服务业外商直接投资与中国服务业技术效率增进
——基于随机前沿模型的省际数据分析

□陈娜（福建师范大学协和学院经济与法学系，福建福州 350108）

服务业外商直接投资与中国服务业技术效率增进
——基于随机前沿模型的省际数据分析

□陈娜（福建师范大学协和学院经济与法学系，福建福州 350108）

本文通过设定带非效率影响的随机前沿函数，利用中国21个省（自治区、直辖市）2000—2006年的平衡面板数据和联立的最大似然估计法，在控制对外开放程度、人力资本的情况下，估计和分析了服务业FDI对中国服务业技术效率的影响。结果表明：服务业FDI显著提高了我国各省市服务业的技术效率；人力资本存量的增加可以显著提高我国各省市服务业的技术效率，对外开放程度的提高同时对各省市的服务业技术效率产生积极影响；服务业FDI对东部省份服务业技术效率产生了更大的促进作用。

服务业FDI；服务业技术效率；随机前沿模型

一、引言

随着服务业的迅猛发展，服务贸易已成为国际贸易的新兴力量，对世界经济的发展起到至关重要的作用。由于服务产品的特殊性，要求服务提供者要接近服务的消费者，因此，与服务业FDI紧密相连的商业存在提供模式成为服务贸易中最为重要的提供模式之一。《2004年度世界投资报告》①指出，服务业FDI占世界FDI存量的比重由20世纪70年代初期的25%发展到90年代中后期的50%，到2007年这个比例超过了60%，因此，服务业FDI成为当前FDI的一个重要趋势。

但目前，对我国服务业FDI的研究还非常有限，大多集中在服务业FDI的成因、影响因素、经济效应等方面，特别地，对FDI影响服务业技术效率的影响相关研究，目前国内外已有文献都没有单独分离出服务业FDI来探讨对服务业技术效率的影响，大多只是从一国总FDI的角度来进行分析。首先，由于服务业FDI承载了更多的知识、组织技能、技术诀窍等软技术，因此可以预期其对当地企业的正向技术外溢效应要更为明显，因此，分离出服务业FDI来对探讨其对服务业技术效率的影响会更有意义；其次，已有研究并没有考虑对外开放对我国服务业技术效率的影响，而对外开放不仅会提高企业获取资金和人才的便利程度，从而增强企业的技术吸收和自主创新能力，而且对外开放程度的提高同时也加剧了市场竞争，从而迫使所有企业提高效率；再次，在对技术效率进行测量的方法上，已有研究大多假定生产一直处于生产前沿上进行，忽略了技术非效率变化即随机因素对生产率的影响；最后，已有的实证研究在分析外在因素对技术非效率影响时大多采用两步回归法，先是估计出随机前沿生产函数，然后对无效率项与外生变量建立回归方程重新估计，但是存在一定的计量问题：一是要假定这些外部变量与投入要素之间不存在相关性，否则遗漏这些关键变量会造成第一步的估计结果有偏，从而造成第二步估计的效率方程系数也是有偏的。二是随机前沿模型往往假设无效率项同分布，但是生产效率项是随着不同的外部变量变化的，因此，采用一步回归利用极大似然估计或是非线性最小二乘估计更为适合。

针对以往研究的缺陷，本文所做的改进包括：（1）考虑到非技术效率和随机因素所造成的生产对技术前沿的偏离，采用似然比检验来确定生产函数的形式。（2）通过设定带非效率影响的随机前沿函数，利用中国21个省（自治区、直辖市）2000—2006年的平衡面板数据和联立的最大似然估计法，在控制对外开放程度、人力资本的情况下，估计和分析服务业FDI对中国服务业技术效率的影响。（3）值得说明的是，在计算我国各省服务业技术效率时缺少服务业的资本存量数值，笔者借鉴了中国各省物质资本存量的计算方法，对服务业的资本存量数值进行合理的估计，弥补了以往研究在这方面的缺憾，更加真实有效地估计了我国服务业的技术效率水平。

二、随机前沿模型的设定和数据处理

（一）模型设定

本文的随机前沿生产函数是以Battese和Coelli(1995)提出的适用于面板数据并包含技术非效率影响的随机前沿模型为基础。该模型的特点在于：它在设定随机前沿函数时，明确包括了非效率因素的影响，从而克服了先前文献中将非效率影响脱离随机前沿函数的设定而产生的偏误，而且该模型也适用于对面板数据的分析。

Battese和Coelli(1995)模型的基本形式如下：

式（1）中，Xit为控制变量；误差项由Vit和Uit组成，其中Vit是随机误差项，假设服从正态的独立同分布N(0,σ2v)，Uit是一个非负的随机变量，它表示在给定的各产出和准投入水平下资源利用的非技术效率，它服从正半部的正态分布N（mit，σ2u），即是一个截断的分布，其均值mit；由式（2）定义，Zit为一组影响技术效率的因素，δ为一组待估参数，反映了Zit对技术效率的影响程度；式（3）表明技术效率的取值在0和1之间，数值越接近于1，表明技术效率越高，式（3）的倒数exp(-Uit)即为技术非效率；式（4）变差参数Υ=σ2u/(σ2u+σ2v)是否为零用来检验随机前沿生产模型是否存在非效率效应。

（二）随机前沿生产模型的适用性及估计方法

技术非效率效应是否存在关系到随机前沿生产模型能否成立，也决定了选用极大似然法还是最小二乘估计法。如果生产函数模型中不存在技术非效率效应，此时生产函数不再是随机前沿生产函数，那么就应该采用最小二乘法来估计生产函数。如果存在技术非效率，随机前沿生产函数有效，则最小二乘法就不是合适的估计方法。尽管只要Vit和Uit是独立于Xit的，那么用最小二乘估计法并不会带来什么问题，除了截距项缺乏一致性外，OLS的β估计量在线性估计中仍是无偏、一致和有效的。但是OLS却无法抽离出σ2v和σ2u。而极大似然法不但可以获取更有效的估计量β以及具有一致性的截距项。所以，在技术非效率存在时，我们应该使用极大似然法（MLE）来估计随机前沿生产函数的各项参数及技术非效率效应。因此，判断生产函数中是否存在技术非效率效应是必要的。

非效率效应是否存在等价于检验随机前沿生产模型的变差参数Υ=σ2u/(σ2u+σ2v)是否为零。当Υ=0时，对生产前沿的所有偏离都是由随机因素Vit引起的，非效率效应Uit并不存在；当Υ=1时，对生产前沿的所有偏离都是由非效率效应Uit引起的。具体而言：

设定似然比检验：H0:Υ=0，H1:Υ≠0

构建似然比统计量：λ=-2（LR-LUR），其中LR和LUR分别为约束模型和无约束模型的对数似然值。通常假定生产函数采取柯布道格拉斯生产函数（C-D函数）形式，则约束模型和非约束模型分别为：

其中，约束模型的约束条件为σ2u=0，也就是非效率效应Uit不存在。似然比统计量λ服从自由度为k的X2分布。k为约束条件的个数。给定显著性水平α，如果λ

（三）随机前沿生产模型具体形式的设定

一个经济体的生产过程可能包含随时间变化的技术进步因素，如果此时将随机生产模型设定简单的C-D函数形式就会带来偏误。所以，我们需要检验是否应该在简单的C-D函数中引入技术进步因素。同判别效率效应是否存在的检验方法相似，构造似然比统计量：λ=-2（LR-LUR）；相对于C-D函数，超越对数（translog）生产函数放松了常替代弹性的假设，并且在形式上更具灵活性，往往能更好地避免由于函数形式误设带来的估计偏差（王争、郑京海等，2006），我们依然可构造似然比统计量λ=-2（LR-LUR）来考察简单的C-D函数和超越对数生产函数哪一种更适用。

据此，在对技术效率进行测算前，我们首先用似然比检验方法判别随机前沿生产模型的适用性以及选择随机前沿生产模型的具体形式，检验结果如表1所示。

表1 似然比检验结果

注：本部分计量分析由Frontier4.1软件完成。5%临界值来自于Kodde和Palm（1986）的表1，而不是来自于通常的X2分布的临界值表。因为在零假设成立的情况下，这里的广义似然比的检验统计量服从的不再是通常的X2分布，而是混合的X2分布。

检验结果表明，技术非效率效应存在，即随机前沿生产模型适用，而且，随机前沿生产模型应该采用简洁的科布道格拉斯生产函数测算技术非效率。

（四）带非效率影响的随机前沿联立模型的设定

由表1的检验结果我们可以确定技术非效率的存在，并且确定随机前沿生产函数的具体形式。在分析外在因素对技术非效率影响时为了避免两步法估计造成的效率方程系数有偏，本文通过设定带非效率影响的随机前沿函数和联立的最大似然估计法来进行估计。

基于Battese和Coelli(1995)建立的模型，本文建立如下联立模型：

式(5)为服务业FDI对中国服务业技术效率影响的随机前沿方程，它采用了简洁的柯布—道格拉斯生产函数形式；其中，变量Yit、Kit与Lit分别表示第i省市第t年的服务业GDP、服务业资本存量和服务业就业人数；β1和β2分别为资本和劳动力的产出弹性，β0为截距项；Vit、Uit的解释同式（1）。

式(6)为服务业非效率影响方程，它表明服务业技术非效率受服务业外商直接投资、贸易开放度、人力资本存量和地理区域等因素影响，本文假设非效率影响是线性变动的；其中，δ0~ δ5为一组待估的参数；变量FDIit、OPENit和Hit分别代表第i省市第t年的服务业外商直接投资额、贸易依存度以及人力资本存量。east和west表示虚拟变量，若省市属于东部，则east取值1，若省市属于西部，则west取值1，若省市属于中部，则east和west均取值0。

对式(5)和式(6)的估计采用联立的最大似然法。本文的估计和检验主要采用了Coelli（1996）编写的适用于随机前沿模型估计的Frontier4.1程序。

（五）数据来源及说明

由于某些省份没有统计服务业外商直接投资，笔者无法获取中国所有省份的数据，剔除数据不全的省份后，本文选取了21个省（自治区、直辖市）作为研究样本，并将这21个省（自治区、直辖市）划分为东部、中部和西部地区来反映服务业FDI对中国不同区域服务业技术效率影响的差异。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东10个省市；中部地区包括黑龙江、安徽、江西、河南4个省市；西部地区包括重庆、广西、贵州、内蒙古、云南、陕西、新疆7个省市。囿于数据的可得性，选取的时间跨度为2000—2006年。

（1）服务业GDP(Yit)：数据来源于中经网统计数据库综合年度库。其中，服务业GDP按1978年服务业增加值指数进行换算，服务业GDP以亿元人民币为单位。

（2）服务业资本存量（Kit）：资本存量是重要的宏观经济变量之一。笔者采用永续盘存法，基于《中国国内生产总值核算历史资料: 1952—1995年》和《中国国内生产总值核算历史资料:1996—2002年》以及21个省（自治区、直辖市）2003—2007年的统计年鉴，系统地估计了我国21个省市2000—2006年服务业的资本存量。

（3）服务业劳动力投入（Lit）：用各省市各年服务业就业人数来表示。数据来源于中经网统计数据库综合年度库。服务业劳动力投入以万人为单位。

（4）服务业外商直接投资额（FDIit）：用服务业实际利用外商直接投资总额来表示。数据来源于各省统计年鉴的相应各期对应服务行业FDI实际值的加总。按照各年美元兑人民币汇率的加权平均值将各年服务业FDI值换算成人民币。

（5）贸易开放度（OPENit）：用各省市进出口贸易总额与地区国内生产总值之比表示。其中，进出口总额根据各年度美元加权汇率转化为人民币计价，以和GDP单位相同。进出口贸易总额和各地区GDP数据来自中经网统计数据库。

（6）人力资本存量（Hit）：人力资本存量遵循普遍采用的人均受教育年限指标（Barro and Lee，2000），为全部就业人员的受教育年限总和与总人口比值，参照王小鲁（2000），本文将小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重*6+初中比重*9+高中比重*12+大专及以上学历比重*16③。所使用数据来自2000-2007年《中国劳动统计年鉴》。

三、实证结果分析

(一)模型的估计结果及检验

由（5）和（6）式构成的联立模型共有9个参数需要估计。利用Frontier4.1程序中的生产方程的选项，得到参数的最大似然估计结果及相关统计量见表2。

表2 随机前沿模型参数的最大似然估计结果

数据来源：根据Frontier4.1软件得出

从表2可以看出Υ的值为0.8177，其估计的标准误差仅为0.0445，这表明了非效率影响的方差是总误差方差的重要构成部分，而且所有变量的t统计量在5%显著性水平下都是显著的。

同样地，要对有关参数进行极大似然比检验。有关参数检验的原假设，检验统计量的计算值，相应的临界值都列示于表3中。由于已经确定了存在技术非效率影响，在此仅检验表2的非效率方程解释变量系数值都为零的原假设，也就是说这些解释变量都无法说明服务业技术效率的变动，即服务业FDI对服务业技术效率没有影响。

表3 随机前沿模型参数的广义似然比检验

从表3的广义似然比检验统计量来看，其大于相应的临界值，因此原假设可以拒绝。由此可以认为，表2中设定的C-D生产函数随机前沿模型可以充分刻画服务业FDI对中国服务业技术效率影响的情况。

(二)实证结果分析

1、服务业技术效率分析

（1）生产函数方程分析

从生产函数的估计结果来看，资本和劳动力产出弹性分别为0.1451和0.5542，从系数的大小来看，劳动力投入在我国服务业产出增长中占据着不可替代的位置。我国服务业产出主要还是依靠劳动力投入来拉动增长的，属于粗放型增长方式。

（2）不同地区服务业技术效率差异

通过对历年东、中、西部的服务业技术效率进行计算后，我们可以看出我国各区域的服务业技术效率水平呈现如下特点（见图1）：

图1 我国不同地区2000-2006年服务业技术效率

首先，历年我国各地区服务业技术效率的平均值为82.83%，说明我国服务业技术效率还有约20%的提高空间；从全国的平均水平来看，21个省（自治区、直辖市）平均技术效率水平从2000年的81.6%缓慢提高，到2005年达到了85.4%，仅仅小幅提升了3.8%，而且到2006年时还呈现出小幅下降的趋势，这说明我国在2000-2006年间，整体服务业技术效率并没有取得较大提高，各项投入并没有接近最优的产出值或者生产的前沿面。

其次，从时间上来看，东部、西部和中部地区服务业技术效率呈现历年稳中有升的态势。东部地区服务业技术效率在2000-2006年间一直保持高水平，7年来没有什么变化；而中部和西部地区在2000年的技术效率仅分别为68.9%和64.9%，之后均不断缓慢上升，到2005年分别增加到74%和72%，仅在2006年时有小幅下降趋势。

再次，从不同地区来看，东部、中部和西部地区服务业技术效率存在明显差异。2000—2006年东部地区服务业技术效率历年均远高于西部和中部，西部和中部地区服务业技术效率历年均低于全国平均水平，而对中部和西部进行比较可知，中部地区技术效率仅略高于西部地区。这与我国东、中、西部服务业的发展水平相吻合。

2、服务业FDI、对外开放度、人力资本存量、地理区位对服务业技术非效率的影响

（1）服务业FDI的影响

根据表2的结果，服务业FDI对我国各地区服务业技术效率具有显著的促进作用。在其他因素不变的情况下，服务业FDI流量每提高1%，各地区的技术效率将提高（技术非效率效应下降）0.07%。虽然服务业FDI对服务业技术效率的提高效应很显著，但是影响程度却不大。服务业FDI对我国各地区服务业技术效率产生影响主要基于三方面的原因：一是跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，并引起当地企业的模仿，如快餐业，零售业跨国公司的核心技能体现为标准化的管理和营销技巧，而这些都可以很快地被本地竞争对手所模仿，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平。二是通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出。三是跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。除了正向效应外，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致“市场窃取”效应，对当地技术效率产生负的外部性。综合上述两种正、负面影响，服务业FDI每提高1%，可使我国服务业技术效率提高0.07%。

（2）对外开放度和人力资本存量的影响

根据表2的检验结果，对外开放程度的提高和人力资本存量的增加都对我国各省区服务业技术效率的改进起着积极影响。研究表明，对外开放程度每提高1%，各地区服务业的技术效率提高0.29%，这主要因为对外开放不仅使得发展中国家获得更多的技术模仿、学习机会，更主要地是通过开放形成有效的市场竞争机制、增强当地企业市场竞争能力以及促进资源的有效利用。另外，人力资本存量对服务业技术效率的正向效应也很明显，人力资本存量每增加1%，则各地区的服务业技术效率会相应提高0.22%。

（3）不同地理区位因素的影响

服务业FDI对东部省份的技术效率产生了更大的促进作用，这是由于：第一，服务品具有生产和消费不可分性的特征使得绝大部分服务业FDI属于市场导向型（UNCTAD，2004）。较大市场规模可以允许特定行业的企业达到所需规模，从而使跨国公司的垄断优势得到充分的实现。这对国际航运业、金融业、广告业、公用服务业等这些规模优势较为明显的行业尤为重要。由于我国东部省份一般比中西部省份的市场规模更大，所以吸引了更多的服务业FDI。第二，各地区已经存在的服务业直接投资会产生积极的影响，跟随客户是服务业直接投资，特别是生产性服务业直接投资的特点之一（杨春妮，2007）。由于东部省份积累了更多的服务业外资，所以会吸引更多的服务业FDI流入，而且流入的是技能密集度更高、技术外溢更为直接的生产性服务业外资，所以服务业FDI在东部省份产生了显著的技术外溢效应。

四、结论与政策启示

本文通过设定带非效率影响的随机前沿函数，并利用中国21个省（自治区、直辖市）2000—2006年的平衡面板数据和联立的最大似然估计法，在控制对外开放程度、人力资本的情况下，估计和分析了服务业FDI对中国服务业技术效率的影响。研究结果表明：（1）2000—2006年间，我国21个省（自治区、直辖市）服务业技术效率基本保持稳中有升的态势，但2006年出现了小幅下降趋势，对我国不同地区服务业技术效率的比较可知，东部地区的技术效率远高于中西部地区，而中部地区又高于西部地区。（2）服务业FDI显著提高了我国各省市服务业的技术效率水平。（3）对外开放程度的提高以及人力资本存量的增加可以显著提高各省市的服务业技术效率。（4）跟中、西部地区相比，服务业FDI对东部省份的服务业技术效率产生了更大的促进作用。

根据上述结论，为进一步提升我国服务业的技术效率，笔者提出以下建议：（1）可加大对服务业的引资力度；（2）加大教育和培训方面的投入，提高我国的人力资本存量；（3）推进对外开放改革进程，特别是中西部地区应该出台更加优惠的引资政策，进一步扩大该地区的对外开放程度。

[注释]

①World Investment Report 2004：the shift towards services.

②由于中国各省固定资产投资价格指数的统计从1991年才开始，为了将其转化为以1978年为基期的数据，笔者引用了张军等（2004）表1的数据.

③自2001年起，大专及以上数据又细分为专科、本科、研究生，为了统一数据，我们仍将这三项合并为大专及以上数据，教育年限仍取16年。另外，2000年的数据缺乏，我们简单地取1999年和2001年人力资本的平均数作为估计值.

□责任编辑：杨姝琴

F832.7

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1003—8744（2012）05—0097—07

2012—4—18

陈娜（1983—），女，福建师范大学协和学院经济与法学系教师，主要研究方向为产业经济政策。