李 薇，彭 麗

（北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100124）

0 引言

一國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)增長(zhǎng)依賴于全要素生產(chǎn)率（TFP）的提升，全要素生產(chǎn)率的提升又源自技術(shù)進(jìn)步。在開放的經(jīng)濟(jì)條件下，獲取國(guó)外研發(fā)產(chǎn)生的技術(shù)溢出是實(shí)現(xiàn)一國(guó)技術(shù)進(jìn)步的有效途徑，而對(duì)外直接投資（OFDI）是國(guó)際技術(shù)溢出的重要渠道之一。在我國(guó)對(duì)外直接投資迅猛發(fā)展以及全球經(jīng)濟(jì)向服務(wù)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變的背景下，我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI無(wú)論是在流量上還是在存量上，都呈現(xiàn)逐年上升趨勢(shì)。服務(wù)業(yè)快速增長(zhǎng)的OFDI能否獲得國(guó)際技術(shù)溢出，能否驅(qū)動(dòng)行業(yè)自身TFP的增長(zhǎng)，這一問(wèn)題的深入探究對(duì)優(yōu)化服務(wù)業(yè)發(fā)展體制具有重要意義。

回顧國(guó)內(nèi)外已有研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)多立足于全國(guó)層面，分析OFDI對(duì)母國(guó)整體TFP的作用效果。一方面，部分學(xué)者認(rèn)為OFDI對(duì)母國(guó)TFP有顯著的促進(jìn)作用[1-3]]。另一方面，部分學(xué)者認(rèn)為OFDI對(duì)TFP的促進(jìn)效果并不顯著[4,5]?；贠FDI對(duì)母國(guó)TFP影響的差異性，學(xué)者們嘗試從母國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融發(fā)展規(guī)模、人力資本、研發(fā)投入等多方面作出解釋，在這眾多因素中，人力資本被認(rèn)為是影響母國(guó)吸收能力的決定性因素之一。李梅（2010）[6]、羅麗英等（2015）[7]均實(shí)證檢驗(yàn)了較高的人力資本對(duì)OFDI生產(chǎn)率效應(yīng)的顯著促進(jìn)作用。

綜合已有研究，本文嘗試從以下三方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展：第一，立足于行業(yè)層面，專門考察服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)其行業(yè)自身TFP的影響，并分析不同人力資本水平下OFDI生產(chǎn)率效應(yīng)的差異性；第二，將環(huán)境污染導(dǎo)致的非期望產(chǎn)出納入服務(wù)業(yè)TFP的測(cè)算框架，運(yùn)用SBM方向性距離函數(shù)及GML指數(shù)測(cè)算服務(wù)業(yè)TFP，更好地反映其真實(shí)水平；第三，利用熵值法構(gòu)建人力資本綜合指數(shù)，彌補(bǔ)目前單一人力資本測(cè)度方法的缺陷，較全面地衡量我國(guó)服務(wù)業(yè)人力資本水平。

1 模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)處理

1.1 模型構(gòu)建

Coe和Helpman（1995）最早運(yùn)用國(guó)際技術(shù)溢出模型進(jìn)行實(shí)證研究，Lichtenberg和Potterie（2001）在其基礎(chǔ)上進(jìn)一步將OFDI作為傳導(dǎo)國(guó)外R&D溢出的路徑，借鑒這一思路，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

式（1）中，t和i分別表示年份及行業(yè)，TFPit表示各行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，ofdiit、fdiit、rdit、struit、finit和hciit分別表示各行業(yè)的對(duì)外直接投資強(qiáng)度、外商直接投資強(qiáng)度、研發(fā)投入強(qiáng)度、服務(wù)行業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展程度和人力資本，ηi和μt為行業(yè)固定效應(yīng)及時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

Benhabib和Spiegel（1994）[8]認(rèn)為，人力資本可以通過(guò)吸收國(guó)外技術(shù)溢出間接促進(jìn)母國(guó)技術(shù)進(jìn)步?；诖?，本文借鑒Hansen（1999）的面板門檻模型，進(jìn)一步分析不同的行業(yè)人力資本如何影響服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)，將基準(zhǔn)模型（1）擴(kuò)展為如下形式：

式（2）中，CONTit為控制變量組，包括外商直接投資強(qiáng)度、研發(fā)投入強(qiáng)度、人力資本、金融發(fā)展程度和服務(wù)行業(yè)結(jié)構(gòu)，人力資本同時(shí)作為門檻變量，I(·)為示性函數(shù)，λ1，λ2，...，λn為門檻值。

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文樣本期確定為2005—2015年，服務(wù)業(yè)分類采用2002年版《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》中的13個(gè)細(xì)分行業(yè)①13個(gè)樣本行業(yè)包括：金融業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，教育，文化、體育和娛樂(lè)業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，衛(wèi)生和社會(huì)工作，居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)。，其中剔除了數(shù)據(jù)缺失的“國(guó)際組織”及“公共管理和社會(huì)組織”這兩個(gè)行業(yè)，下面給出各變量的測(cè)度方法及數(shù)據(jù)處理。

1.2.1全要素生產(chǎn)率（TFP）

（1）服務(wù)業(yè)TFP的測(cè)度

為全面考慮資源環(huán)境約束，綜合運(yùn)用SBM方向性距離函數(shù)及GML指數(shù)測(cè)度我國(guó)服務(wù)業(yè)分行業(yè)的TFP。

首先，借鑒Oh（2010）的方法構(gòu)建一個(gè)全域生產(chǎn)可行性集，假設(shè)服務(wù)業(yè)每個(gè)行業(yè)都使用M種要素投入x=(x1，，得到 N 種期望產(chǎn)出以及I種非期望產(chǎn)出z=(z1， z2，...，zi) ∈ R+I，運(yùn)用DEA方法將全域生產(chǎn)可行性集合表示為：

式中，t(t=1，...，T)和 k(k=1，...，K)分別代表時(shí)期和服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)，為橫截面觀察值的權(quán)重。

其次，定義綜合考慮環(huán)境資源下的全域SBM方向性距離函數(shù)如下：

最后，構(gòu)建GML指數(shù)來(lái)測(cè)算考慮資源環(huán)境約束的我國(guó)服務(wù)業(yè)碳生產(chǎn)率，其具體表達(dá)形式如下：

式中，GMLtt+1指數(shù)大于1、小于1和等于1分別表示行業(yè)碳生產(chǎn)率增長(zhǎng)、下降和不變。

（2）各指標(biāo)數(shù)據(jù)處理

本文選取服務(wù)業(yè)分行業(yè)的勞動(dòng)投入、資本投入和能源投入作為TFP測(cè)算的投入指標(biāo)。具體地，勞動(dòng)投入采用各行業(yè)年末從業(yè)人數(shù)來(lái)衡量；資本投入用永續(xù)盤存法估算的資本存量來(lái)衡量，其中資本折舊率取5%；能源投入采用各行業(yè)的能源消耗總量（換算為標(biāo)準(zhǔn)煤）來(lái)衡量。選取服務(wù)業(yè)分行業(yè)的增加值作為TFP測(cè)算的期望產(chǎn)出指標(biāo)，選取主要溫室氣體二氧化碳（CO2）的排放作為行業(yè)的非期望產(chǎn)出②具體測(cè)算方法以World Resources Institute（2013）出版的《能源消耗引起的溫室氣體排放計(jì)算工具指南（2.1版）》為指導(dǎo)。。以上各原始數(shù)據(jù)主要取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2.2 其他變量的測(cè)度

對(duì)外直接投資強(qiáng)度（ofdi）。采用服務(wù)行業(yè)各年OFDI流量占行業(yè)增加值的比重來(lái)表示。

人力資本（hci）。本文參考Salike（2016）[9]的做法，選取服務(wù)業(yè)人力資本稟賦率（受過(guò)高等教育的從業(yè)人數(shù)/總從業(yè)人數(shù)）、人力資本利用率（研發(fā)人員數(shù)/總從業(yè)人數(shù)）、人力資本增長(zhǎng)率（新增從業(yè)人數(shù)/總從業(yè)人數(shù)）、人力資本生產(chǎn)率（行業(yè)增加值/總從業(yè)人數(shù)）這四個(gè)較具代表性的人力資本指標(biāo)，利用熵值法構(gòu)建人力資本綜合指數(shù)。各指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

本文其他控制變量，研發(fā)投入強(qiáng)度（rd）用R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占相應(yīng)行業(yè)增加值的比重衡量；外商直接投資強(qiáng)度（fdi）用行業(yè)利用外資流量占行業(yè)增加值的比重衡量；金融發(fā)展程度（fin）按各行業(yè)國(guó)內(nèi)貸款占行業(yè)固定資產(chǎn)投資資金來(lái)源的比重衡量；服務(wù)行業(yè)結(jié)構(gòu)（stru）按分行業(yè)增加值占GDP的比重表示。

2 實(shí)證分析

2.1 服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)與行業(yè)差異

2.1.1 內(nèi)生性問(wèn)題檢驗(yàn)及廣義矩估計(jì)

本文首先檢驗(yàn)服務(wù)業(yè)總體OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)，在研究中，考慮到服務(wù)業(yè)OFDI與TFP之間可能存在一種雙向因果關(guān)系，一方面，服務(wù)業(yè)在OFDI活動(dòng)中通過(guò)人員流動(dòng)、模仿學(xué)習(xí)等機(jī)制獲取國(guó)外技術(shù)從而影響自身生產(chǎn)率；另一方面，生產(chǎn)率較高的行業(yè)從事OFDI活動(dòng)的可能性更大。服務(wù)業(yè)FDI和TFP之間也會(huì)存在類似情況，這種互為因果的現(xiàn)象可能會(huì)導(dǎo)致模型出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題。

鑒于此，本文借助STATA軟件，利用Davidson-Mackinnon（1993）提出的方法對(duì)前文模型（1）進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，計(jì)算得到的D-M統(tǒng)計(jì)量值為0.0303，顯著拒絕模型不存在內(nèi)生性問(wèn)題的原假設(shè)。為克服內(nèi)生性偏誤，選取廣義矩估計(jì)（GMM）方法對(duì)模型（1）進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)取模型中l(wèi)nfdi和lnofdi的一期與二期滯后項(xiàng)作為工具變量，最后用Sargan統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖谶^(guò)度識(shí)別問(wèn)題。

2.1.2 服務(wù)業(yè)總體OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)分析

為便于比較，表1同時(shí)給出模型（1）的最小二乘估計(jì)（OLS）和廣義矩估計(jì)（GMM）。

表1 服務(wù)業(yè)總體樣本的OLS和GMM估計(jì)

從表1可以看到，lnofdi的系數(shù)在控制了內(nèi)生性偏誤后顯著為負(fù)，這一方面可能是由于目前我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI的投資動(dòng)機(jī)主要為市場(chǎng)尋求而非技術(shù)尋求，另一方面可能是現(xiàn)階段我國(guó)服務(wù)業(yè)OFDI的主體為批發(fā)和零售等中低技術(shù)行業(yè)，能夠獲取的國(guó)外先進(jìn)技術(shù)溢出較為有限。此外，兩種估計(jì)結(jié)果均顯示服務(wù)業(yè)的外商直接投資強(qiáng)度和研發(fā)投入強(qiáng)度都對(duì)行業(yè)TFP產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，這說(shuō)明研發(fā)創(chuàng)新仍然是促進(jìn)行業(yè)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?，在積極吸收國(guó)外技術(shù)溢出的同時(shí)，需兼顧好行業(yè)的自主創(chuàng)新能力。同時(shí)，金融發(fā)展程度并沒(méi)有對(duì)行業(yè)TFP產(chǎn)生顯著影響，服務(wù)行業(yè)比例的提高也沒(méi)有對(duì)自身TFP產(chǎn)生積極促進(jìn)作用，這可能是因?yàn)槟壳拔覈?guó)的高技術(shù)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)還處于初級(jí)發(fā)展階段，服務(wù)業(yè)仍以傳統(tǒng)低端行業(yè)為主體。

值得注意的是，兩種估計(jì)方法均顯示服務(wù)業(yè)的人力資本對(duì)行業(yè)TFP并不產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，可能的原因在于服務(wù)業(yè)的人力資本存在較大的行業(yè)異質(zhì)性，用熵值法構(gòu)建的人力資本綜合指數(shù)反映的是行業(yè)整體的平均人力資本水平，而能夠帶來(lái)生產(chǎn)率提升的更傾向于是高技術(shù)人力資本組成部分。

2.1.3 服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)的行業(yè)差異

考慮到服務(wù)業(yè)較大的行業(yè)異質(zhì)性，進(jìn)一步將服務(wù)業(yè)分為生產(chǎn)性和生活性兩大類，分類方法借鑒王恕立（2012）的做法，具體分析不同類型行業(yè)OFDI對(duì)TFP影響的差異。利用分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)對(duì)模型（1）進(jìn)行GMM估計(jì)，回歸結(jié)果見(jiàn)表2。

從表2可以看到，服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)自身TFP的影響存在顯著的行業(yè)差異性，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的對(duì)外直接投資能夠有效促進(jìn)行業(yè)TFP的增長(zhǎng)，生活性服務(wù)業(yè)則不然。這可能是行業(yè)間的不平衡發(fā)展形成的不同吸收能力導(dǎo)致的，人力資本作為影響吸收能力的主要因素之一，是本文重點(diǎn)考察的變量，下面將利用前文模型（2）具體分析人力資本對(duì)服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)的影響。

表2 服務(wù)業(yè)分行業(yè)的GMM估計(jì)結(jié)果

2.2 服務(wù)業(yè)OFDI生產(chǎn)率效應(yīng)的人力資本門檻特征

2.2.1 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)Hansen（1999）的面板門檻回歸理論，借助STATA軟件，首先對(duì)前文模型（2）進(jìn)行門檻條件檢驗(yàn)，確定門檻個(gè)數(shù)，分析結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 門檻條件檢驗(yàn)

從表3可以看到，雙門檻效應(yīng)在5%的水平下顯著，且三重門檻不能有效拒絕雙門檻的原假設(shè)，由此可知，人力資本對(duì)服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率溢出存在雙門檻效應(yīng)，故而本文基于雙重門檻模型展開研究。

在雙門檻效應(yīng)確定以后，進(jìn)一步估計(jì)并檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械膬蓚€(gè)門檻值。Hansen給出的門檻值確定的基本思想是，所求的真實(shí)門檻值λ~應(yīng)為模型殘差平方和最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的值。在得到門檻值后，對(duì)門檻效應(yīng)的顯著性和門檻估計(jì)值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

表4 門檻值估計(jì)結(jié)果與置信區(qū)間（hci）

表4給出了兩個(gè)門檻值的估計(jì)結(jié)果與對(duì)應(yīng)的95%置信區(qū)間，兩個(gè)門檻估計(jì)值分別為0.1672和0.302。此外，下頁(yè)圖1和圖2給出門檻參數(shù)和似然比值的關(guān)系圖，可以看到，人力資本的兩個(gè)門檻值對(duì)應(yīng)的LR值遠(yuǎn)小于其在5%顯著性水平下的臨界值（7.35），表明門檻估計(jì)值是真實(shí)有效的。

2.2.2 門檻回歸結(jié)果分析

由于式（2）給出的模型是在式（1）的基礎(chǔ)上進(jìn)行的門檻回歸，類似的內(nèi)生性問(wèn)題可能仍然存在，因此依然利用GMM方法對(duì)模型（2）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，選取lnfdi和lnofdi的1期與2期滯后項(xiàng)作為工具變量。

圖1 人力資本的第一個(gè)門檻估計(jì)值

圖2 人力資本的第二個(gè)門檻估計(jì)值

表5給出面板門檻模型（2）的GMM估計(jì)結(jié)果，從表5可知，當(dāng)行業(yè)人力資本處于第一個(gè)門檻值（0.1672）和第二個(gè)門檻值（0.302）之間時(shí)，服務(wù)業(yè)OFDI顯著促進(jìn)行業(yè)自身的TFP增長(zhǎng)；相反，當(dāng)行業(yè)人力資本低于第一個(gè)門檻值或超過(guò)第二個(gè)門檻值時(shí)，服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)其TFP產(chǎn)生顯著負(fù)效應(yīng)。這說(shuō)明在較低的人力資本水平下，OFDI無(wú)法顯著促進(jìn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，這可能是由于低水平的人力資本不能對(duì)OFDI帶來(lái)的先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行很好的吸收與運(yùn)用，與此同時(shí)，OFDI本身會(huì)對(duì)行業(yè)的研發(fā)資金產(chǎn)生一定的擠占，不利于行業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新，以至于行業(yè)人力資本水平較低時(shí)，OFDI對(duì)行業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負(fù)效應(yīng)。而當(dāng)行業(yè)人力資本跨過(guò)第一個(gè)門檻值時(shí)，它能較好地發(fā)揮自身對(duì)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的吸收與轉(zhuǎn)化作用，從而使行業(yè)OFDI對(duì)TFP的正效應(yīng)得以釋放。

表5 面板門檻模型的GMM估計(jì)結(jié)果

需要明確的是，較高的人力資本并沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有的強(qiáng)勁吸收能力，當(dāng)人力資本跨過(guò)第二個(gè)門檻值時(shí)，服務(wù)業(yè)OFDI阻礙TFP的增長(zhǎng)。一方面，可能是因?yàn)閾碛休^高人力資本的企業(yè)在用人方面缺乏相應(yīng)的激勵(lì)措施，從業(yè)者缺乏工作積極性，以至于人力資本在服務(wù)業(yè)利用OFDI獲取技術(shù)溢出的過(guò)程中沒(méi)有起到充分的促進(jìn)作用。另一方面，人力資本配置錯(cuò)位、專業(yè)與崗位不匹配等也會(huì)導(dǎo)致高水平人力資本無(wú)法促進(jìn)OFDI產(chǎn)生積極生產(chǎn)率溢出。

3 結(jié)論與啟示

本文利用我國(guó)服務(wù)業(yè)13個(gè)行業(yè)2005-2015年的面板數(shù)據(jù)，考察服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)；同時(shí)，構(gòu)建面板門檻模型，分析服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)自身TFP的影響在不同人力資本水平下的差異性。得到結(jié)論如下：（1）目前我國(guó)服務(wù)業(yè)總體OFDI尚不能對(duì)自身TFP增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率效應(yīng)存在顯著的行業(yè)異質(zhì)性，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)外直接投資的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)明顯，生活性服務(wù)業(yè)則不然。（2）服務(wù)業(yè)OFDI對(duì)行業(yè)自身TFP的影響存在顯著的來(lái)自于人力資本的雙門檻特征，當(dāng)人力資本低于第一個(gè)門檻值或超過(guò)第二個(gè)門檻值時(shí)，OFDI對(duì)服務(wù)業(yè)TFP產(chǎn)生顯著的負(fù)影響；只有當(dāng)人力資本介于兩個(gè)門檻值之間時(shí)，服務(wù)業(yè)OFDI才會(huì)對(duì)TFP的增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用。

基于本文的研究結(jié)果，得到以下政策啟示：

第一，盡管現(xiàn)階段我國(guó)服務(wù)業(yè)總體OFDI還沒(méi)有對(duì)行業(yè)TFP產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，但仍然應(yīng)引導(dǎo)服務(wù)企業(yè)積極開展對(duì)外直接投資活動(dòng)，尤其是擴(kuò)大技術(shù)尋求型OFDI規(guī)模，充分挖掘并釋放“走出去”對(duì)服務(wù)業(yè)TFP提升的推動(dòng)作用。

第二，針對(duì)服務(wù)行業(yè)的不均衡發(fā)展，應(yīng)采取差異化政策措施。對(duì)于當(dāng)前能夠通過(guò)OFDI取得積極生產(chǎn)率溢出的行業(yè)，繼續(xù)擴(kuò)大投資規(guī)模；對(duì)于暫時(shí)未能獲得OFDI生產(chǎn)率溢出的行業(yè)，應(yīng)加大吸收能力的培養(yǎng)力度，使其達(dá)到“門檻”之上，從而促使OFDI對(duì)行業(yè)TFP正效應(yīng)的產(chǎn)生。

第三，鑒于人力資本對(duì)服務(wù)業(yè)OFDI的生產(chǎn)率溢出存在顯著的門檻特征，應(yīng)增加教育投入，提升行業(yè)整體的人力資本水平；應(yīng)積極改善人力資本的低配與錯(cuò)位現(xiàn)象，兼顧行業(yè)的異質(zhì)性需求，有針對(duì)性的引入專業(yè)型人才，充分發(fā)揮人力資本的吸收能力。