服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策如何影響服務業(yè)生產(chǎn)率：外資水平的中介作用

孟 佩，徐宏毅，湛雅琪

(1.武漢理工大學 管理學院，湖北 武漢 430070；2.武漢體育學院 國際教育學院，湖北 武漢 430079；3.湖北省社會科學院，湖北 武漢 430062)

聯(lián)合國貿(mào)發(fā)組織《2004年世界投資報告—轉(zhuǎn)向服務業(yè)》中指出，隨著服務業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位上升，服務業(yè)管制放松及服務貿(mào)易自由化，全球外商直接投資(foreign direct investment，F(xiàn)DI)的重要趨勢就是從制造業(yè)轉(zhuǎn)向服務業(yè)?！?019年世界投資報告》顯示，2016—2018年全球外商直接投資連續(xù)三年下降，而我國實際使用外資逆勢增長。2004—2020年，我國服務業(yè)實際利用外資占比從23%上升到77.7%，服務業(yè)已成為吸收外資的主力和未來開放的重心。服務業(yè)吸收外資規(guī)模的擴大為服務業(yè)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和發(fā)展創(chuàng)造了契機。新的外商投資法、國務院20條穩(wěn)外資政策、新版外資準入負面清單、增設自貿(mào)試驗區(qū)等一系列法規(guī)政策相繼實施，推動了我國對外開放向制度型開放轉(zhuǎn)變。

作為吸引、升級FDI并對其進行規(guī)制的政策，中國的外資產(chǎn)業(yè)政策包括外商投資相關法律法規(guī)、外商直接投資產(chǎn)業(yè)調(diào)控政策和實施市場準入的負面清單制度[1]。外資產(chǎn)業(yè)政策是影響外商投資企業(yè)產(chǎn)業(yè)流向和實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要政策工具。《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》(以下簡稱《目錄》)是我國指導外商直接投資的重要產(chǎn)業(yè)政策，共經(jīng)歷了9次調(diào)整。政府通過對《目錄》的動態(tài)調(diào)整，對外資進行有效引導，提升外資引進質(zhì)量與利用效率，實現(xiàn)國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的宏觀目標[2]。從《目錄》逐次調(diào)整的變化來看，服務業(yè)的鼓勵類項目由《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄(1995年版)》的17項增長到《鼓勵外商投資產(chǎn)業(yè)目錄(2019年版)》的99項，說明中國正在逐漸加大服務業(yè)對外開放度，進一步放寬服務業(yè)外資準入限制，服務業(yè)投資自由化邁向更高水平。

服務業(yè)FDI是包含資本、技術、知識、管理等的復合式投資，能夠產(chǎn)生溢出效應，彌補東道國的資本缺口、技術缺口和知識缺口。與制造業(yè)FDI的研究結(jié)論基本一致，大多數(shù)研究支持服務業(yè)FDI在總體上有正向溢出效應[3]，但少數(shù)研究認為服務業(yè)FDI對東道國的溢出并不顯著，甚至呈現(xiàn)負效應[4]。也有研究強調(diào)了服務業(yè)FDI溢出的異質(zhì)性特征，服務業(yè)FDI通過不同的溢出渠道[5]，在不同服務行業(yè)[6]、不同地區(qū)[7]會產(chǎn)生不同的溢出效應，同時不同的外資來源[8]也會產(chǎn)生不同的溢出效應。由此可見，不論是針對制造業(yè)FDI溢出的研究還是針對服務業(yè)FDI溢出的研究，都沒有得出一致結(jié)論。一是研究方法上的問題，G?RG等[9]首次將元回歸分析方法應用于FDI溢出效應研究，認為研究設計、方法與數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)、不同的國家樣本都能夠?qū)е卵芯拷Y(jié)論的不一致。此外，現(xiàn)有這類研究主要是用外資進入程度衡量外資水平，可能存在外資進入變量的內(nèi)生性問題。二是FDI溢出效應影響因素的問題，F(xiàn)DI的溢出效應受到影響因素的制約。FDI溢出效應的影響因素主要包括跨國公司的自身特征和東道國的特征，其中東道國的政策對FDI具有顯著影響，正確的外資政策能夠有效促進溢出。DUNNING[10]認為政府干預是東道國區(qū)位優(yōu)勢的重要決定因素。政府可以通過出口退稅、資本輸出、利潤匯回控制、稅收和一系列宏觀經(jīng)濟政策來影響外商直接投資的水平和流向。而在國際生產(chǎn)折衷理論之前研究跨國公司投資動機影響因素的文獻中，政策因素經(jīng)常被忽略。

目前，政策對FDI溢出影響的實證研究主要集中在制造業(yè)。學者們考察了稅收和關稅政策[11]、所有制結(jié)構(gòu)調(diào)整和市場化改革[12]、自貿(mào)試驗區(qū)政策[13]等對中國FDI溢出的影響。也有學者基于《目錄》實證研究了外資產(chǎn)業(yè)政策實施的影響。一是對于外資進入的影響，如殷華方等[14]以4次《目錄》為研究對象，證明了我國制訂的外資產(chǎn)業(yè)政策能夠有效引導制造業(yè)外資的產(chǎn)業(yè)流向；田素華等[15]以《目錄》在2007年的調(diào)整為準自然試驗，利用雙重差分方法，證明了行業(yè)鼓勵政策會顯著促進被鼓勵外商投資企業(yè)的資本金投入增加。二是對于行業(yè)或企業(yè)生產(chǎn)率的影響，如劉帷韜等[16]以中國制造業(yè)27個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了外商投資產(chǎn)業(yè)政策對外資溢出效應的影響，結(jié)果表明我國外資政策能有效引導外資進入相應行業(yè)，并促進行業(yè)內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的提升。也有文獻研究了外資產(chǎn)業(yè)政策實施的負向溢出效應，如LU等[17]以2002年《目錄》的調(diào)整作為工具變量，發(fā)現(xiàn)外資準入政策放松對中國制造業(yè)本地企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了負向影響。

綜上所述，F(xiàn)DI可能會有正向或負向溢出效應，東道國可以利用產(chǎn)業(yè)政策影響外商直接投資的水平和流向，實現(xiàn)正向溢出效應。因此，外資水平是外資產(chǎn)業(yè)政策影響生產(chǎn)率的重要中介因素。然而，已有文獻主要聚焦外資水平和生產(chǎn)率之間的關系，或探討政策與外資水平、生產(chǎn)率的關系，并且多集中于制造業(yè)，較少研究涉及服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策對生產(chǎn)率影響的內(nèi)在機理。殷華方[18]雖然討論了外資產(chǎn)業(yè)政策對外資企業(yè)溢出效應的作用機理，但并沒有實證檢驗，也沒有針對服務業(yè)的分析。針對以上研究局限，筆者引入服務業(yè)外資水平作為中介變量，實證檢驗服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策影響服務業(yè)生產(chǎn)率的作用機制，以期為考察服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策的有效性和科學制定服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策提供一定的參考。

1 理論分析與研究假設

服務業(yè)是受到政策約束最多的產(chǎn)業(yè)，政策限制是服務業(yè)FDI的主要障礙。外資產(chǎn)業(yè)政策會戰(zhàn)略性地利用外資，將其集中并限制在利于國家總體發(fā)展的領域。服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策會通過調(diào)整外資管制程度、緩解融資約束、優(yōu)化資源配置、引入市場競爭、知識溢出等不同渠道對服務業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。東道國政府可以運用政策工具，通過有效引導外資流入，增大外資的正向溢出效應來達到促進內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)效率提升的目的。

首先，對于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵的行業(yè)，服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策在廣度和深度上的開放，能夠降低市場準入門檻，優(yōu)越的運作條件會吸引更多資金雄厚，擁有先進技術、經(jīng)營理念和管理經(jīng)驗的高質(zhì)量外資進入東道國。一方面，外資產(chǎn)業(yè)政策可以引導社會投資方向，調(diào)控要素市場資源配置，吸納更多的外部投資，緩解接受投資企業(yè)的外部融資約束。同時，高質(zhì)量外資能夠為接受投資的企業(yè)提供資本運作、管理優(yōu)化、技術設備和人員培訓等方面的先進經(jīng)驗，從而直接促進外資服務業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提升。另一方面，當外資企業(yè)準備進入政策鼓勵的產(chǎn)業(yè)時，外資企業(yè)帶來的競爭壓力、先進技術和高技術人才都能促使內(nèi)資企業(yè)主動或被動地進行創(chuàng)新，從而促進本土企業(yè)生產(chǎn)率的提高。其一，服務業(yè)外資企業(yè)在東道國市場的成功經(jīng)營和發(fā)展具有示范性和導向性，會引起內(nèi)資企業(yè)的效仿、追隨和聚集。低效率企業(yè)通過學習效應追趕高效率企業(yè)，最終將整體上提高生產(chǎn)效率和實現(xiàn)資源優(yōu)化[19]。由于服務業(yè)的獨特性，服務業(yè)FDI的溢出機制會與制造業(yè)有所不同。服務業(yè)內(nèi)外資企業(yè)間產(chǎn)品相似度較高，國內(nèi)企業(yè)容易獲得正向的示范效應。企業(yè)可以通過模仿學習和信息溝通等“互搭便車”的行為避免知識技術的重復投資，降低要素成本，進而提升企業(yè)的生產(chǎn)率。其二，由于多數(shù)服務產(chǎn)品具有不可貿(mào)易性和不可儲存性，服務業(yè)外資主要是市場尋求型。因此，服務業(yè)外資企業(yè)的進入能夠降低市場壟斷程度，產(chǎn)生競爭效應。本土企業(yè)為了在激烈的市場競爭中獲得超額利潤，會增加新產(chǎn)品、新技術等的研發(fā)投入，從而提高企業(yè)的生產(chǎn)率并提升行業(yè)整體競爭水平。同時，外資進入也會產(chǎn)生“擠出效應”，低效率企業(yè)會被市場淘汰，由此釋放的生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)而流向高生產(chǎn)率企業(yè)，改善行業(yè)整體的資源配置效率繼而促進行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[20]。其三，現(xiàn)代管理知識涵蓋了公司管理的各個方面，從戰(zhàn)略規(guī)劃與決策到人力、財務、信息資源管理以及運營與營銷管理，是跨國公司進入國外市場的重要競爭來源。不同于技術知識起關鍵作用的制造業(yè)，管理知識是決定服務業(yè)競爭優(yōu)勢的重要因素之一，而管理知識中的隱性知識往往嵌入人的思維方式。服務業(yè)是高度經(jīng)驗化且強調(diào)服務技能的行業(yè)，人力資本是服務業(yè)中技術擴散和知識傳播的重要方式。如果有在外企受過培訓的員工加入了本土企業(yè)，他們可以成為傳播先進管理知識的有效渠道，從而改善本土企業(yè)生產(chǎn)率。

其次，對于產(chǎn)業(yè)政策限制或禁止的行業(yè)，外資企業(yè)有著更多的進入障礙。服務業(yè)中處于比較劣勢或戰(zhàn)略性和敏感的行業(yè)，更容易受到審慎的監(jiān)管，國家在制定相應產(chǎn)業(yè)政策時會對外資進行一定程度的限制和引導。股權(quán)限制、嚴格的審批程序等會影響外企的所有權(quán)優(yōu)勢，降低外資的投資水平，從而限制外資的溢出效應。此外，在限制或禁止的行業(yè)，外商對中國進行投資的目的多是為了利用中國廉價勞動力，將生產(chǎn)活動環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到東道國，那么這些外資企業(yè)的技術水平和管理效率并不具有優(yōu)勢，因此也很難對國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)生正向溢出效應。

基于上述分析，筆者提出如下假設：

H1服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策的動態(tài)變化對服務業(yè)生產(chǎn)率具有顯著的正向作用。即外資產(chǎn)業(yè)準入政策越松，行業(yè)生產(chǎn)率越高。

H2外資水平在服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策與生產(chǎn)率關系中發(fā)揮中介作用。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754-2002)中服務業(yè)有15個分行業(yè)，由于“公共管理和社會組織”“國際組織”的外商直接投資數(shù)據(jù)大量缺失，筆者選取剩余13個行業(yè)2005—2018年的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。相關數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和相關年份的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量：服務業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)。在服務業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的計算中，產(chǎn)出變量選取服務業(yè)各行業(yè)歷年的增加值，資本投入用服務業(yè)各行業(yè)歷年固定資產(chǎn)存量來衡量，勞動投入用服務業(yè)各行業(yè)歷年從業(yè)人員數(shù)來衡量。為消除價格變動的影響，以2004年為基期對服務業(yè)各行業(yè)歷年的增加值進行平減，得出各行業(yè)歷年的實際產(chǎn)出。運用國際上通用的永續(xù)盤存法進行資本存量的估算，其計算公式為：

Kit=(1-δ)Ki,t-i+Iit

(1)

式中:Kit為i行業(yè)第t年的固定資本存量；Ki,t-1為i行業(yè)第t-1年的固定資本存量；Iit為i行業(yè)第t年的實際固定資產(chǎn)投資；δ為折舊率。

由于無法獲取各服務業(yè)細分行業(yè)的資本折舊率，遵循現(xiàn)有文獻的普遍做法，將各服務行業(yè)的資本折舊率統(tǒng)一設為4%。在基年資本存量的計算中，借鑒文獻[21]的做法，以2004年為基期的測算公式為：Ki,2004=Ii,2004/(δ+σi)，其中σi為i行業(yè)2004—2018年間實際固定資產(chǎn)投資額的年均增長率。

由于統(tǒng)計年鑒中只有各行業(yè)的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)，參考文獻[22]的方法對服務業(yè)各分行業(yè)全社會從業(yè)人數(shù)進行估算：分行業(yè)全社會從業(yè)人數(shù)=分行業(yè)全社會總就業(yè)人數(shù)×(分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)/服務業(yè)城鎮(zhèn)單位總就業(yè)人數(shù))。

最后，基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法，用DEAP2.1軟件對服務業(yè)13個細分行業(yè)2004—2018年15年間的全要素生產(chǎn)率TFP進行測算，并轉(zhuǎn)化為以2004年為基期的累積變化率形式。

(2)解釋變量：服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策(policy)。我國于1995年首次頒布了《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》，并在1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2015年、2017年和2019年分別更新了投資目錄。考慮到樣本數(shù)據(jù)年份為2005—2018年，選取2004年、2007年、2011年、2015年、2017年《目錄》中的信息構(gòu)建服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策指標?？紤]到政策實施時間的影響，根據(jù)政策的實施時間，政策在下一年生效。由于投資目錄對產(chǎn)業(yè)的劃分并不是嚴格按照標準產(chǎn)業(yè)分類法進行劃分，需要根據(jù)我國產(chǎn)業(yè)分類的國家標準對投資目錄進行產(chǎn)業(yè)歸類。首先將投資目錄中的項目內(nèi)容對應到標準產(chǎn)業(yè)分類的小類中，然后歸到大類(2位數(shù)產(chǎn)業(yè)代碼)中，最后歸到門類進行項目內(nèi)容的服務業(yè)行業(yè)分類。文獻[14]首次對《目錄》中制造業(yè)的外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)進行測量，但是該指數(shù)測量方法對禁止類項目賦值為0，具有一定的局限性，會低估禁止類項目數(shù)量在測量政策指數(shù)中的作用。筆者在文獻[14]的外資政策量化方法上進一步完善，將鼓勵類項目中沒有限制條件的歸為鼓勵一類，有標明控股限制條件的歸為鼓勵二類；對鼓勵一類、鼓勵二類、限制類和禁止類項目分別賦值2、1、-1、-2，并將各門類分行業(yè)設置基礎值50。服務業(yè)各行業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)的計算公式為：行業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)=行業(yè)基礎值+∑各類項目數(shù)量×各類項目賦值。行業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)越大，說明產(chǎn)業(yè)政策越寬松，開放度越大。

(3)中介變量：服務業(yè)外資水平(fdi)。在《中國統(tǒng)計年鑒》中存在外商直接投資合同金額和實際金額兩種數(shù)據(jù)，選取2005—2018年服務業(yè)各行業(yè)實際利用外資金額來衡量服務業(yè)外資水平。由于外商直接投資是以美元表示，為了消除匯率變化對結(jié)果的影響，利用美元兌換人民幣的年平均匯率將計價單位轉(zhuǎn)換為人民幣，單位為億元，并以2004年為基期，利用價格指數(shù)進行平減。

(4)控制變量。在分析中對影響服務業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的其他重要變量進行控制，包括服務業(yè)分行業(yè)發(fā)展水平(svalue)、人力資本水平(human)、研發(fā)投入強度(rd)和資本密集度(cp)。選取服務業(yè)各行業(yè)增加值占GDP的比例衡量我國服務業(yè)各個行業(yè)的發(fā)展水平，用各行業(yè)大專及以上受教育程度就業(yè)人員占總就業(yè)人員的比例衡量各行業(yè)的人力資本水平，用行業(yè)研發(fā)投入和行業(yè)實際產(chǎn)出的比值衡量研發(fā)投入強度，以行業(yè)固定資本存量與全社會從業(yè)人員比重度量資本密集度。

2.3 模型構(gòu)建

為驗證假設H1和H2，根據(jù)溫忠麟等[23]的中介效應檢驗思路，構(gòu)建計量模型1～模型3(分別如式(2)～式(4)所示)，以驗證是否存在服務業(yè)外商投資產(chǎn)業(yè)政策-服務業(yè)外資水平-服務業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導路徑。

lntfpit=α0+α1lnpolicyit+α2Controlsit+ε1it

(2)

lnfdiit=β0+β1lnpolicyit+β2Controlsit+ε2it

(3)

lntfpit=γ0+γ1lnpolicyit+γ2lnfdiit+

γ3Controlsit+ε3it

(4)

式中：i、t分別表示樣本所屬的分行業(yè)和年份；α0、β0、γ0為常數(shù)項；εit為隨機誤差項。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示，可知服務業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)的均值為1.037，說明總體上服務業(yè)全要素生產(chǎn)率是呈增長趨勢的；外資水平(fdi)的標準差為427.545，說明不同行業(yè)的外資水平存在較大差距；外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)(policy)的標準差為16.519，說明不同行業(yè)的外資開放度存在較大差異；控制變量中，服務業(yè)分行業(yè)發(fā)展水平(svalue)、人力資本水平(human)、研發(fā)投入強度(rd)和資本密集度(cp)的最大值和最小值差距較大，都呈現(xiàn)出明顯的行業(yè)異質(zhì)性特征。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.2 回歸分析

運用逐步回歸法來檢驗中介效應：①用服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策對服務業(yè)生產(chǎn)率進行回歸；②用服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策對外資水平進行回歸；③用服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策、外資水平一起對服務業(yè)生產(chǎn)率進行回歸。首先，要求第一步和第二步中的服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策回歸系數(shù)顯著。其次，在第三步中，若外資水平的回歸系數(shù)顯著，而服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策的回歸系數(shù)不顯著，則說明外商直接投資起到完全中介作用；若外資水平和服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策的回歸系數(shù)均顯著，且服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策的回歸系數(shù)較第一步有所下降，則說明外資水平起到部分中介作用。

由于各變量的方差膨脹因子VIF最大為1.72，遠小于10，因此各變量之間不存在多重共線性。在模型1～模型3的選擇檢驗過程中，F(xiàn)檢驗結(jié)果顯示固定效應模型優(yōu)于混合回歸，BP-LM檢驗結(jié)果顯示隨機效應模型優(yōu)于混合回歸，Hausman檢驗顯示應該使用固定效應模型。因此，模型1～模型3均使用固定效應模型進行回歸，回歸結(jié)果如表2所示。模型1的結(jié)果顯示，服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策(lnpolicy)對服務業(yè)生產(chǎn)率(lntfp)的回歸系數(shù)顯著(α1=0.331，P<0.05)，說明服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策與服務業(yè)生產(chǎn)率之間存在顯著的正相關關系，假設H1成立。這也表明我國的服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策，能夠通過鼓勵或限制措施、運作條件等手段有效引導外資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)流向，調(diào)整我國服務業(yè)FDI流入結(jié)構(gòu)，使外資企業(yè)的投資項目符合我國的引資目的，從而影響服務業(yè)生產(chǎn)率。模型2的結(jié)果顯示，服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策對服務業(yè)外資水平(lnfdi)存在顯著正向影響(β1=1.195，P<0.05)，說明服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策能夠有效引導外商投資我國政府鼓勵的行業(yè)，外資更傾向于流入限制較少、產(chǎn)業(yè)政策比較寬松的行業(yè)。模型3的結(jié)果顯示，服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策和外資水平的回歸系數(shù)均顯著(γ1=0.264，P<0.1；γ2=0.056，P<0.05)，說明服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策、外資水平對生產(chǎn)率有顯著的正向影響，且服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策對服務業(yè)生產(chǎn)率的回歸系數(shù)從0.331下降到0.264，說明外資水平在服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策和服務業(yè)生產(chǎn)率之間起到了部分中介作用，服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策通過有效引導外資流入，增大外資的正向溢出效應，促進了行業(yè)生產(chǎn)效率的提升，假設H2得到驗證。從控制變量的結(jié)果來看，人力資本水平(human)和資本密集度(cp)與生產(chǎn)率顯著正相關，表明人力資本水平和資本密集度的提升會促進服務業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。而服務業(yè)分行業(yè)發(fā)展水平(svalue)和研發(fā)投入強度(rd)對全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著，說明目前我國服務業(yè)整體發(fā)展水平仍顯滯后，研發(fā)投入不足，在一定程度上影響了服務業(yè)生產(chǎn)率的提高。

表2 模型回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 內(nèi)生性問題

一個國家或地區(qū)具有較好發(fā)展水平和國際競爭力的產(chǎn)業(yè)對外資的吸引力會比較大，外商會傾向于選擇生產(chǎn)率較高的行業(yè)，以期能夠更好地控制風險和實現(xiàn)更高的回報。因此，服務業(yè)FDI和TFP之間可能存在雙向因果關系，導致內(nèi)生性問題。為了降低外資選擇生產(chǎn)率高的行業(yè)進行投資這一內(nèi)生性問題導致的研究偏差，在模型3(式(4))中選取前一年的FDI(即fdi(-1))作為fdi的工具變量進行穩(wěn)健性檢驗。使用該工具變量是因為上一年度的FDI會影響未來期的TFP變化，但是未來期的TFP不會對上一年度的FDI產(chǎn)生作用。內(nèi)生性檢驗結(jié)果如表3所示，可以看出主要變量的回歸系數(shù)沒有實質(zhì)性改變，核心假說仍然成立。

表3 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

3.3.2 更換政策賦值

筆者嘗試對政策賦值方法進行變化，分別對鼓勵一類、鼓勵二類、限制類和禁止類項目重新賦值為3、2、1、0，即對采用不同賦值方法得出的外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)進行分析，結(jié)果如表4所示，可以看出即使調(diào)整政策的賦值方式，主要變量的系數(shù)和顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性變化，假設H1和H2仍成立，研究結(jié)果依然穩(wěn)健。

表4 更換政策賦值的回歸結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

(1)通過對《目錄》進行文字識別和定量化處理，測算出了服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)。在此基礎上，以服務業(yè)13個行業(yè)2005—2018年的面板數(shù)據(jù)為樣本，引入服務業(yè)外資水平作為中介變量，實證檢驗了服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策影響服務業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制。

(2)服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策實施基本能夠發(fā)揮有效的引導作用。服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策的動態(tài)變化對服務業(yè)生產(chǎn)率具有顯著的正向作用，放松外資產(chǎn)業(yè)準入政策可以有效提升行業(yè)生產(chǎn)率。

(3)服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策能夠影響外資水平，對外資水平有顯著的正向作用。外資水平部分中介了服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策與行業(yè)生產(chǎn)率之間的關系。服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策通過有效引導外資流入，增大外資的正向溢出效應，促進了行業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

4.2 政策建議

(1)基于服務業(yè)外資產(chǎn)業(yè)政策的有效性，為了適應我國轉(zhuǎn)變外資管理方式、優(yōu)化利用外資結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的要求，動態(tài)完善外資產(chǎn)業(yè)政策及投資目錄是非常必要的。要科學制定服務業(yè)FDI產(chǎn)業(yè)政策，通過不同的政策工具影響外資企業(yè)行為，引導外資流向FDI溢出更高的服務行業(yè)，實現(xiàn)服務業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的升級和優(yōu)化。

(2)根據(jù)全球產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢和我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向，逐步穩(wěn)健地擴大服務業(yè)開放，在不影響國家安全的情況下，適當放寬某些壟斷行業(yè)的外資準入限制，實現(xiàn)整體服務業(yè)的均衡發(fā)展。突出《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》引導外資流向的導向性作用，增加服務業(yè)條目在鼓勵類中的比重，使外資進入服務業(yè)有更為寬松的政策環(huán)境。全面引入負面清單管理模式，發(fā)揮高水平、高質(zhì)量服務業(yè)外資在促進服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中的作用。

(3)提升內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)水平，縮小內(nèi)外資技術差距，使內(nèi)資企業(yè)能夠更充分地吸收外資的溢出效應。政府要通過科技創(chuàng)新稅收激勵，鼓勵企業(yè)加大研發(fā)投入，增強企業(yè)的創(chuàng)新動力。內(nèi)資企業(yè)也應加強自主研發(fā)創(chuàng)新能力，加強與高校、科研院所之間的合作，積極學習和模仿外資企業(yè)的先進技術和管理經(jīng)驗。同時，高素質(zhì)的服務業(yè)從業(yè)人員決定了服務產(chǎn)品的質(zhì)量，服務業(yè)企業(yè)要重視企業(yè)員工培訓和員工素質(zhì)的提高，提升企業(yè)的核心競爭力。