外商直接投资对海南服务业拉动效应的研究

摘要：当今世界各国产业结构不断优化，经济在向服务业转变，服务业在区域经济发展中的地位不断突现。区域经济体吸收的外商直接投资（FDI）也在不断增长。FDI对海南省服务业的拉动效应如何？文章基于海南省的相关数据，运用E-views5.1进行实证分析，考察FDI对海南省服务业发展的贡献度。分析结果显示： FDI对海南省服务业影响显著。

关键词：FDI海南服务业贡献度

一、引言

自上世纪90 年代开始，全球经济竞争的重点已从货物贸易转向服务贸易，目前，世界经济正逐渐进入“服务经济”时代，服务业的发展也成为衡量一个经济体发展水平的重要标志。由于服务业外商直接投资（FDI）的回报率一般高于制造业，所以FDI 的总体流向也从制造业向服务业转移，服务业已经成为FDI青睐的领域。FDI与服务业发展不仅数量上有一定的相同趋势，而且服务业结构也与FDI的产业流向呈跟踪性变化，由此可以推测，区域经济体所吸引的FDI与其服务业发展之间存在较为密切的关联。

自海南1988年建省以来，经济快速发展，尤其是服务业发展更为显著。产业结构由建省之初的“一三二”变为1992年的“三一二”。海南国际旅游岛成立之后的2010年产业结构变为“三二一”，并一直保持至今，且其间差距不断扩大。如图1示。图1海南省产业结构变化趋势图数据来源：海南省统计年鉴2016。在海南省经济快速发展的过程中，投资环境不断改善、对外开放度不断加大、国际合作不断深入，海南省吸收到的外商直接投资（FDI）数量在逐年上升。根据国内外学者关于对FDI的研究结论可知，FDI存在一定的“外溢”效应，对东道国地区经济发展有一定的正向影响作用。笔者在分析海南省2002—2015年实际利用FDI与服务业的数据时发现二者存在较大的关联性，如图2示。图2海南FDI与第三产业增加值趋势图数据来源：海南省统计年鉴2016。随着我国改革開放的进一步深化，加之“一带一路”和海南国际旅游岛国家战略的逐步推行实施，海南随同我国服务业自由化进程的加速也已成为FDI增长的新亮点，服务业发展迅猛。因此，对FDI和服务业发展的关联作深入研究将对海南制定服务业政策规定及服务业创新试点的创新发展政策，以促进服务业发展和服务贸易竞争力的提升将具有重要意义。

二、文献综述

当今世界已进入“服务经济”时代，国内外学者就FDI与服务业关联性的研究已取得了一定的研究成果，总体来看主要有两主线，一是对FDI在服务业领域的技术外溢效应的研究，二是对FDI与服务贸易竞争力关系的研究。

对于第一类的研究成果，FERNANDES（2012）认为服务业FDI通过其资本溢出效应促进东道国服务业效率的提升及服务企业生产技术的改善；NADIA（2011）则认为服务业FDI对东道国的技术溢出效应不显著，甚至可能有负效应；胡朝霞（2010）通过构建中国服务业FDI影响下的复合式随机前沿生产模型，实证研究了FDI对服务业的技术效率的改善和技术进步的提高，结论认为前者对后两者都有促进作用；庄惠明，郑剑山（2015）研究了服务业FDI技术溢出与竞争排斥效应，认为FDI进入能够有效提升技术进步和全要素生产率，服务业外资的竞争排斥效应呈现非线性特征，即服务业引资相对规模必须在一个合理区间内，否则服务业外资对服务业国际竞争力的影响将不再是正向效应。上述学者的研究结论基本一致。

关于第二类的研究成果，王恕立，刘军（2011）认为FDI流入不会提高一国服务贸易竞争力，不同经济发展水平及服务业FDI限入水平国家的FDI流入会产生不同的影响效应；车雨芳（2012）的分析认为目前服务业FDI的流入并没有如同制造业那样带来服务贸易竞争力的增加；庄惠明，郑剑山（2013）研究认为服务业FDI对中国服务贸易出口的增长有重要的推动作用，尤其是传统服务业的拉动作用更为显著，但由于中国服务业开放度低、发展水平滞后等原因导致引入资本质量偏低及结构不合理等，从而阻碍了服务业FDI对服务业贸易增长的长期“溢出效应”的发挥，服务贸易竞争力难以有效提高；王云凤，李慧（2013）研究发现服务贸易的发展对FDI有一定的需求，但流入我国的FDI在各行业领域的分布不均衡，进入服务业的效果不如人意，建议逐步加大服务业对外开放力度，有针对性地引导FDI的投资方向以保证更多的FDI进入科技含量高及附加值高的服务行业。

通过对现有文献的阅览和归纳可知，学者们基本都是从一国的整体视角进行的研究，而对于一个地域广阔、经济发展不平衡的国家而言，FDI对服务业发展影响的整体效应很难准确反映出具体地区的实际情况。笔者将在现有研究成果的基础上，借鉴以往学者们的研究思路与方法对海南省FDI与服务业的增长之间的关系进行协整分析。

三、变量设定及数据来源

文章研究的核心问题是海南省FDI对服务业增长的拉动作用，所以被解释变量为服务业年度增加值，解释变量为FDI。为提高模型的精确度、减少模型设定的误差，引入服务业的投资和人均GDP作为控制变量；又因为2009年海南省被确立为国际旅游岛，因此再设定一个虚拟变量D。

D==02010年国际旅游岛确立前

=12010年国际旅游岛确立后

本文所用数据均来源于《海南省统计年鉴2016》。由于某些数据的可得性，在协整分析中选取2004—2016年这一时间段的相关数据进行模型检验。

四、模型及回归分析

（一）模型构建

在构建统计模型之前，先观察被解释变量与解释变量和控制变量间的相关系数，由E-views5.1输出的结果如表1示。表1变量间的相关系数表

LNYLNX1LNX2LNX3LNY1.0000.9950.9190.994LNX10.9951.0000.9160.982LNX20.9190.9161.0000.916LNX30.9950.9820.9161.000由表1可知，被解释变量服务业增加值与三个变量间的系数均较高，由此可以认为三个变量对被告解释都有一定的影响。

笔者借助柯布-道格拉斯函数构建FDI影响服务业增长效应函数Y=AX1αX2βX3γ（1）

其中，Y为被解释变量服务业年度增加值，X1为解释变量FDI，X2为解释变量服务业投资，X3为解释变量人均GDP，α、β、γ分别为X1、X2、X3三个变量的弹性系数。为了消除模型可能存在的异方差，同时又能保证数据的平稳性，且又不改变时间序列的性质及变量间的关系，可以对模型中各变量进行取自然对数处理。由此，（1）式则变为：

LNY = C +αLNX1+βLNX2+ γLNX3（2）

由于投资和人均GDP等解释变量的滞后期及虚拟变量对被解释变量有一定的影响，所以需对（2）式进行完善，具体（3）式：

LNY = C +αLNX1+ΣaiLNXt-i +βLNX2+ΣbiLNXt-i +γLNX3 +ΣciLNXt-i+ et（3）

其中i=0、1、2…，et为残差项。

（二）模型检验

在对经济变量时间序列进行协整分析检验时，首先应对各变量做ADF平稳性检验，以判断各变量是否是同阶单整时间序列。如果各变量间的某种线性组合也是平稳的，即可认为变量间存在协整关系。否则，如果对非平稳时间序列进行回归分析，其结果可能是“伪回归”，从而可能会得出错误的判断。

文章笔者运用OLS法对时间序列进行模型检验的步骤如下：

第一步，运用E-VIEWS5.1，输出四个变量间的相关系数矩阵及滞后期，先从滞后两期开始检验，以分步试探法进行检验，逐步剔除模型中影响不显著项的变量，通过比较对不同模型的检验结果，从中选取一个最优模型作为本论题的回归检验模型。如果检验结果符合经济意义则进入第二步检验。否则，改变滞后期再进行验证。如果经过调整后所得的验证结果仍然不符合经济意义，则有可能是原模型设定不合理，或遗漏了某些重要解释变量，需要重新設定模型再进行上述验证。

第二步，建立误差修正模型。通过第一步检验所得到的变量间协整关系只是反映变量间的长期均衡关系，但经济变量通常会在内外部因素变化的作用下短期内发生偏离均衡的可能，此种情况必须要通过对误差修正以使其重返均衡状态。根据第一步检验结果所确定模型中的et构建误差修正模型。

1.平稳性检验。利用E-views5.1对LNY、LNX1、LNX2和LNX3及其差分△LNY、△LNX1、△LNX2和△LNX3进行单位根ADF检验，检验结果如表2示。表2变量平稳性检验表

变量检验形式ADF值临界值结论LNY（C，T，1）-2.0757-3.4455***不平稳LNX1（C，T，1）-1.3535-3.4455***不平稳LNX2（C，T，1）-2.8514-3.4455***不平稳LNX3（C，T，1）-1.7526-3.4455***不平稳△LNY（C，0，1）-1.657-2.7822***不平稳△LNX1（C，T，1）-1.9499-3.4901***不平稳△LNX2（C，0，1）-2.0664-2.8169***不平稳△LNX3（C，T，1）-2.0216-2.7452***不平稳△（LNY）（0，0，1）-2.1745-1.989**平稳△（LNX1）（0，0，3）-3.4256-2.9312***平稳△（△LNX2）（0，0，1）-4.7146-2.9677*平稳△（△LNX3）（0，0，2）-3.6235-3.2541**平稳注：***代表10%的显著水平，**代表5%的显著水平，*代表1%的显著水平。由表2可知，四个变量原始时间序列及其一阶差分在10%的显著水平上均不能拒绝存在单位根的假设，可以认定为非平稳时间序列，而四个变量的二阶差分在10%以上的显著水平上拒绝了单位根的存在，可以认定为平衡时间序列，同为二阶单整。因此，可以进一步检验被解释变量和解释变量间的协整关系。

2.协整检验。验证过程中，去除变量系数为负等不符合现实经济意义的项，通过调整时间序列的滞后项、不同变量的组合及虚拟变量D与解释变量的不同组合，最后选出符合现实经济意义的最优回归模型：

LNY=0.383LNX1+3.774LNX2（-1）+2.103LNX2（-2）+D*1.321LNX2

T值（9.5）*（4.3）*（2.2）***（2.4）***

R2=0.996AD-R2=0.994AIC=10.65DW=2.23

根据D在不同时间段的取值，回归模型可写为分段函数：

LNY=0.383LNX1+3.774LNX2（-1）+2.103LNX2（-2）t∈[2004，2009]

0.383LNX1+1.321LNX2+3.774LNX2（-1）+2.103LNX2（-2）t∈[2010，2015]

为进一步验证上式回归是否是伪回归，需要对其残差et进行ADF单位根检验，检验结果如表3示。表3et单位根检验表

变量检验形式ADF值临界值结论et（0，0，1）-6.5326-2.9677*平稳由表3可知，残差et的ADF值远小于1%显著水平的临界值，拒绝了单位根的存在，表明残差et是平稳的，从而表明我省服务业增加值与FDI之间存在协整关系，即长期的均衡关系。

回归结果中，各解释变量的T值都比较大，最少在10%的显著水平上通过检验；R2和调整R2的值都很高，AIC值较小，表明模型设计合理，整体拟合优度高；DW值在“无自相关”区间内。

回归结果表明，“国际旅游岛战略”政策对FDI的影响不显著，但对国内投资有较大的影响——第一期的效用明显提升；FDI每增长1%对我省服务业增加值带来0.383%的提升，具有一定的正向效用，但此效用远小于国内在服务业的投资效用。

通过对我省服务业FDI分布的行业进行细分分析发现，绝大多数服务业FDI投到房地产行业，而在金融、通信、医疗保健等现代服务业上投资几乎为零，这也就解释了为什么FDI对我省服务业拉动作用远小于国内投资的拉动作用的问题。

3.误差修正模型（ECM）检验。变量间的协整关系只能反映出变量间的长期均衡关系，而如果要观察短期内变量如何回归均衡状态就必须要通过建立误差修正模型，并给予验证。根据第二步检验结果中的et建立误差修正模型为：

△LNYt=a0+γet-1+∑ai△LNX1t-i+∑bi△LNX2t-i+∑ci△LNYt-i+ε1△（D*LNX1t）+ε2△（D*LNX2t）

其中，et-1为长期均衡误差，γ为短期调整系数。

在对误差修正模型检验时，只要有虚拟变量D项存在，模型检验结果均不符合经济意义，在不考虑虚拟变量并调整解释变量和控制变量的滞后项后，最终选出最优模型及检验结果：

DLNYt=78.96+0.35dLNX1-1.00dLNX2（-2）-0.84et-1

T（4.49）*（6.78）*（-2.47）**（-3.65）*

R2=0.94AD-R2=0.90F=25.3DW=2.43

误差修正模型的检验结果中，回归系数的T值较显著，均在5%的显著水平上通过检验，拟合优度较高，DW值在不存在自相关的范围内，误差修正项et-1的系数为负，符合反向修正机制。解释变量和控制变量与服务业增加值的关系由短期偏离向长期均衡调整较快——以84%的比率予以纠正。

4. GRANGER检验。计量经济模型的建立与检验过程实质上是用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济变量的关联性问题，但不能将此关联性认定为某经济变量与其他经济变量之间必然存在着因果关系。所以，在进行回归检验时，考查被解释变量与解释变量间的因果关系是必要的。文章笔者采用GRAGER因果关系检验法考查我省服务业增加值间的因果关系。

在滞后期为1时的检验结果如表4示。表4滞后期为1时的GRANGER检验表

NULL HYPOTHESISF-STATISTICPROBABILITYLNX1 DOES NOT GRANGER CAUSE LNY4.213160.07421LNY DOES NOT GRANGER CAUSE LNX18.857950.01770由检验结果可知，FDI与我省服务业增加值之间是双向因果关系，且都在10%以上的显著水平通过检验。可见，FDI能够对我省服务业发展带来一定的正效应，能够作为我省服务业发展的主要解释变量。

五、结论

综上分析及模型检验可知，外商直接投资对海南省服务业有一定的拉动作用——FDI每增加1%即能拉动我省服务业增加值有0.38%的增长。但由于我省FDI投入到服务业的存量小、结构不合理，其对服务业的拉动作用相对于国内服务业投资的拉动作用明显偏低。所以，为更好地促进我省服务业的发展，提升服务业的国际竞争力，政府应加大对FDI的引入与利用的引导，使之更多地进入科技含量高、附加值高的现代服务业领域，优化FDI的投资结构，提升其使用质量，从而提高其对我省服务业发展的贡献度。

参考文献：

[1]庄惠明，郑剑山.中国服务业FDI的效应研究：基于技术溢出与竞争排斥视角[J].管理评论，2015（2）：26—34

[2]查贵勇.中国服务业吸引FDI溢出效应分析[J].国际经贸探索，2007（5）：63—66.

[3]孟静.中国FDI流入与服务出口贸易的实证研究[J].首都经济贸易大学，2008（5）：70—74.

[4]王恕立，刘军.外商直接投资与服务贸易国际竞争力——来自77个国家的经验证据[J].国际贸易问题，2011（3）：79—88.

[5]车雨芳.服务业FDI和对我国服务贸易竞争力的影响[J].特区经济，2012（8）：249—251.

[6]庄惠明，郑剑山.服务业FDI对中国服务贸易出口影响的实证研究[J].福建论坛，2013（9）25—30.

[7]王云凤，李慧，黄玉佩.FDI对中国服务贸易竞争力的影响[J].当代经济研究，2013（9）83—88.

〔本文系2015年海南对外经贸合作研究基地项目“基于质量视角的海南FDI引进与应用研究”（项目编号：HNSK（JD）15-16）阶段成果；2014年海南对外经贸合作研究基地项目“基于國际旅游岛战略实施的海南服务贸易竞争力研究”（项目编号：HNSK（JD）14-145）阶段成果〕

（王明严，海南经贸职业技术学院副教授。）