李丹

中圖分類號(hào)：F740? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文基于我國(guó)30個(gè)省份（西藏除外）2005-2014年的省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析法，選用固定效應(yīng)模型分析雙向直接投資對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響。結(jié)果顯示，外商直接投資初期不顯著，但引入外商直接投資與人力資本的交互項(xiàng)后，影響系數(shù)顯著為正;對(duì)外直接投資的影響系數(shù)顯著為正。通過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，雙向直接投資對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響具有區(qū)域差異性特征，東部地區(qū)需繼續(xù)發(fā)揮吸引外商直接投資的優(yōu)勢(shì)，中部和西部地區(qū)則要依靠對(duì)外直接投資促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)。此外，城市化水平、市場(chǎng)化指數(shù)、產(chǎn)權(quán)保護(hù)、人力資本以及國(guó)內(nèi)研發(fā)水平也對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)有著顯著促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：雙向直接投資? ?外商直接投資? ?對(duì)外直接投資? ?生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)

引言

改革開放以來(lái)，我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展迅速，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的影響尤為顯著，因此研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)優(yōu)化升級(jí)問題成為國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。目前部分學(xué)者從國(guó)家和城市規(guī)模的角度分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)優(yōu)化升級(jí)的影響因素，如張浩然（2015）研究表明，城市規(guī)模的大小決定了不同等級(jí)城市適合發(fā)展不同層次的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。席強(qiáng)敏（2015）研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)應(yīng)該根據(jù)城市規(guī)模大小選擇合適的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)模式。Behrens（2014）和Combes（2012）研究認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的大城市更適合人才集聚和高效發(fā)展的企業(yè)，因此生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在大城市更有利于自身升級(jí)。賀輝（2015）研究表明，中國(guó)城市規(guī)模與城市建設(shè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚具有顯著的正向作用，但是空間效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)其直接效應(yīng)顯著而間接效應(yīng)不明顯。也有學(xué)者從需求的角度分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，樊文靜（2015）研究表明，針對(duì)于以加工貿(mào)易為主的間接效應(yīng)方面，出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展是負(fù)向影響。肖文（2011）研究發(fā)現(xiàn)，以制造業(yè)為主的需求規(guī)模與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展是負(fù)相關(guān)，并且需求結(jié)構(gòu)影響了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的加速發(fā)展，“引進(jìn)來(lái)、走出去”戰(zhàn)略愈發(fā)占據(jù)主導(dǎo)地位，因此可以從雙向直接投資角度出發(fā)分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的升級(jí)問題。在雙向直接投資方面，關(guān)于二者協(xié)調(diào)發(fā)展的文獻(xiàn)最初由Lichtenberg F and Van Pottelsbergh（2001）提出，他們認(rèn)為在C-H模型的基礎(chǔ)上引進(jìn)外商直接投資和對(duì)外直接投資均能產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)。目前國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于這方面的研究主要有：田素華（2017）研究發(fā)現(xiàn)，收入較高的國(guó)家，其FDI和OFDI的互動(dòng)發(fā)展更具有可持續(xù)性;收入較低的國(guó)家FDI的引入規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)OFDI。冷艷麗（2017）認(rèn)為，F(xiàn)DI和OFDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是顯著為正的，但是存在地區(qū)差異。馬霞（2015）研究表明，中國(guó)在雙向直接投資發(fā)展過(guò)程中，對(duì)于較高收入的發(fā)展中國(guó)家仍需加大FDI的引入;對(duì)于其它發(fā)展中國(guó)家而言，中國(guó)的雙向直接投資發(fā)展勢(shì)頭位于前列，但仍需優(yōu)化結(jié)構(gòu)。李宏兵（2016）研究表明，服務(wù)業(yè)雙向投資整體提升了企業(yè)的創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)能力且呈現(xiàn)倒U型的分布特征。陳巖（2011）認(rèn)為，雙向直接投資相結(jié)合能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的發(fā)展。馬相東（2014）研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI與OFDI的協(xié)調(diào)發(fā)展有利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。

關(guān)于外商直接投資能否帶來(lái)正向技術(shù)溢出，學(xué)術(shù)界觀點(diǎn)不一。部分學(xué)者認(rèn)為外商直接投資能夠帶來(lái)積極的技術(shù)溢出效果，如徐宏毅（2016）研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)各行業(yè)內(nèi)具有正的水平溢出效應(yīng)和負(fù)的垂直溢出效應(yīng)。David T. Coe and Elhanan Helpman（1995）研究發(fā)現(xiàn)，在美國(guó)、日本等OECD國(guó)家通過(guò)國(guó)際貿(mào)易吸收的外國(guó)技術(shù)能夠促進(jìn)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增加。Keller（2002）研究表明，發(fā)展中國(guó)家通過(guò)進(jìn)口發(fā)達(dá)國(guó)家的半成品進(jìn)行再加工的過(guò)程中，可以獲得一定的技術(shù)擴(kuò)散。何興強(qiáng)（2014）研究發(fā)現(xiàn)，在良好的中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和人力資本前提下，外商直接投資帶來(lái)的技術(shù)溢出較顯著。Girma（2005）研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國(guó)家的人力資本達(dá)到一定門檻水平可以促進(jìn)FDI技術(shù)溢出的發(fā)展。但也有部分學(xué)者持反對(duì)態(tài)度，如馬林（2008）研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對(duì)中國(guó)是顯著的負(fù)向技術(shù)溢出，其中海外華資和合資企業(yè)負(fù)向溢出最大。劉洪鐘（2012）研究表明，外商直接投資對(duì)中國(guó)存在負(fù)向技術(shù)溢出，特別是外資企業(yè)的出口導(dǎo)向性越強(qiáng)技術(shù)溢出效果就越差。劉和東（2012）認(rèn)為，外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)在中期顯著為負(fù)、長(zhǎng)期不顯著為正。范黎波（2011）研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資的技術(shù)溢出在水平效應(yīng)方面是負(fù)，在行業(yè)間垂直效應(yīng)方面不顯著。

隨著改革開放進(jìn)程的加快，越來(lái)越多的學(xué)者將注意力轉(zhuǎn)向?qū)ν庵苯油顿Y形成的逆向技術(shù)溢出對(duì)母國(guó)所起的作用。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為對(duì)外直接投資能夠帶來(lái)逆向技術(shù)溢出，促進(jìn)母國(guó)相關(guān)行業(yè)的進(jìn)步。例如：肖曉軍（2016）研究表明，對(duì)外直接投資對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有正向促進(jìn)作用，但是在對(duì)技術(shù)效率方面作用不顯著。陳俊聰（2015）研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資有利于促進(jìn)母國(guó)服務(wù)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，其中發(fā)達(dá)國(guó)家的促進(jìn)作用高于發(fā)展中國(guó)家。沙文兵（2014）研究發(fā)現(xiàn)，東道國(guó)創(chuàng)新水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，以及產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的完善，對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資形成的逆向技術(shù)溢出都是顯著正向作用。Driffield（2009）研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)對(duì)大陸地區(qū)的效率尋求型對(duì)外直接投資提升了中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)的生產(chǎn)率。也有學(xué)者認(rèn)為對(duì)外直接投資產(chǎn)生的影響存在區(qū)域和行業(yè)差異。例如：葉嬌（2016）研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，但是在不同地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)間存在差異化。李梅（2012）研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資形成的逆向技術(shù)溢出存在區(qū)域差異化的特征，東部地區(qū)大于中西部。部分學(xué)者還認(rèn)為對(duì)外直接投資帶來(lái)的逆向技術(shù)溢出效果薄弱，甚至不如外商直接投資。例如：梁文華（2017）研究發(fā)現(xiàn)，雖然對(duì)外直接投資帶來(lái)的逆向技術(shù)溢出對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步具有正向促進(jìn)作用，但其效果比較薄弱。仇怡（2012）研究表明，對(duì)外直接投資能夠?yàn)槟竾?guó)帶來(lái)逆向技術(shù)溢出，但溢出效果不如外商投資。

在目前學(xué)者取得的研究成果中可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多基于外商直接投資或?qū)ν庵苯油顿Y，鮮有從雙向直接投資的視角出發(fā)研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，這導(dǎo)致了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)升級(jí)方面的研究比較薄弱。雙向直接投資是否有利于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的升級(jí)？區(qū)域間發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的側(cè)重點(diǎn)是否有差異？本文將進(jìn)一步進(jìn)行專門研究，并試圖給出答案。

（二）變量描述及測(cè)度

1.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（Producer Services，簡(jiǎn)寫為Ps）。本文生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)選取交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)以及房地產(chǎn)業(yè)。在指標(biāo)測(cè)度方面，由于各省份具體的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺失，因此其生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值根據(jù)各省份統(tǒng)計(jì)年鑒中相應(yīng)指標(biāo)加總所得。本文采用的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值為真實(shí)值（以2005年為基期，GDP指數(shù)采用上一年=100），即。

2.外商直接投資和對(duì)外直接投資。本文的核心解釋變量選用雙向直接投資，即外商直接投資（Foreign Direct Investment，簡(jiǎn)寫為Fdi）和對(duì)外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，簡(jiǎn)寫為Ofdi）。其中，采用各省份每年實(shí)際吸收外商直接投資總額占當(dāng)年全國(guó)實(shí)際吸收外商直接投資總額的比重，即 表示各省份吸收外商直接投資的程度，數(shù)據(jù)來(lái)源于各省份統(tǒng)計(jì)年鑒;由于各省份每年對(duì)外直接投資的流量數(shù)據(jù)波動(dòng)較大，因此本文選取各省份的對(duì)外直接投資存量與實(shí)際GDP的比值即 表示各省份對(duì)外直接投資的發(fā)展程度，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。其中，i表示省份，t表示年份。

3.控制變量。本文中的控制變量主要包括城市化水平（City）、市場(chǎng)化指數(shù)（MI）、專利授權(quán)數(shù)（Patent）、人力資本（L）以及國(guó)內(nèi)研發(fā)水平（RD）。其中，城市化水平（City），主要采用各省份城鎮(zhèn)人口占年末總?cè)丝诘谋戎?制度因素方面選用市場(chǎng)化指數(shù)（MI），數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱的市場(chǎng)化指數(shù);產(chǎn)權(quán)保護(hù)方面，本文借鑒劉和東（2012）的衡量方法選用專利授權(quán)數(shù)（Patent），數(shù)據(jù)來(lái)源于《國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局統(tǒng)計(jì)年報(bào)》;人力資本（L），本文借鑒李宏兵（2016）衡量人力資本的方法，選用各省份大專以上學(xué)歷從業(yè)人員占年末從業(yè)人員的比重，數(shù)據(jù)來(lái)源于各省份統(tǒng)計(jì)年鑒;國(guó)內(nèi)研發(fā)水平（RD），由于各省份研發(fā)投入費(fèi)用具有較大的波動(dòng)性，因此本文選用各省份每年研發(fā)投入費(fèi)用占各省份當(dāng)年實(shí)際GDP的比重表示研發(fā)投入力度，數(shù)據(jù)來(lái)源于各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用我國(guó)30個(gè)省份（西藏除外）2005-2014年的省際面板數(shù)據(jù)對(duì)Model1與Model2進(jìn)行回歸。為避免出現(xiàn)偽回歸，本文將進(jìn)行LLC檢驗(yàn)，LLC檢驗(yàn)的原假設(shè)為變量含有單位根即模型中的變量不具備平穩(wěn)性，備擇假設(shè)為模型中的變量具備一定的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知，所有變量的P值均小于臨界值0.01，故在1%的水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，即認(rèn)為所有變量均具備平穩(wěn)性，回歸模型具有合理性。

2.全國(guó)層面實(shí)證分析。在證明所有變量具有平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用Stata計(jì)量軟件采用Hausman檢驗(yàn)方法選擇回歸模型。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)是個(gè)體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)即隨機(jī)效應(yīng)模型。回歸結(jié)果如表2所示。表2報(bào)告了基于全國(guó)樣本的回歸結(jié)果：第一，由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知，論文中Model1和Model2均拒絕原假設(shè)，故回歸模型均應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。第二，關(guān)于影響生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的核心解釋變量方面，F(xiàn)DI和OFDI對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響是不同的。首先，F(xiàn)DI對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響起初是不顯著的，但在引入FDI和人力資本的交互項(xiàng)后，顯著性水平和影響系數(shù)明顯得到提升。出現(xiàn)不顯著的原因主要是我國(guó)目前吸引的外商直接投資以外商獨(dú)資企業(yè)為主，一些技術(shù)含量較高的核心產(chǎn)業(yè)并未實(shí)現(xiàn)真正的轉(zhuǎn)移。但在引入交互項(xiàng)后FDI對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是顯著的促進(jìn)作用，且影響系數(shù)增加至0.136。此現(xiàn)象驗(yàn)證了傳統(tǒng)理論：在技術(shù)進(jìn)步中，人力資本往往與其他經(jīng)濟(jì)變量相結(jié)合對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生作用。因此在發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)過(guò)程中，既要加強(qiáng)吸引外商直接投資的質(zhì)量把控，也要注重提升人力資本增強(qiáng)技術(shù)吸收能力。其次，OFDI在Model1和Model2中均發(fā)揮了顯著的促進(jìn)作用，并且影響系數(shù)是遞增的。此現(xiàn)象表明，通過(guò)在國(guó)外設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)或開辦工廠，一方面可以接近國(guó)外技術(shù)聚集地產(chǎn)生技術(shù)吸收效應(yīng)，另一方面國(guó)內(nèi)外技術(shù)人員流動(dòng)形成的人力資本效應(yīng)，促進(jìn)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)。第三，在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展過(guò)程中，控制變量均與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。其中，市場(chǎng)化指數(shù)的影響系數(shù)最大，城市化水平次之。因此在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)優(yōu)化升級(jí)的過(guò)程中，不但要注重FDI和OFDI協(xié)同發(fā)展，也要關(guān)注控制變量的重要作用。

3.地區(qū)層面實(shí)證分析。由于區(qū)位環(huán)境、政策、人口分布、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的影響，各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平參差不齊。因此，為了更加詳實(shí)地分析各地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響因素，本文將全國(guó)30個(gè)省份（西藏除外）依據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)帶劃分標(biāo)準(zhǔn)分為東部、中部和西部地區(qū)（依據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)帶劃分標(biāo)準(zhǔn)，東部地區(qū)包括上海、北京、天津、河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南、重慶;中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）再次進(jìn)行回歸，表3報(bào)告了分地區(qū)回歸結(jié)果。

由回歸結(jié)果可以得出：

第一，在促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展過(guò)程中，外商直接投資和對(duì)外直接投資帶來(lái)的影響存在地區(qū)差異化。其中東部地區(qū)FDI帶來(lái)的影響更加顯著，而中部和西部地區(qū)OFDI能夠更顯著地促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。對(duì)于此現(xiàn)象的解釋包括：第一，東部地區(qū)在吸引FDI方面具有獨(dú)特的地理位置和政策優(yōu)勢(shì);第二，中西部地區(qū)OFDI的影響力度高于東部地區(qū)，可能是由于中西部地區(qū)的對(duì)外直接投資額體量較小，導(dǎo)致其OFDI水平的提高對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的邊際促進(jìn)效應(yīng)高于東部地區(qū)。在引入FDI和L交互項(xiàng)后，東部地區(qū)FDI的影響系數(shù)由0.0732增至0.184，說(shuō)明在吸引外商直接投資過(guò)程中要注重與人力資本相結(jié)合，繼續(xù)將其主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型為技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè);中部地區(qū)的影響系數(shù)依然顯著地高于西部地區(qū)，因此中部地區(qū)要抓住產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來(lái)的福利，而西部地區(qū)也要繼續(xù)把握國(guó)家政策紅利帶來(lái)的好處，積極促進(jìn)本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的升級(jí)。

第二，在控制變量方面，東部地區(qū)應(yīng)著重通過(guò)加大研發(fā)投入力度促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的升級(jí);中部地區(qū)要繼續(xù)發(fā)揮其廣闊的市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，通過(guò)提高市場(chǎng)化水平發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè);西部地區(qū)則要加大城市化水平、增強(qiáng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)。

綜上所述，各地區(qū)在發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)過(guò)程中應(yīng)注重地區(qū)差異。東部地區(qū)應(yīng)側(cè)重于通過(guò)FDI以及加大研發(fā)投入力度促進(jìn)本地區(qū)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展;中部地區(qū)應(yīng)從OFDI和提高市場(chǎng)化水平方面著手;西部地區(qū)則需要依靠OFDI、提升城市化水平以及加強(qiáng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果是否存在偶然性問題，本文進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文刪除東部、中部以及西部地區(qū)的極端數(shù)據(jù)，即北京、上海、廣東、海南、廣西、吉林、青海、寧夏、甘肅、新疆。運(yùn)用剩下20個(gè)省份（西藏除外）的面板數(shù)據(jù)對(duì)兩個(gè)模型再次進(jìn)行回歸（見表4），觀察其主要指標(biāo)回歸結(jié)果與原結(jié)果是否一致。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知：核心解釋變量中的FDI和OFDI對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響系數(shù)正負(fù)性與顯著性保持一致，控制變量的影響系數(shù)正負(fù)性與顯著性基本一致，故認(rèn)為回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

結(jié)論與啟示

本文以雙向直接投資視角研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的升級(jí)問題得到以下結(jié)論：第一，全國(guó)層面，F(xiàn)DI最初對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響不顯著，但加入FDI和L的交互項(xiàng)后，其影響系數(shù)大小和顯著性得到提高;OFDI對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的促進(jìn)作用均是顯著的。第二，地區(qū)層面，東部地區(qū)FDI、研發(fā)費(fèi)用投入的系數(shù)大小和顯著性較高;中部地區(qū)OFDI、市場(chǎng)化指數(shù)的促進(jìn)效果更好;西部地區(qū)OFDI、城市化水平以及專利授權(quán)數(shù)的影響系數(shù)更加顯著。

本文的研究結(jié)論具有現(xiàn)實(shí)參考價(jià)值。第一，注重雙向直接投資協(xié)調(diào)發(fā)展。利用FDI和OFDI的協(xié)調(diào)作用，形成技術(shù)擴(kuò)散和逆向技術(shù)溢出促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)。第二，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、優(yōu)化資源配置。通過(guò)技能培訓(xùn)提高勞動(dòng)者的平均熟練程度，通過(guò)市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制完善資源配置。第三，加強(qiáng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識(shí)，完善產(chǎn)權(quán)保護(hù)機(jī)制。制定合理有效的相關(guān)政策規(guī)范產(chǎn)權(quán)制度，積極解決有關(guān)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的訴訟。第四，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，注重地區(qū)差異。東部地區(qū)應(yīng)注重人力資本優(yōu)化配置，積極吸引高水準(zhǔn)的外資企業(yè)，通過(guò)技術(shù)外溢提高人力資本回報(bào)率等;中西部地區(qū)應(yīng)該繼續(xù)完成東部地區(qū)轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)。

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