外商直接投资对我国生产性服务业的技术扩散效应

刘建江，姜竹青

引言

高质量发展背景下，打通国际国内大循环推进经济发展方式转型升级成为推动中国经济持续稳定发展的重要政策取向。而促进产业结构服务化、加快现代生产性服务业发展，则是各地区推进经济结构转型升级和经济发展方式转变的重要抓手[1-2]。依托现代服务业和生产性服务业促进产业结构优化、积极转变发展方式成为近年来政府高度关注的改革热点。2013年我国服务业占国内生产总值份额首次超过工业，意味着我国经济正逐步摆脱对工业的过度依赖，正式进入服务经济引领经济增长的时代。2021年政府工作报告中明确提出了“促进服务业繁荣发展”的要求。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》中也进一步指出，要“聚焦产业转型升级和居民消费升级需要，扩大服务业有效供给，提高服务效率和服务品质，构建优质高效、结构优化、竞争力强的服务产业新体系”。各省市也越来越重视生产性服务业的专业化和规模化发展，以期通过发展壮大现代生产性服务业来改造传统产业、催生新兴产业，进一步增强经济发展的产业支撑，进而提高城市经济效率和发展质量[3]。然而，目前我国生产性服务业发展依然较为滞后，多数高质量生产性服务均由境外跨国公司和外商投资企业来组织和提供[4]。不同地区引进外资的数量、质量和结构差异将直接决定其依靠各种生产性服务组织供应链体系、参与国际竞争能力的高低，也必然影响到以国内大循环为主体、国际国内双循环相互促进的新发展格局的构建。在国内生产性服务业发展不足、技术经验尚少的情况下，研究和学习各地区外商投资企业组织生产性服务的方式、方法及其影响效果，不仅对提升国内生产性服务业发展质量、促进经济结构优化升级，而且对进一步提升引资质量、优化引资结构以及“双循环”新格局的构建都具有重要的现实意义。

生产性服务业增长并非在各个地区同时发生，而是与各地区工业结构、资源禀赋等比较优势密切相关。林毅夫(2010)认为，外商直接投资能够有效促进东道国经济结构调整和经济发展的一个重要前提是，外商直接投资要与这些国家比较优势相一致[5]。从这个意义上说，要使外商直接投资对当地生产性服务业增长产生积极影响，就必须科学识别和充分挖掘各地区生产性服务业发展中的结构和区位特征，根据比较优势确定生产性服务业外商引资力度和结构。那么，应当如何识别和分解生产性服务业增长中的结构特征和竞争因素？外商直接投资是否对生产性服务业的结构因素和竞争因素产生明显技术扩散效应？本文拟以产品扩张型内生增长模型为基础，结合Perloff (1957)的研究构建理论框架和计量模型[6]，利用我国省域细分生产性服务行业数据测算生产性服务业增长中的结构效应和竞争效应，探讨外商直接投资对我国生产性服务业的技术扩散效应。

一、文献综述

关于外资的作用，MacDougall(1960)最早论证了外资对当地经济的影响[7]。此后，许多学者从理论上研究了FDI对经济增长和产业结构调整的作用机理，但直接针对外商直接投资对生产性服务业影响的研究尚在少数。在理论上学者们普遍认同FDI能够促进东道国产业结构向高度化、协调化发展，促进现代服务业和生产性服务业发展，但实证研究得出的结论却莫衷一是。目前学者们针对外商直接投资与产业结构升级和生产性服务业发展间的关系，主要持两种观点。

一种观点认为，产业结构服务化是产业结构优化升级的重要方向[8-9]，投资的外部依赖性会制约工业劳动部门增长，而刺激第三产业和信息部门的发展[10]，从而有助于服务业发展和产业结构服务化进程的推进。在作用机制上，外商直接投资可对当地产业发展产生两方面的效应：竞争效应和互补效应。尽管外商直接投资带来的竞争效应会在初期对当地厂商产生不利影响，但互补效应最终会超过竞争效应而推动当地产业结构的知识化和服务化[11]。其中，互补效应不仅指FDI能够补足东道国产业结构升级和服务业发展的资本缺口[12]，而且能够通过技术外溢效应对经济结构转型升级和产业结构服务化产生促进作用[13]。蒋殿春和王春宇(2020)进一步使用外商直接投资和微观企业的匹配数据探讨了外商直接投资与产业升级间的关系，他们指出外商直接投资主要通过影响企业进入和退出，优化地区资源配置来推动产业升级[14]。但也有学者指出，FDI能否有效促进新兴产业和现代服务业发展以及产业结构优化取决于各东道国或引资地区自身的特点[15]。FDI对生产性服务业发展的作用效果除受生产性服务业和跨国公司之间共同集聚的影响外[16]，其技术外溢效应还与对外开放程度密切相关[4][17]。生产性服务业与跨国公司之间共同集聚水平越高、对外开放程度越高的地区，外资对生产性服务业的促进作用就越明显。从这个意义上说，外商直接投资对产业结构升级和现代服务业发展的影响并非一成不变，而是在各类因素影响下具有明显的非线性动态特征。这些影响因素主要包括市场化水平[18]、外资引进政策[19]、金融发展[20]等。贾妮莎等(2014)指出，外商直接投资对产业结构升级的影响具有明显的动态效应，即外商直接投资在短期内对产业结构优化升级产生了明显促进作用，但在长期仅对产业结构高度化有明显影响[21]。在此基础上，贾妮莎和韩永辉(2018)进一步证实了外商直接投资与产业结构升级的非线性影响，他们指出这种非线性影响具体表现为FDI对产业结构升级具有先升后降的“倒U型”影响[22]。

另一种观点则认为外商直接投资降低了服务业和生产性服务业发展水平，不利于产业结构优化升级。Ng and Tuan(2006)使用55 348个中国外资企业的微观数据，分析了空间集聚在FDI影响经济增长中的作用，结果显示外商直接投资结构的不协调阻碍了产业结构优化和服务经济增长[23]。而对中国不同地区的影响而言，有学者指出外商直接投资解释了90%以上的地区增长差异[24]。我国外商直接投资尽管存在显著的产业结构效应，但二者并不存在长期稳定的均衡关系[25]。具体表现为，外商直接投资对现代服务业或第三产业发展的贡献较小，而对第二产业或工业发展的贡献相对较大[26]。仲伟周和陈晨(2018)也进一步强调，外商直接投资对服务业的影响效应受到特定制度的影响，在中国现有制度安排下，外商直接投资并不利于服务业发展方式转型升级[27]。

综上所述，近年来关于外商直接投资对服务业影响的文献，大多是从外商直接投资的产业结构调整效应视角间接探讨其对生产性服务业的作用，鲜有从理论与实证上系统研究外商直接投资对生产性服务业增长作用机制的文献，结合各地区结构特征和比较优势探讨外商直接投资对生产性服务业及其内部结构影响机制的研究尚少。此外，多数研究探讨了外商直接投资的资本属性对服务业发展的影响，并未系统研究外商直接投资对生产性服务业的技术扩散效应(包含技术外溢和技术追赶效应两个方面)。

二、理论框架与计量模型

(一) 理论框架

根据熊彼特创新理论[28]，创新集中体现为新产品的生产和产品种类的增加，因而不同生产部门资本品种类便反映了不同类型资本中内涵的技术进步水平差异。本文在Barro and Sala-i-Martin(1995)的基础上，以产品种类扩张型内生增长模型为基础构建理论框架[29]。外资的技术扩散效应分为外资对本地(东道国)生产性服务业的技术外溢效应和本地服务业生产中模仿外资服务产品的技术追赶效应。技术外溢效应反映了外商直接投资中内涵的先进技术对当地服务业发展带来的外部性收益，而技术追赶效应反映了当地服务业模仿、学习外资中内涵的先进技术的能力。如果外商直接投资内涵的先进技术不能被当地生产性服务业充分吸收、转化，那么外资对当地生产性服务业的技术扩散效应也会较弱。因而，只有同时具备较高的技术外溢效应和技术追赶效应，外商直接投资才会对当地生产性服务业产生明显的技术扩散效应。产品种类扩张模型认为，以产品种类数增加为主要形式的“资本深化”是技术进步的主要来源。经济体生产一种生产性服务产品的技术可表示为：

(1)

其中，Y为某种生产性服务的产出，H为生产性服务业人力资本水平，K表示物质资本。A代表外生环境变量，包含了经济中影响生产率水平的各种控制变量。我们假设人力资本为一给定禀赋。物质资本则是包含一组将所有产品种类以CES函数形式加总的资本品(用于生产该种生产性服务的其他中间产品)。因而资本积累通过产品种类的扩张来实现。国内资本存量可表示为：

(2)

其中x(i)为第i种资本品，N为资本品种类数。经济体中有两类厂商来生产资本品：国内厂商和进行直接投资的外资厂商。内资厂商生产n种资本品，而外资厂商生产n*种资本品，即：

N=n+n*

(3)

我们假定每家厂商专业化生产一种资本品，且该资本品以p(i)的价格用于生产性服务产品生产。在生产性服务产品生产中对每种资本品取一阶条件，可得到每种资本品的价格：

p(i)=AβHαx(i)-α

(4)

扩大生产性服务业中间品种类数需要适应并吸收技术领先国的技术、经验，以促进新型资本品的生产。我们假定在新资本品生产之前，技术适应和吸收过程需要产生数量为F的固定成本，且固定成本与外资厂商在东道国生产的资本品数量份额(n*/N)呈反比。这意味着外资厂商通过自身开发和生产新资本品，给东道国(发展中国家)带来新资本品生产的知识进步。张开迪等(2018)通过探讨外商直接投资对大众创业的影响，进一步指出当外商直接投资企业有形资产比例较高时，对创业者的正向溢出效应较高[30]。唐宜红等(2019)也认为，FDI通过行业间后向关联对中国企业产生显著的创新溢出效应，显著地促进了技术含量相对较高的发明专利和实用新型专利的提高[31]。因此，通过提高采用新资本品或中间产品生产技术的便捷性，外商直接投资成为技术进步中技术溢出效应的主要来源。此外，我们还假定技术进步中存在“追赶”效应，即与开发处于技术前沿的新产品相比，模仿现有产品生产技术具有更低的成本。鉴于此，我们假定固定成本F也是国内资本品种类数(N)与技术领先国资本品种类数(N*)比值的增函数。如果一个国家拥有较低的N/N*和较强的模仿能力，那么其采用新技术的成本也较低。综上所述，固定成本函数F可以表示为：

F=Φ(n*/N,N/N*)，∂F/∂(n*/N)<0，∂F/∂(N/N*)>0

(5)

除固定成本外，一旦引进新的资本品，厂商便会在每个时期投入一定的维护成本。这就等同于假定资本品x(i)生产中具有固定边际成本①。假定资本品边际成本为1，利息率固定为r，则生产新资本品i的利润为：

(6)

将式(4)代入式(6)，并对其进行最大化分析，得到每种资本品x(i)的一阶条件：

(7)

由于生产者间的对称性，均衡条件下每种资本品的产出水平保持一致。将式(7)代入式(4)，得到均衡条件下的资本品价格：

(8)

最后我们假定厂商可以自由进入市场，均衡状态下厂商利润为零。由式(6)可得：

(9)

作为知识或技术密集型服务业，生产性服务业产品生产中存在递增收益[32]，因而每种生产性服务产品生产均需一定的固定投入f。若c为生产性服务生产中的边际成本，则生产性服务部门的总成本可以表示为：

Cw=f+cY

(10)

其中，Cw为总成本。则生产性服务厂商的利润函数π为：

(11)

若σ为生产性服务产品的需求价格弹性，由式(11)和厂商均衡条件得到：

(12)

将式(9)代入式(12)得到：

Y=φA1/αHΦ(n*/N,N/N*)-1

(13)

(二)计量模型设置

为了实证检验外商直接投资对生产性服务业发展的影响，我们对式(13)进行适当变形，并对各变量取对数得到：

lnYt=θ0+θ1lnAt+θ2lnHt+θ3lnFDIt+θ4lnDKt+vt

(14)

其中，FDI以FDI存量占GDP份额表示，其含义与模型中外资厂商生产的商品种类占总商品种类份额(n*/N)类似，用于衡量外资的技术溢出效应；DK以生产性服务业国内资本存量与我国前六位贸易伙伴②生产性服务业资本存量之比表示，用于衡量技术追赶效应(N/N*)；v为随机误差。此外，A中的外部环境因素包括市场化水平、交通条件、城市化水平、政府财政、地方研发支出等。以W表示外部环境变量的向量，则计量方程表示为：

lnYi,t=α0,t+λWi,t+r1lnHi,t+r2lnFDIi,t+r3lnDKi,t+εi,t

(15)

以相邻两年生产率之比Yi,t/Yi,t-1表示生产性服务业增长，在式(15)两边各减去lnYi,t-1得增长方程：

ln(Yi,t/Yi,t-1)=α0,t+λWi,t+α1lnYi,t-1+r1lnHi,t+r2lnFDIi,t+r3lnDKi,t+εi,t

(16)

其中，a0,t=θ0，为常数项；εi,t是随机误差。生产性服务业将优先在产业结构较为合理、资源与区位条件较佳地区实现增长。为反映各地区产业结构和区位条件在生产性服务业增长中的作用差异，本文根据Perloff(1957)提出的转移份额分析法(shift-shareanalysis)[6]，将省级生产性服务业增长分解为国家平均增长部分g*、地区生产性服务业增长的结构效应和地区生产性服务业增长的竞争效应。因而区域生产性服务业增长率可表示为：

gi=ln(Yi,t/Yi,t-1)=g*+s

(17)

其中，gi代表地区生产性服务业增长率，g*表示全国生产性服务业增长率，s为地区生产性服务业增长相对于全国层面的“转移份额”，由结构效应和竞争效应组成。结构效应从需求方面反映了生产性服务业增长的长期变化趋势，这是由整体结构变化导致的增长效应；而竞争效应则是从供给方面反映了各地区在利用自身比较优势发展生产性服务业、进行专业化生产的能力。由于全国生产性服务业增长率g*在一定时期对各个地区而言是外生的，令w0,t=α0,t-g*。

以MIX表示生产性服务业增长中的结构效应、DIF表示竞争效应，则有：

MIXt=w0,t+λWi,t+α1lnYi,t-1+r1lnHi,t+r2lnFDIi,t+r3lnDKi,t+It+Tt+εi,t

(18)

(19)

式(16)、(18)与(19)便是本文要检验的模型。

(三)变量与数据说明

本文选取2003-2019年我国30个内陆省份和直辖市(西藏因数据缺失，不包括在内)省际(地区)面板数据进行实际测算。各类省际面板数据均由历年各省市统计年鉴、《新中国60年各省统计资料汇编》及《中国科技统计年间》《中国第三产业统计年鉴》整理计算而得，部分数据直接取自《中经网》以及《国研网》数据库。下面详细说明各个变量的选取和计算方法。

1.生产性服务业劳动力、增加值数据。生产性服务业劳动力数据用各省份生产性服务业单位从业人员数(万人)近似表示③。在计算生产性服务业增长的结构效应和竞争效应中，由于各省市统计年鉴中缺乏生产性服务业各细分行业增加值数据，本文用各细分行业从业人员数进行计算(单位：万人)。为减轻计量模型中滞后项对数据样本产生的影响，保证数据完整性和平衡性，生产性服务业增加值数据从2002年算起。

2.生产性服务业增长的结构效应测算方法为：

(20)

其中E为各行业从业人数，i表示各生产性服务行业，r、n分别代表省份和全国，t为年份。

3.生产性服务业增长的竞争效应可表示为：

(21)

4.生产性服务业资本存量(DK)。由于年鉴资料中并未系统公布生产性服务业固定资产投资数据，本文根据COE(1997)[33]和张军等(2004)[34]的方法测算第三产业固定资本存量，然后使用第三产业固定资本存量与第三产业中生产性服务业就业份额的乘积来近似代表生产性服务业国内资本存量。

5.生产性服务业外商直接投资存量(FDI)。FDI存量数据依据生产性服务业国内资本存量的计算方法进行测算。外商直接投资数据用年平均汇率对数据进行单位换算，并采用固定资产价格指数以2003年为基期对数据进行价格调整。

6.其他变量。各省人均研发资本存量(S)使用研发资本存量与年末总人口的比重表示，其中，研发资本存量使用永续盘存法和《中国科技统计年鉴》中的各省研发支出数据来测算。人力资本(H)用各省市中学及以上学生数占总人口比重表示。市场化水平(market)以非公有制经济在国民经济中的比重表示。城市化水平(urban)以各省市城镇人口占总人口比重表示。交通基础设施发展状况(pub_inv)以公路、铁路里程数、人均道路面积、单位道路面积上公共汽车及出租车数、交通运输总货运量等来表示，我们采用主成分分析法对这些变量提取公因子，建立反映交通设施发展状况的综合指标④。政府财政支出(Gspend)以人均财政支出额测度(单位：元)。我国前6位贸易伙伴生产性服务业固定资本投资数据从世界银行网站及美国、中国香港、日本、韩国、中国台湾、德国等国家和地区统计信息网中采集、计算而得，然后依据国内生产性服务业资本存量测算方法计算得到各国和地区生产性服务业资本存量。所有货币价值数据以2003年为基期进行价格调整。

三、计量模型估计与结果说明

(一)考虑内生性的全国样本的估计结果

由于本文计量模型中存在被解释变量滞后一期项，且生产性服务业国内资本、外商资本与生产性服务业增长间可能存在反向因果关系，因而模型本身存在较为严重的内生性问题。本文使用系统GMM方法估计计量模型，以解决模型的内生性问题。表1报告了式(16)、式(18)和式(19)的系统GMM估计结果。各方程中，Sargan统计量和Hansen统计量对应的p值均大于10%，说明选择的工具变量是有效的。AR(2)检验结果也显示，模型中残差不存在自相关。本文估计结果是可取的。以下详细说明各变量估计结果。

表1 外资对我国生产性服务业增长的面板系统GMM估计

首先，生产性服务业国内资本与国际资本比例(lnDK)在各方程中均具有显著为正的参数估计，且对竞争效应的作用效果和显著性均大于结构效应，说明生产性服务业的国内资本投资具有明显的技术追赶效应，且该效应主要通过供给或竞争因素作用于生产性服务业增长(如依据自身比较优势来发展与当地工业结构相吻合的生产性服务业等)，但在需求端通过结构因素而产生的影响效果较小。其次，各方程中外商直接投资 (lnFDI)的参数估计均显著为正，意味着外商直接投资对生产性服务业增长产生了明显的技术外溢效应。这一结果与江小涓(2002)的结论基本一致[10]。她认为外商直接投资促进产业结构升级的一个重要方面就是促进了知识密集型产业的发展，具有明显的技术溢出效应。但她并未对外资的技术溢出效应与当地产业结构的短期融合与长期相互作用方式进行深入探讨。本文是对这项研究内容的进一步补充。外商直接投资的参数估计在生产性服务业增长方程和竞争效应方程中均通过了5%水平上的显著性检验，而在结构效应方程中仅在10%水平上通过检验。这说明外商直接投资的技术溢出效应主要从供给端通过作用于竞争因素来影响生产性服务业增长，而从需求端的影响较弱。可见，生产性服务业FDI的技术溢出效应与各地区竞争优势融合度较高，但与其内部结构优势的协调性不尽一致。各地区应积极提升引资质量，引进与当地工业结构、优势资源和要素禀赋等相吻合的外商直接投资，促进外资与当地比较优势的有效融合，依托外商直接投资技术外溢效应有效促进生产性服务业持续增长。这种情况下，外资的技术溢出效应有利于改善地区投资经营环境、加强厂商间技术交流与合作，推动技术创新与科技进步，加快区域竞争优势的培育，进而从供给端推动生产性服务业持续增长。但地方政府出于任期内的政绩考量，为追逐结构调整和GDP的短期成效，可能在一定程度上忽视了当地比较优势和服务业内部结构调整的长期变化，盲目扩大对包括生产性服务业在内的现代服务业的国内外投资，导致引入的生产性服务业外资并未对当地需求结构的调整和优化产生很明显的持续推进作用。因而各地区在制定引资政策时，不仅要关注生产性服务业(进而经济)发展和结构调整的当前状况，更要综合考虑区域经济和产业结构在未来的发展趋势和发展水平[35]。

(二)稳健性检验

本文从两个方面进行稳健性检验，结果见表2。一方面，本文基本回归结果采用生产性服务业FDI存量占其增加值的比值作为核心解释变量进行实证分析，本部分将使用各省生产性服务业FDI存量进一步对基本回归结果进行稳健性检验。另一方面，尽管本文使用系统GMM方法控制了核心解释变量的部分内生性问题，但外商直接投资与生产性服务业竞争效应和结构效应之间仍可能会存在反向因果关系。进一步使用各省市党委书记任职年数和年龄作为生产性服务业FDI的工具变量，采用两阶段最小二乘法来控制模型的内生性问题。党委书记是各省级行政单位主要负责人，其对地方经济发展具有重要影响。在政治晋升和财政最大化激励下，地方政府在招商引资中往往偏好引进投资规模大、经济绩效短期效益好的工业企业和资本密集型企业，而忽视生产性服务业企业的引进和发展。因而，党委书记任职年数和年龄与生产性服务业FDI具有密切相关性，但某一省份党委书记任职年数和年龄并不会对生产性服务行业本身的发展具有直接影响，因而符合作为工具变量的要求。

表2 稳健性检验结果

续表

表2显示，当核心解释变量替换为生产性服务业FDI存量时，外商直接投资对生产性服务业整体增长效应、结构效应和竞争效应的影响均显著为正，其结果与表1基本一致，印证了本文基本回归结果的稳健性。采用两阶段最小二乘估计后，F检验结果显示本文采用的工具变量与内生变量具有明显的相关性，不存在弱工具变量现象；Sargan检验统计量伴随概率均大于10%，因而接受工具变量有效的原假设，本文选择的工具变量是合适的。从外商直接投资的两阶段最小二乘估计结果来看，外商直接投资参数估计均在10%水平上显著为正，因而外商直接投资显著提升了生产性服务业整体增长水平、结构效应和竞争效应。在进一步控制核心解释变量内生性后，本文结果依然较为稳健。

(三)基于地区异质性的估计结果

为了分析各地区外商直接投资对生产性服务业增长的影响差异，我们将全国30省市分为东、中、西三个样本进行系统GMM估计⑤。结果如表3所示。

表3 分地区的系统GMM估计结果

生产性服务业国内资本与国际资本比的参数估计对生产性服务业增长及其结构效应和竞争效应的作用由东向西依次递增，说明西部地区生产性服务业基本建设投资与东中部相比具有更强的技术追赶效应，这可能得益于近年来西部大开发战略的深入推进和“一带一路”倡议的实施。伴随西部大开发战略和“一带一路”倡议的深入推进，不仅西部本地产业和人才逐步由东向西回流，东部沿海地区和国际市场的产业、资金和人才也不断向西部转移，强化了西部地区对外资先进技术的追赶效应。此外，每个地区外商直接投资的技术外溢效应对生产性服务业增长及其结构效应和竞争效应的影响效果与表2基本一致，但从地区差异来看，外商直接投资对生产性服务业增长的技术溢出效应并未突出集中于东部地区，而是对中部地区作用效果最大，东部和西部的影响效果相对较小。这意味着生产性服务业外商直接投资的区位选择目前已开始西移，并在中部地区获得最显著的投资收益和技术溢出效应。而随着东部地区外资数量的不断积累和产业发展的日益成熟，在原有比较优势和产业结构下引进的外资企业(包含组织生产性服务的外资企业)在该地区的边际收益可能已经出现下降，因而生产性服务业外商直接投资更多地开始向中西部地区转移，促进了中西部地区生产性服务业发展。西部地区由于在西部大开发和“丝绸之路经济带”建设的带动下，不断加强与周边及欧洲国家的国际交往，同时伴随人力资本积累的加速推进，其生产性服务业在承接、吸收和利用外资技术溢出效应方面的优势逐渐凸显。中部地区在产业转移中具有承东启西的优势，其产业发展配套和发展水平均优于西部地区，因而生产性服务业外商直接投资在该地区的影响效果最为明显。

四、结论与启示

本文根据转移份额分析法将区域生产性服务业增长差异分解为竞争效应和结构效应，并以产品种类扩张型内生增长理论为基础构建理论框架和计量模型，采用面板系统GMM法和2003-2019年我国省级面板数据探讨了外商直接投资对生产性服务业增长的影响。结果表明：外商直接投资对我国生产性服务业产生了明显的技术溢出效应，同时国内生产性服务业投资对外资亦具有明显的技术追赶效应，且该效应主要从供给端通过作用于竞争优势来影响生产性服务业增长，但基于需求端的影响较弱。因而目前外资对我国生产性服务业的技术扩散效应主要侧重于供给驱动，而非需求拉动。进一步从分地区的估计结果来看，西部地区生产性服务业投资对外资的技术追赶效应明显高于东中部地区；而外商直接投资对中部地区生产性服务业增长及其结构效应和竞争效应的技术外溢效应最为明显，对东、西部的影响相对较小。

研究结果为各地区进一步提升引资质量、优化利用外资结构，进而促进生产性服务业发展和“双循环”新格局构建提供了重要的政策启示。首先，各地区在引进外资时应着重做好以下“两个结合”。一是注重引进外资结构、质量与当地生产性服务业发展的禀赋条件相结合。通过引进和发展与当地比较优势和生产性服务业相一致的产业促进外资与当地生产性服务业相融合，推进经济结构调整和生产性服务业高质量发展。二是要关注生产性服务业发展中引进外资的短期与长期效应的结合。既要在短期内加强外资与当地生产性服务业融合，从而促进生产性服务业竞争效应的提升，又要在长期内引进符合当地比较优势和产业结构调整趋势的外资，防止引进和利用外资中的盲目性。在引进外资时应根据自身发展需要来确定外资的数量、质量和层次，促进外资与本地区之间的技术互补和相互强化，打通国际要素与国内市场堵点，促进生产性服务业持续增长和产业结构的长期发展，推动构建以国内大循环为主体、国际国内双循环相互促进的新发展格局。其次，各地区应根据自身发展的特色制定符合当地发展实情的外资引进政策。东部地区应进一步提升生产性服务业层次和技术水平，引进与新技术和新的比较优势相符的生产性服务业外商直接投资，并尽快将与原有禀赋结构相一致的、边际收益趋于递减的生产性服务业外资企业向中西部地区转移；中部地区则要进一步完善基础设施和生产性服务业发展环境建设，提高外资在推动生产性服务业发展中的生产效率和经济效益；西部地区则要加强与周边陆路国家联系与合作，力争形成生产性服务业的供应链体系，为有效引进外商直接投资、承接东部地区产业转移创造前提条件。最后，由于政府对短期政绩的追逐可能是导致外商直接投资对生产性服务业长期增长效应较小的重要原因，因而应逐步改善和优化政府政绩考核标准，将单纯量的短期考核转变为注重提质增效的长期考核。提质增效的政绩考核更加关注比较优势和经济结构的长期变化，有利于促使各级政府深入分析地区比较优势和区位特征，并根据当地区位特征和比较优势的长期变化，因地制宜地引进与产业结构优化升级方向一致的、技术水平更为先进的外商直接投资，长期充分发挥外商直接投资对生产性服务业发展和结构调整的促进作用。

注释：

① 这一固定的边际成本为劳动成本与资本品价格的某种组合。

② 近五年来，我国前6位贸易伙伴为美国、中国香港、日本、韩国、中国台湾、德国。

③ 根据我国省级分行业就业统计口径，把19个行业中的电力煤气供水、交通运输仓储邮政、信息传输计算机服务和软件、批发零售、金融、租赁和商业服务、科技服务和地质勘查7个行业合并代表生产性服务业。

④ 限于篇幅，本文未报告交通基础设施发展的主成分分析结果，欢迎有兴趣的读者来函索取详细统计结果。

⑤ 东部地区包括北京、福建、广东、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津和浙江11个省市，中部地区包括安徽、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江西和山西8个省份，西部地区包括广西、贵州、内蒙古、宁夏、青海、陕西、甘肃、四川、新疆、云南和重庆11个省市。限于篇幅，本文也未对分地区估计的控制变量结果进行说明，详细内容备索。