服务业FDI技术溢出与服务业全要素生产率增长——理论分析和基于中国的实证检验

周文博，樊秀峰，韩亚峰

（西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061）

一、引 言

2004年9月22日联合国贸发会议（UNCTAD）发表的《2004年世界投资报告》中指出全球外商直接投资（FDI）已经“转向服务业”。世界各国为争取更多的服务业FDI进入，纷纷放宽了外资进入本国服务业的规定。我国于2001年12月11日正式加入世界贸易组织，入世时自动接受了《服务贸易总协定》，并据此做出了《服务具体承诺表》，逐步放宽服务业外商直接投资的市场准入限制并给予国民待遇。截止到2011年11月，我国服务业当年实际使用外资额487.68 亿美元，同比增长18.54%，制造业当年实际使用外资额473.15亿美元，同比增长7.56%，服务业利用外资金额占整体比重首次超过制造业，这是一个显著的变化。随着服务业在国民经济中的地位逐步增强，服务业投资环境的不断完善，中国吸收服务业FDI的长期优势正在形成。

美国经济学家钱纳里的“双缺口理论”认为，为维持经济的一定增长速度，储蓄缺口与外汇缺口必须保持平衡，而吸收外资可以同时填补这两个缺口。这一理论为发展中国家通过利用外资弥补国内资金短缺的做法提供了理论支持。从上世纪90年代中期开始，中国出现了外资持续大规模流入、外汇储备快速增加及国内银行巨额存差并存的现象。至此，应该说，中国利用外资已经实现了最初既定目标。

近些年来，我国吸收和利用FDI 的目标已发生变化，逐步从弥补“资金缺口”向弥补“技术缺口”转型。尤其对市场化程度不高、效率低下、商务服务发展落后、整体服务质量较差的中国服务业来说，引进外资主要是利用服务业FDI的技术溢出获取服务业跨国公司先进技术、品牌、专利、市场策略和管理经验等大量的优势无形资产以提高我国服务业的生产效率。那么现阶段，作为衡量服务业生产效率的重要指标，我国服务业全要素生产率发生了如何变化？服务业FDI 通过什么机制对我国服务企业的生产效率产生影响？外资究竟是否显著促进了中国服务业的全要素生产率增长以及技术进步？除FDI外，服务行业内部的一些因素又会对全要素生产率产生什么制约？对这些问题的回答无疑对更加广泛地引进服务业外资，并从其技术溢出中获得更大的收益，进而提高我国服务业的技术水平和服务产业竞争力具有重大的理论和现实意义。

二、理论及文献综述：服务业FDI技术溢出的机制归纳

伴随着FDI 不断转向服务业，国内外学者开始对服务业FDI 动因、进入模式、区位选择以及经济增长等多方面问题进行了积极的探索，具体到服务业FDI与东道国企业生产效率的研究也取得了一些丰硕的成果。

Johnson［1］最早提出服务业FDI不仅是指物质资本，而是涵盖人力资本、先进技术、管理经验等多种因素的“打包的非物化资本”，这一阐述也表明服务业外资与内资存在质量差异。Markusen［2］进一步指出服务业FDI会通过管理、组织或先进技术等非物化资本对其相关的上下游企业产生溢出效应，尤其生产性服务业FDI的溢出效应有助于东道国制造业企业生产效率的提高。Raff［3］研究同样表明为了打破进入国外市场的信息壁垒，生产性跨国公司往往追随上游企业进入东道国为其提供服务，这种追随一方面促进了服务业FDI在全球范围的大幅增长，同时也对东道国企业的生产效率产生重大影响。Fernandes［4］通过实证考察东欧经济转型期国家服务部门的绩效发现：金融、通信等基础服务部门的FDI引进对于东欧国家相关行业的生产效率具有显著的促进作用。

由于我国服务业开放较晚，目前国内学者关于FDI 与企业生产效率的研究主要是针对工业或制造业展开的。王滨［5］认为当跨国公司到东道国投资时，通常假定他们的一部分技术会转移至东道国的企业里，但是经验研究还不能为这种假定提供有力支持，其对1999-2007年中国制造业27个行业的面板数据进行检验时发现：FDI 的前向关联效应对技术效率和技术进步的影响都显著为正，后向关联仅对技术进步有显著的正效应，而横向溢出效应对技术进步的影响不显著。覃毅［6］等利用2000-2007年中国规模以上全部工业企业数据，计算了外商直接投资在行业内、后向和前向产业中的渗透度，以及内资企业全要素生产率、技术效率和技术进步，在此基础上还考察了外商直接投资在不同路径下对内资企业生产效率的影响，研究发现：中国工业部门各行业中的外商直接投资对同行业和上游产业中的内资企业产生正的行业内水平溢出和后向溢出，而对下游企业产生负的前向溢出；外资企业在不同路径下对内资企业技术进步的影响不一致，行业特征明显。林玲［7］等利用1983-2008年规模以上工业企业数据进一步考察了不同外资准入模式对FDI 技术外溢效应的影响，分段检验结果显示：不同外资准入模式下FDI的技术溢出效率存在差异，其中中外合资最大，其次是外商独资，最后是中外合作，当前我国外商的“独资化”趋势不利于FDI技术溢出效应的发挥。具体到服务业FDI技术溢出对服务业生产效率的影响，目前国内学者研究较少。刘艳［8-9］已经进行了初步性的探索，研究发现服务业FDI的引进显著地促进了中国服务业的技术进步、技术效率以及全要素生产率的改善，同时也在另一篇文章中对影响服务业技术溢出的因素例如人力资本、法制水平、劳动力市场化程度等进行了分析。其研究成果不足之处在于：首先缺少服务业FDI的技术溢出机制分析，其次研究年限较短（2004-2008年），在实证中对技术溢出效应可能存在的非性线特征也未进行考察。

究竟服务业FDI 通过什么机制实现技术溢出，为什么可能会存在非线性特征呢？在前人相关文献对FDI外溢效应理论阐述的基础上，来文归纳如下①：

第一，示范—模仿效应。一般认为服务业跨国公司与东道国服务企业之间存在技术差距，即东道国服务企业生产效率低下，服务产品种类少，高端服务不足。服务业跨国公司追逐利润最大化的行为会有效弥补东道国服务市场的这一“盲点”，同时还间接带来了专利、市场策略和管理经验等大量的非物化技术，东道国服务企业可以通过学习、模仿其行为提高自身技术和服务生产水平。Fernandez［10］根据英国、丹麦、西班牙和瑞典的数据研究发现服务业跨国公司分支机构的经营效率要比本土企业好很多。然而对技术差距与溢出效果的相关关系研究争议也是最大的，Kokko［11］认为当东道国企业技术能力较强，与FDI企业技术差距较小时，溢出效率越高。而以“追赶”策略为代表的另一些学者则认为技术差距越大，东道国企业从FDI 溢出中获益越多。Fredrik Sjoholm［12］提出技术差距与溢出之间可能存在非线性关系，技术差距太大时，东道国企业根本无法以现有的技术水平对国外先进技术加以吸收，而技术差距太小时，东道国的模仿动力又不足，因而技术差距与溢出之间可能存在倒U型关系。

第二，竞争效应。服务业FDI 进入后，服务业跨国公司必然会与东道国服务企业争夺有限的市场份额，从而提高东道国服务市场的竞争程度，刺激当地厂商更加有效地使用现有的资源来改善技术效率。此外，一些东道国重要的服务行业（如金融、保险、交通运输、通讯等）基本上都是以国有企业为主，行业垄断严重，外资企业的进入也会在一定程度上消除垄断。外资企业在竞争与打破垄断的过程中，为了维护其技术比较优势，被迫引进或开发更新的技术，从而导致新一轮的溢出。肖文等［13］对零售业、银行业和保险业三个典型服务行业进行了研究，发现外资服务企业的进入确实有利于我国行业市场结构的优化。但同时也应看到竞争效应具有两面性，如王俊［14］认为外资进入并非越多越好，尤其对东道国那些潜在竞争压力本身已很大、且较低市场进入壁垒的服务行业，较多的服务业跨国公司进入可能会危害到东道国企业的生存，这也正是东道国有条件筛选行业逐步放开外资进入的一个重要原因。

第三，人力资本效应。发达国家经验证实，服务业跨国公司所具有的技术比较优势是无法脱离其人力资源而完全物化在设备和技术上的，而人的转移相比设备的转移更为不易。因此，服务业跨国公司的有效运转往往需要与东道国人力资源紧密结合，因而需要对东道国劳动者进行培训，引导东道国技术人员参与对技术、产品和工艺的改进工作甚至研发活动，鼓励东道国高级管理人员到跨国公司总部学习并且与总部专家进行交流等人力资本培育活动，伴随着部分这些人员在内外资企之间的流动，最终都将推动东道国更高的人力资本形成。Cowan等［15］验证了FDI是服务业知识传播的最重要方式。

第四，产业集聚效应。新经济地理学派特别强调区域经济发展中的“路径依赖”，即一旦由于历史原因或偶然事件使得一个行业在某个地区分布，这种初始所引发的累积性循环将使该地区的“集聚力”不断提高，而李文秀［16］认为服务业FDI就有可能成为那个“历史偶然事件”，从而诱发服务业集聚发展。服务业产业集聚会带来一定的“外部性效应”，比如劳动力市场的共享、专业供应商的服务与知识和信息的外溢。大量企业集聚在一起可以提供足够的市场需求从而维持众多服务商的生存，这是少数企业所无法完成的，因此集群内企业比外部企业可以得到价格更低、质量更好的服务，更为重要的是，产业集聚还有利于信息传播与知识的溢出，为企业技术模仿提供条件，从而间接提高了集聚区内服务企业的生产效率。

综合看来，在以上四种溢出机制中，人力资本效应和产业集聚效应倾向于对服务业技术溢出产生正向影响，而示范—模仿效应与竞争效应的效果则不能一概而论，四种效应的综合发挥决定了服务业FDI技术溢出的程度，Narula［17］认为这实际上取决于服务业跨国公司的投资动机和技术本体特点以及东道国技术差距、人力资本水平、制度等多种因素的制约。伴随着这些因素在不同服务业跨国公司和东道国环境之间的变化，对FDI 技术溢出效应的程度也会得出不一致的结论。

三、模型设定与数据说明

（一）全要素生产率测量方法——数据包络分析法

全要素生产率是衡量技术进步的重要指标，为了考察服务业FDI技术溢出效应的程度，首先需要对服务业全要素生产率这一指标进行测算。测算全要素生产率的方法主要有索罗剩余法、随机前沿分析法和数据包络分析法。索罗剩余法在测量全要素生产率时需要三个严格的假设：生产函数已知；生产函数为规模报酬不变；中型技术进步，应用较为严格。随机前沿分析方法克服了索罗余值法的一些缺陷，但仍需要设定明确的函数形式、估计不同要素的产出弹性并需要进行相关的行为假设。而数据包络分析（DEA）方法则不需要假设具体的生产函数形式，它是根据已知的观测值构造理想生产前沿面，通过非参数规划求解的方法计算每个实际观测值与理想前沿生产面的相对距离。本文在实证中采用Fare［18］构建的基于DEA 的Malmquist 指数来测算全要素生产率的变化，具体计算公式为：

这个指数测度了在时期t的技术条件下，从时期t到t+1的技术效率的变化。同样地，可以定义在时期t+1 的技术条件下，测度从时期t到t+1 的技术效率变化的Malmquist 生产率指数：

技术效率变化指数指生产单元实际产出与理想的最大可能性产出的比率，反映技术效率变化对生产率的贡献程度，而技术进步指数主要反映生产前沿面的移动对生产率变化的贡献程度，代表技术进步或创新的程度。

（二）面板模型设定

为了考察服务业FDI 技术溢出效应，本文借鉴Romer［19］的品种增长模型思想构建服务业FDI 对生产率增长影响的基本计量方程如下：

此外，为了考虑服务业FDI 的技术溢出效应可能存在的非线性特征（即机制阐述中的倒U型），在上述模型中加入了FDI 的平方项。鉴于服务行业本身的一些因素例如资本密集度（CI）、企业规模（SCALE）、劳动报酬（SALARY）、交通条件（TRAFFIC）等也是影响服务业生产率的重要变量，因此把这些因素作为控制变量加以引入，最终的计量方程如下：

其中，下标t表示年份；下标i代表行业；β0～β6为回归系数；εit是随机扰动项；TFP 表示Malmquist 全要素生产率指数；TP表示技术进步指数；TE表示技术效率变化指数。

（三）指标说明及数据来源

1.测算全要素生产率的指标说明

全要素生产率的测算需要服务业增加值、劳动力投入、资本投入三个指标。①服务业增加值为排除通货膨胀等因素的影响，本文采用2003年为基年的价格水平，并用产值指数推算出以2003年不变价格表示的服务业增加值。②劳动投入量以各服务行业年底从业人数指标代替。③资本投入，在全国范围来讲也没有大规模的资产普查，因此需要估算出这一数据。本文采取目前通行的永续盘存法来核算资本存量，用公式表示为：

其中，Kt表示第t年的资本存量；Kt-1表示第t-1年的资本存量；It表示第t年的实际资本投资额；α表示固定资产折旧率。基年资本存量的确定采用Kohli 的方法，Ki，2003=Ii，2003/（α+γi），其中，γi为第i个市2003-2011年的服务业增加值年均增长速度。当年实际资本投资以服务业的固定资本投资总额指标衡量。固定资本折旧率也是一个差异比较大的选择指标，并且各市统计年鉴中大多缺失这一数据统计，因此本文选择通行的5%来衡量。

2.面板回归中的指标说明

面板回归中的指标说明如下：①服务业FDI以某服务行业实际利用外商直接投资占该行业增加值的比重表示。由于统计年鉴中FDI数据以美元来衡量，因此首先需要按照人民币对美元的平均汇价换算成人民币，然后再根据固定资产投资价格指数调整为2003年不变价。②资本密集度以各服务行业固定资本存量与劳动人数之比来表示。③企业规模以平均每个法人单位的增加值即行业增加值比上各服务行业每年的法人单位数来表示。企业规模的扩大有助于产生规模经济及边际收益递增，从而企业生产率得以提高，并带动行业全要素生产率增长，但如果企业规模过大，在组织管理以及人员监督等方面的交易成本超过规模经济所带来的收益，就会造成效率下降。④劳动报酬用行业职工平均工资衡量，根据效率工资理论，企业给予员工的工资越高，会激励员工更加努力工作，从而提高企业的效率水平，但增加员工的工资也会增加企业的生产成本，削弱了技术科研等方面的资金投入进而阻碍技术进步。⑤交通条件，考虑到不同行业对各种运输方式的依赖程度有所不同，单独的铁路、公路等指标很难全面反映交通条件的改善对异质性行业的影响，因此本文对铁路里程、公路里程、等级路里程、内河航道里程、民航里程5个指标进行了主成分分析，构建了一个加权的综合指标来衡量交通条件，交通条件对所有行业在同一年份是一致的。

3.数据来源

我国从1985年开始实施国内生产总值生产核算，之后分别于1994年和2002年对国民经济行业分类进行了两次修订，并于2003年起逐步推广。两次修订前后，服务业行业门类也进行了较大调整。本文研究对象主要为2003年调整之后的交通运输、仓储和邮政业；信息传输、计算机服务和软件业；批发和零售业；住宿和餐饮业；金融业；房地产业；租赁和商务服务业；科学研究、技术服务和地质勘查业；水利、环境和公共设施管理业；居民服务和其他服务业；教育；卫生、社会保障和社会福利业；文化、体育和娱乐业；公共管理和社会组织等14个服务行业，基于指标上的连续性和可比性，研究时段为2003-2011年，所需数据均来自于《中国统计年鉴》（2004-2012）、《中国劳动统计年鉴》（2004-2012）、《中国第三产业统计年鉴》（2006-2011）以及国研网数据库。

四、实证分析

（一）服务业全要素生产率的测算结果及其分解

从整体看（表1），在考察期内中国服务业全要素生产率年平均增长率为3.3%，期间不存在全要素生产率下降的年份。其中，服务业技术效率年均增长率为0.2%，技术进步年均增长率为3.1%，技术进步和技术效率都对服务业全要素生产率的增长做出了贡献，但是技术进步是主导力量，技术效率作用偏低。技术进步的原因可能为随着我国于2001年底加入世界贸易组合组织，服务业的开放范围逐步扩大，外资进入各服务行业的壁垒也逐渐放宽，尤其在这个考察段内，国内资本缺口已基本得到填补，引进外资战略也发生由“招商引资”向“招商选资”的过度，强调引进外资的技术含量要求，排斥那些利用我国廉价劳动力的低端服务业转移。但技术效率持续得不到改善也说明国内服务企业对先进技术的“吸收消化”能力不强，在规模效率带来0.3%正增长的同时，纯技术效率甚至发生轻微的恶化，这也说明国内服务企业没有在非物化形式的“内功”上下足功夫，实际这种发展模式却是非健康的，技术效率的提升和技术进步同等重要，不应顾此失彼。

表1 2003-2011年度服务业历年Malmquist生产率指数变化及其分解

从行业看（表2），全要素生产率增长较快的行业依次为信息传输、计算机服务和软件业，科学研究、技术服务和地质勘查业，金融业，年均增长率分别为7.7%、6.7%、5.8%，这些行业基本都属于技术或资本密集型行业，随着外资的不断增长以及高新技术的转移，这些行业的生产率也得到了快速增长。值得注意的是教育，文化、体育和娱乐业的全要素生产率增长也保持了良好势头，这一方面得益于政府这些年来对教育文化事业的支持，另一方面，这两个行业本身就属于富含人力资本的知识密集型行业，容易受到外资技术溢出效应的影响，而相对技术含量较低且受国家严格调控的房地产业全要素生产率增长较慢。全要素生产率增长最慢的行业依次为公共管理和社会组织，卫生、社会保障和社会福利业，居民服务和其他服务业，住宿和餐饮业，年均增长率分别为0.1%、0.7%、0.7%、1.4%。前两个主要属于社会公共服务行业，市场化程度较低，主要依靠政府的投资以及公众的参与，生产率相对低下，后两个行业多属于生活型服务业，行业技术含量要求低，受技术进步的影响较为有限，其生产率提高也相对缓慢。

表2 2003-2011服务业各行业全要素生产率变化均值及其分解

（二）回归结果分析

面板数据一般有混合效应、固体效应和随机效应三种模型。在进行回归分析之前，一般先要确定模型的类型然后再采取合适的估计方法。对于选择混合效应模型或是固体效应模型，使用F 检验判断其有效性，如果F 值显著，则选择固体效应模型，否则选用选择混合效应模型。对于选择固体效应模型或是随即效应模型，使用Hausman 检验判断其有效性，如果Hausman检验值不显著（P＞0.10），则采用随机效应模型，否则选用选择固体效应模型。

然而，初次回归的结果并不理想，各种模型的拟合优度都较差，服务业FDI对服务业的技术进步、技术效率以及全要素生产率的系数均不显著，这与本文的研究期望不符。王恕立［20］等已经对此问题进行了分析，2004-2010年房地产业实际利用FDI占整体服务业实际利用FDI的比重从42.3%增长到48%，几乎占到一半左右（图1）。

但此期间房地产业TFP年均增长率在整体服务行业中依然处于较低位置，只有2.2%，大量的房地产业FDI进入并未伴随该行业TFP的快速增长，如果用倒U型理论解释为大量的房地产业FDI 已经促使我国房地产业处于高技术水平阶段，进而外资技术溢出的空间已经很小，却显然与事实不符，房地产业的全要素生产率变化可能更受到本文解释变量FDI 以及控制变量之外的其他因素制约，例如国家宏观调控等原因，因此本文将房地产业进行剔出后再次回归。通过F值与Hausman值的检验，本文选择固定效应模型，估计方法采用广义最小二乘法（GLS）估计，同时根据横截面加权方法对序列相关性和异方差进行纠正，具体参数值和估计结果见表3。

图1 服务业FDI 2004-2010年间各行业分布（万亿美元）

表3 固定效应回归结果

从表3 的回归结果来看，剔除房地产业后，服务业FDI对服务业的全要素生产率、技术进步的影响都显著为正。这说明服务业FDI的确存在技术溢出效应，但对技术效率的影响不显著也说明服务业FDI主要是促进了服务业技术水平的提高进而促进了服务业全要素生产率的改善。FDI 平方项的系数不显著，说明服务业FDI 技术溢出效应并未呈现“U”型结构，即服务业FDI与服务业全要素生产率之间仍然遵循线性关系，这也意味着考察期内我国服务业FDI技术溢出效应处于递增阶段。

资本密集度对服务业的全要素生产率、技术进步和技术效率增长都具有显著的正向影响，这与制造业类似，资本密集度越高，其技术含量也越高，技术进步也越快。

企业规模的各项系数都为正值，这说明当前我国的服务业规模还没有达到组织管理以及人员监督等方面的交易成本超过规模经济所带来收益的程度，企业规模扩大对利用更先进的技术以及促进技术效率提升都有益处。

职工报酬对技术进步存在着抑制作用，过高的职工报酬增加企业的负担，使企业难以投入更多的技术引进和研发经费，从而可能对企业的技术进步产生不利影响。但是职工报酬对技术效率存在着正向作用，这验证了效率工资理论的正确性，即效率工资可以激发员工工作的积极性，提高员工偷懒的成本，从而提高企业的效率水平。总体上职工报酬对服务业全要素生产率产生了负向影响，可见合理调整服务行业收入分配，尤其是调整一些过高的金融、航空、电网等垄断性服务行业的收入，既是收入分配体制改革的必要，也是提高服务业生产效率的必然要求。

从交通条件的系数可以看出，交通条件主要是促进了服务业技术效率，这也验证了新经济地理学的观点，即交通条件的改善可以降低行业间的运输成本，进而提高企业的生产效率。

五、结论及启示

本文主要研究结论有：

（1）考察期内我国整体服务业全要素生产率年均增速为3.3%，其中技术进步在推动全要素生产率增长方面发挥了主要作用。细分行业看，技术密集型以及知识密集型行业的全要素生产率增长较快，而房地产业、社会公共事业以及低技术含量的生活性服务业全要素生产率增长缓慢。

（2）除房地产业外，服务业FDI 确实存在着技术溢出效应，其显著地促进了服务业的技术进步及全要素生产率增长，但是非线性特征即理论分析当中的倒U 型特征并未出现，说明考察期内服务业FDI正处于技术溢出效应递增阶段。

（3）服务行业资本密集度、企业规模、职工报酬、基础交通条件都是制约服务业全要素生产率增长的因素，各服务行业资本密集度的提高、企业规模的扩大、基础交通条件的改善都有利于服务业全要素生产率的增长，但职工报酬更倾向于促进服务业技术效率而对技术进步则产生不利影响。

上述研究结果的启示是：

（1）要努力实现中国服务业全要素生产率增长的双轮驱动。中国服务业全要素生产率要保持持续快速增长，必须同时重视技术进步的提高和技术效率的改善。技术进步总会有“瓶颈期”，若单独依靠技术进步，则服务业全要素生产率的增长将是有限的，且到一定发展阶段后易陷入困境。

（2）更大程度地引进服务业外资是有必要的，这有助于提高我国服务业的技术水平，但同时也应看到目前外资对我国服务业技术效率的改善并无太大影响，为此要加强我国服务行业人员的人力资本培育，在引进及模仿其先进服务设备等“硬技术投入”的同时，更要注重管理理念、营销策略、实践经验等“软技术投入”的学习，进而从改善非物化形式的技术效率角度实现服务业全要素生产率的提高以及竞争力的提升。

（3）引导服务业FDI的合理流入。目前，服务业FDI主要投向我国房地产业，但这并未伴随该行业全要素生产率的有效提高，并且也不符合服务业内部产业结构升级的需要。因此，应积极推动技术溢出水平显著的现代服务业FDI在国内的积累，例如在金融、保险、通讯等行业，减少国内市场的垄断，从长远角度提升服务业FDI对我国第三产业的增长效应。

（4）提高服务业全要素生产率除了依靠服务业FDI 外部因素外，还要重视服务业内部因素的改善，例如合理分配企业与职工之间的收入，提高企业资本积累，鼓励通过市场化的方式培育一些颇具规模的大型服务集团，加快国内基础设施建设等等，一方面这些内部因素改善本身就会促进服务业全要素生产率的增长，另一方面只有内部条件积累到一定的深度才能更好地承接服务业FDI的国际转移。

注 释：

①服务业FDI 技术溢出可以在服务行业内外共同发生，例如大量生产性服务业FDI的存在，通过产业间的关联效应，也会对制造业的生产效率产生影响，但基于本文主要考察服务业FDI 技术溢出与服务业全要素生产率的关系，因此本文的外溢机制分析主要指行业内技术溢出。

［1］Johnson，Harry G.Foreign Investment in Asia and Pacific，Toronto［M］.Toronto：University of Toronto Press，1972.

［2］Markusen J，Rutherford T，Tarr D. Trade and Direct Investment in Producer Services and the Domestic Market for Expertise［J］.Canadian Journal of Economics，2005，38（3）：66-94.

［3］Raff H，Marc von der Ruhr. Foreign Direct Investment in Producer services：Theory and Empirical Evidence［J］. Economics，2007，53（3）：299-321.

［4］Fernandes A. Structure and Performance of the Services Sector in Transition Economies［R］. World Bank Policy Research Working Paper，2007.

［5］王滨.FDI技术溢出、技术进步与技术效率——基于中国制造业1999-2007年面板数据的经验研究［J］.数量经济技术经济研究，2010（2）：94-103.

［6］覃毅，张世贤.FDI对中国工业企业效率影响的路径—基于中国工业分行业的实证研究［J］. 中国工业经济，2011（11）：68-78.

［7］林玲，余娟娟.我国外商直接投资企业技术外溢效应的实证研究——基于合资、合作、独资模式的比较分析［J］.经济与管理，2012（10）：71-76.

［8］刘艳. 服务业FDI 的技术溢出与中国服务业生产率增长［J］.国际贸易问题，2012（1）：20-29.

［9］刘艳.服务业FDI 技术溢出效应的影响因素分析——基于中国16 省市面板数据的实证研究［J］.上海交通大学学报（哲学社会科学版），2012（3）：77-85.

［10］Fernandes A. Service FDI and Manufacturing Productivity Growth：There is a Link［R］.World Bank，2008.

［11］Kokko A.Foreign Direct Investment、Host Country Characteristics and Spillovers［R］.Stockholm university，1992.

［12］Fredrik Sjoholm.Technology gap，Competition and Spillovers from Direct Foreign Investment：Evidence from Establishment Data［J］.Development Studies，1999，36（1）：53-73.

［13］肖文，林高榜.FDI 流入与服务业市场结构变迁——典型行业的比较研究［J］.国际贸易问题，2009（2）：87-93.

［14］王俊.对外资进入后我国零售业发展安全问题的探讨［J］.世界经济研究，2006（6）：34-38.

［15］Cowan R，Foray D．The Economics of Codification and the Diffusion of Knowledge［J］. Industrial and Corporate Change，2000，9（2）：211-254.

［16］李文秀.服务业FDI 能促进服务业集聚吗［J］.财贸经济，2012（3）：112-119.

［17］Narula R. RD Collaboration by SMEs：New Opportunities and Limitations in the Face of Globalization［J］. Technovation，2004，24（2）：153-161.

［18］Fare R. Productivity Growth、Technical Progress and Efficiency Change in Industrialized Countries［J］. American Economic Review，1994，84（1）：66-83.

［19］Romer P．Endogenous Technological Change［J］. The Journal of Political Economy，1990，98（5）：13-28.

［20］王恕立，胡宗彪.中国服务业分行业生产率变迁及异质性考察［J］.经济研究，2012（4）：15-27.