摘要：通过对1997～2008年时间序列数据和2004～2008年面板数据计量分析得出，中国服务业FDI总体上具有资本挤入效应，但存在行业开放度和开放时段差异，即外资进入壁垒对中国服务业FDI资本效应具有重要影响：进入壁垒越低，FDI挤入效应越显著：进入壁垒越高，FDI挤入效应越弱，甚至具有挤出效应。
关键词：服务业；FDI；资本效应；进入壁垒
中图分类号：F719 文献标识码：A 文章编号：1006-1894(2009)04-0013-08
在决定FDI对东道国影响的诸多因素中，FDI资本效应非常重要(江小涓，1992；Mello，1999。通常，FDI作为一种资源或要素，流入的结果是其中一部分转化为东道国的投资，从而直接增加东道国资本积累和形成，促进东道国经济增长。但如果FDI挤出东道国国内投资或对资本形成没有贡献，则FDI对东道国经济增长的贡献就值得怀疑。此外，在发展中国家国内企业家能力普遍稀缺的情况下，如果跨国公司取代国内企业，则FDI流入非但没有增加一国的总投资或资本形成，反而会挤掉部分国内投资，即FDI会带来宏观经济负外部性。因此，在服务业成为中国吸引FDI新热点的形势下，研究其FDI资本效应就至关重要。
一、文献综述与问题提出
FDI对东道国国内投资的效应可分为挤入效应和挤出效应两种：资本挤入效应(Crowding-in Effect)是指外资通过示范或竞争效应提升东道国企业效率，提高东道国投资水平，即FDI通过在产品市场上的相互补充或通过先进技术的转移或外溢提高国内企业的生产率而支持国内企业扩张的结果；资本挤出效应(Crowding-out Effect)是指外资在和内资的竞争中由于享有超越于内资的政策优惠而居于有利地位，迫使部分内资外流的现象，即外国直接投资企业通过在产品市场或金融市场的竞争而取代国内企业的结果。
目前，FDI对东道国资本效应尚无一致定论，相关研究主要得出3种结论：(1)支持挤入效应论(Jansen，1995[3]Borensztein、Gregoria和Lee，1998；黄华民，2000；陆建军，2003；徐颖君，2006；孙忠艳，孙铁邦，2006；杨新房、任丽君、李红芹，2006)，(2)支持挤出效应论(江小涓、李蕊，2002；Kumar and Prakash Pradhan，2002；杨柳勇、沈国良，2002；王永齐，2005；陈勇，2007[141)；(3)中性观点——不明确支持任何一方(UNCTAD，1999 Agosirt and Mayer，2000,t"6[Kumar and Prakash Pradhan，2002；王志鹏、李子奈，2004；方友林、冼国明，2008；程培埕、周应恒，2008。
虽然目前关于FDI资本效应研究已取得一定成果，但其主要集中于宏观层面，部分涉及到制造业层面，但均未涉及服务业层面。因此，在服务业已成为中国利用FDI新热点的形势下，对中国服务业FDI资本效应进行研究是评价FDI经济效率的基础，也是今后调整FDI政策取向的依据。对此，笔者首先构造FDI与东道国国内投资关系的经济学模型，采用时间序列和面板数据对中国服务业及其分行业进行实证检验，并考察进入壁垒的影响程度，以为中国调整FDI政策，利用服务业FDI促进产业和经济发展提供理论和实证依据。
二、中国服务业FDI资本效应实证分析
假定东道国某行业国内和国外投入都是资本品，或更具体地将国内投入品定义为全社会固定资产投资减去FDI，国外投入定义为FDI，同时考虑到国内储蓄是投资的重要来源，则可建立模型(1)式来检验FDI与东道国国内投资的关系。
(一)基于时间序列数据分析
因我国自1997年才开始统计服务业分行业实际利用FDI金额，故只能选取1997-2008年时间序列数据进行分析。根据WTO分类，分析对象不包括公共管理和社会组织、国际组织两个分行业；另考虑到数据连续性和可获性，仅选取批发零售餐饮业、交通运输仓储通讯业、金融业、房地产业等分行业进行分析。
1 变量数据选择与处理
(1)国内投资Idit采用服务业及分行业全社会固定资产投资总额(亿元)减对应行业实际利用外商直接投资额(亿元)加以计算；因仅有2003～2007年全国分行业全社会固定资产投资总额，故考虑到服务业固定资产投资绝大部分都发生在城镇(查贵勇，2008)，故用1997-2008年城镇分行业全社会固定资产投资额替代全国分行业全社会固定资产总额来计算服务业总体及分行业固定资产投资额；
(2)FDI用服务业总体及分行业实际利用外商直接投资额(亿元)表示；
(3)SAVE用国内银行吸收存款年末余额(亿元)表示。
如无特别说明，1997～2007年数据均来自1998-2008年《中国统计年鉴》，2008年数据来自《2008年中国国民经济与社会发展统计公报》。
2 变量相关性检验 为初步确定中国服务业FDI的资本效应，特对服务业国内投资、FDI和国内储蓄进行相关性分析，相关系数见表1。
表1显示，在金融保险业，中国国内投资和FDI相关系数极低，表明FDI基本不具有显著资本效应；批发零售餐饮业中，FDI对国内投资具有较弱的挤出效应；服务业总体、交运仓储通讯、房地产业则具有较强的挤入效应。
3 变量的平稳性分析 为避免由于变量的不稳定而导致“伪回归”，特对变量进行ADF单位根检验。
(1)因储蓄并未划分行业而采用国内银行吸收存款年末余额泛指分行业的储蓄，故对储蓄变量进行单独的ADF单位根检验(表2)。
(2)对服务业总体及其分行业国内投资和FDI进行平稳性检验(表3)。
表3显示，Lnld、LnFDI和LnSAVE分别为I(1)阶和I(2)阶平稳序列。
4 变量协整检验 因各行业Lnld、LnFDl分别为I(1)阶和I(2)阶平稳序列，故须保证其间存在协整关系才可进行最小二乘法回归，因此需检验其协整关系(表4)。
表4显示，各行业Lnld和LnFDI间均仅存在唯一的协整关系，故可将变量代入模型(1)式进行最小二乘法回归。
5 模型回归结果及理论解释 为验证相关性检验的结论，将所选取变量带入模型(1)式进行计量回归，并逐步删除未通过显著水平检测的回归系数，得最终回归结果(2)～(6)式：
回归结果(2)～(6)基本验证相关性检验的正确性：
(1)除金融保险业外，国内储蓄作为国内投资的重要来源，对国内投资起到主导促进作用，即该变量前的回归系数大于零，且均通过1％显著水平检验。
(2)服务业总体FDI对国内投资具有显著挤入效应：1)中国资本市场长期处于相对封闭状态，服务业并购方式的FDI进入还很少，尚不足以通过金融市场对国内投资产生挤出效应；2)改革开放以来，特别是入世前后，中国服务业加速对内开放，服务业民间投资非常活