟發(fā)展水平相似地區(qū)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增加10.166 單位。從整體來看，研發(fā)投入的不斷增長，能夠鼓勵和支持企業(yè)的服務(wù)產(chǎn)品創(chuàng)新，提高企業(yè)的技術(shù)水平和市場競爭力水平，從而不斷提高服務(wù)企業(yè)的生產(chǎn)率，但是研發(fā)投入的生產(chǎn)率效應(yīng)可能會有一定的時滯，因此導(dǎo)致區(qū)域內(nèi)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的促進作用不顯著。同時，一個地區(qū)研發(fā)投入的增加，能夠產(chǎn)生一定的知識和技術(shù)的外溢，帶來了經(jīng)濟發(fā)展程度相近地區(qū)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

(2)人力資本?；貧w結(jié)果顯示，人力資本對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用主要體現(xiàn)在區(qū)域內(nèi)溢出效應(yīng)和總效應(yīng)上。人力資本每增加1 單位會使得本地區(qū)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長0.388 單位，使得其經(jīng)濟水平相似地區(qū)的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.645 單位，總的溢出效應(yīng)為1.033。我國整體技術(shù)水平還不高，對核心技術(shù)的掌握還存在一定的問題。彭國華[24]指出技術(shù)進步的主要途徑是模仿、學(xué)習(xí)、吸收和創(chuàng)新，而模仿、學(xué)習(xí)、吸收和創(chuàng)新的主要實施者是受過高等教育的高技術(shù)人才，即人力資本。因此一個地區(qū)人力資本越豐富，對先進技術(shù)的模仿、學(xué)習(xí)和吸收的能力越強，越有利于促進本地區(qū)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)的增長。

(3)資本積累。服務(wù)業(yè)資本積累對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的空間溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)在區(qū)域間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)上，回歸系數(shù)為0.475 和0.189，但是對區(qū)域內(nèi)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長會產(chǎn)生抑制作用。這可能是因為，一方面，一個地區(qū)服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資在區(qū)域內(nèi)當(dāng)期可能會產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，不利于人力資本投入或研發(fā)投入的增長，從而不利于區(qū)域內(nèi)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。另一方面，一個地區(qū)的服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資會對經(jīng)濟發(fā)展程度相近的其他地區(qū)可能會產(chǎn)生“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，同時結(jié)合投資政策效應(yīng)的滯后性，服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資會產(chǎn)生明顯的區(qū)域間正向溢出效應(yīng)。

(4)貿(mào)易開放程度。貿(mào)易開放程度對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要體現(xiàn)在區(qū)域內(nèi)正向直接溢出效應(yīng)上。一個地區(qū)的貿(mào)易開放程度越大，市場開放水平越高，越有利于現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。在異質(zhì)性貿(mào)易理論框架下，生產(chǎn)率高的企業(yè)會選擇開拓國際市場，在貿(mào)易過程中，出口企業(yè)通過“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”和“自我選擇效應(yīng)”會進一步提高企業(yè)的生產(chǎn)率水平，從而促進母國各地區(qū)生產(chǎn)率水平的整體提高。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

使用中國2005—2015 年的省際面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性，并進一步研究了服務(wù)業(yè)雙向FDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的空間溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，在不同的空間關(guān)聯(lián)模式下，中國各地區(qū)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長具有明顯的空間依賴性與空間異質(zhì)性。在研究服務(wù)業(yè)雙向FDI 對各地區(qū)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的效應(yīng)時，必須考慮空間相關(guān)性的影響。

第二，在控制了其他變量之后，服務(wù)業(yè)雙向FDI 對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)存在差異。服務(wù)業(yè)FDI 對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在區(qū)域內(nèi)的直接效應(yīng)上，而服務(wù)業(yè)OFDI 的空間溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在區(qū)域間的間接效應(yīng)上。同時服務(wù)業(yè)OFDI 顯著的區(qū)域間正向溢出效應(yīng)，使得其對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的總效應(yīng)顯著為正。

第三，資本積累和研發(fā)投入對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的空間溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)在區(qū)域間空間溢出效應(yīng)上，而人力資本和貿(mào)易開放對服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用更多地體現(xiàn)在區(qū)域內(nèi)的溢出效應(yīng)上。

(二)政策建議

第一，堅持服務(wù)業(yè)外資的“引進來”和“走出去”并重。要促進本地區(qū)服務(wù)業(yè)整體效率的提高，一方面要擴大服務(wù)業(yè)利用外資規(guī)模，重視利用外資的質(zhì)量，加大資本、知識、技術(shù)密集型服務(wù)業(yè)利用外資的水平，充分利用外資的技術(shù)溢出效應(yīng)促進當(dāng)?shù)胤?wù)效率的提高；另一方面，鼓勵各地區(qū)加大技術(shù)尋求性的對外投資規(guī)模，在對外投資的過程中，加強學(xué)習(xí)、吸收和利用國外的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗，通過逆向技術(shù)效應(yīng)促進母國經(jīng)濟發(fā)展程度相近地區(qū)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

第二，加大研發(fā)投入。一方面能夠為企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動提供重要的政策和財力保障，有利于技術(shù)進步和技術(shù)創(chuàng)新；另一方面，研發(fā)投入的溢出效應(yīng)，能夠激發(fā)相鄰地區(qū)的創(chuàng)新活動，從而帶來更深遠的技術(shù)外溢，有利于整體效率水平的提高，帶動經(jīng)濟的高效增長。

第三，注重人才培養(yǎng)。要提高服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，保持經(jīng)濟增長的活力、提高經(jīng)濟增長的質(zhì)量，必須要加大人力資本投入，高校肩負人才培養(yǎng)以及輸送高端人才的使命，高校的人才培養(yǎng)模式和專業(yè)設(shè)置要適應(yīng)新技術(shù)革命的要求和經(jīng)濟發(fā)展需要。