承接服务业跨国转移的效应分析——理论与实证.docx

承接服务业跨国转移的效应分析理论与实证陈景华内容提要 服务业跨国转移掀起了新一轮国际产业转移的浪潮 ,服务业外商直接投资和外包成为跨国转移的主要方式 。本文运用理论和实证相结合的方法 ,对服务业跨国转移对承接国所产生的效应进行 研究 。理论上 ,通过对修正的柯布 道格拉斯生产函数逐步分解 ,得出承接服务业跨国转移能够为承接国带来技术效应 、优化效应 、资本效应和就业效应等 。实证上 ,通过协整检验和格兰杰因果关系检验 ,证 明通过承接服务业的跨国转移 ,能够对承接国的发展带来正面的经济效应 。关 键 词 服务业 国际产业转移 外商直接投资 经济效应作者单位 山东财政学院经济学院中图分类号 : F 719文献标识码 : A 文章编号 : 1007 26964 2010 01 2090417 20261 4 一 、引言著 。 Egge r ( 2001 ) 发现 ,服务业的国际转移对低技术工人的生产力水平在一个短期内会产生消极的影响上 , 但长期内影响是积极的 。对服务业跨国转移就业效应 的研究也主要集中在对母国就业的影响上 ,而对承接国服务业跨国转移是制造业全球化的自然延伸 ,也是推动服务企业全球化的重要力量 。按照业务形式划分 ,服务业国际转移的方式基本上有 3 种 : 离岸第三方外 5 影响的研究几乎没有 。 Schu ltze ( 2004 ) 通过一些间接的证据 ,证明服务业离岸外移对失业的影响是非常小 的 。Am iti和 W e i ( 2004 )利用美国的数据 ,对服务业跨 国转移对就业的影响进行了严格的分析 。当使用高度分散的数据进行实证检验时 ,证明服务业跨国转移对就 业的消极影响很小 。在服务业对外开放对一国经济福利影响的问题上 , 更多的研究趋向于积极作用 。 Jone s 和 R uane ( 1990 ) 6 强调对外开放有利于产业的技术进 步 ,并在这些服务业内部创造更多的贸易和就业机会 ; 同时他们还发现 ,当对服务业生产所使用的生产要素实 施自由化时 ,如对服务部门内所需的人才 、资本取消限制性壁垒后 ,其产生的福利增加效应将大于单纯对服务 类产品实施贸易自由化所产生的福利增加效应 。国内主要关注服务业跨国转移 对 承接 国 的 影 响 。 1 包 、离岸俘获外包和服务业对外投资 。 第一种方式转移的载体是服务贸易 ,而第二种和第三种方式转移的载 体是投资 。由于服务业的生产流程前后关联性较大且多数环节属于无形 ,所以服务业国际转移主要以对外直 接投资或 兼 并 整 合 东 道 国 企 业 的 形 式 为 主 。 2004 年世界投资报 告 指 出 , 外 国 直接 投 资 已 转 向 服 务 业 。 中国也日益成为发达国家转移服务业最主要的发展中国家之一 。2006 年在其他领域实际利用外资为负增长的情况下 ,中国服务业吸引外资增长率达到了 14. 6 %。 在全球 FD I转向服务业的背景下 ,研究承接服务业跨国 转移的经济效应 ,积极抓住服务业国际产业转移的契机 , 推动我国服务业的发展具有重要的理论和指导意义 。目前 ,国内外关于服务业跨国转移的研究相对制造 业而言还相对较少 。国外主要对服务业跨国转移的母国经济效应进行研究 。Am iti和 W e i ( 2004 ) 2 利用美国 所有制造业的数据分析证明 ,服务业跨国转移与劳动生产率之间有很强的相关性 ,而制造业外移对劳动生产率的影响微乎其 微 。 Go rg 和 H an ley ( 2003 ) 3 对 爱 尔 兰1990 1995 年间的数据进行研究分析 , 他们发现服务 业外移对电子行业的生产力会产生积极的影响 ;同时也发现同时期有形产品的离岸外移对生产力的影响不显76世界经济研究 2010 年第 1 期 7 庄丽娟和贺梅英 ( 2005 )用协整的方法分析了中国服务业利用外资与经济增长的关系 ,并分析了其作用机理 8 和传导因素的影响力 。陈湛匀 ( 2007 ) 通过对柯布 道格拉斯生产函数的分解 ,从理论上分析了服务产业转 移发生作用的途径 。杨春妮 2007 ) 9 通过实证分析的方式研究了服务业对外直接投资对我国经济所产生的资本 效应 、产业结构升级效应和人力资本积累效应 。总之 ,通过对国内外文献的研究 ,可以得出这样的承接服务业跨国转移的效应分析结论 :服务业国际转移对发达转移国的消极影响是很小的 ,相反 ,能够带来生产力的提高和经济利益的增加 ; 而 对服务业国际转移的承接国 ,能够通过不同的途径促进其经济的发展 。本文以中国为研究对象 ,分析以服务业国际直接投资为主要载体的服务业国际转移的承接国 经济效应 ,主要包括技术效应 、产业结构优化效应 、资本效应以及就业效应等 。接导致的额外费用会越高 。同时 ,产业转移的成本也会随技术水平变化幅度的增大而增加 。因为引进产业的 技术含量越高 ,那么引进的费用会越大 ,承接国政府给予的优惠政策也会越多 ,如果该产业确实能成功承接的话 ,虽然会促进本国产业的升级 ,但是对当地同业产生 的挤出效应也会相应增加 。所以 ,服务业国际转移的成本函数可定义为 C = C ( t, N ) 。根据上面的分析 ,决定产业转移效应的只有 t、N 两 个变量 。我们可以将服务业国际产业转移引起的效应函数变形为 :二 、理论分析 U = A ( t, N ) K1 (N ) L1 (N ) - A ( T0 ) K0 L0 - C ( t, N ) ( 2 )为了解服务业国际产业转移的效应来源 ,我们还需 对效应函数的内部结构进行分析 :以柯布 道格拉斯生产函数 ( C2D )为基础 ,可构造 8 分析产 业 转 移 效 应 的 模 型。 C2D 函 数 的 表 达 式 为 Y = A K L , A 表示的是技术系数 , K为一国的资本投入 ,L 为一国的劳动投入 。A 的决定因素对一国产出的影响 都直接或间接地通过资本技术水平来体现 , 可以把 A 当作资本平均技术水平 T的函数 , 记做 A = A ( T ) 。所以= A ( t, N ) K (N ) L (N )- A ( T K L - C ( t, N )0 )U110 0 = d (A K L )- C ( t, N ) 对 d (A K L )求全微分 - 1 - 1= K L dA + AKL dK + ALK dL - C ( t, N ) - 1 = K L dA - C ( t, N ) / 3 + AKL dK 赋予新含义的生产函数表示为 Y = A ( T ) K L 。根据新的 C2D 函数 , 对服务业跨国转移的经济效 应进行推导 ,本文主要以服务业跨国转移的承接国为研究对象 。在进行分析之前 , 首先对模型做一些假设 : 服务业的跨国转移能带来承接国资本的增加 ,即 K1 K0 ; 承接国的劳动力会随着承接服务业的规模扩大而增加 , 即 L1 L0 。因为产业转移对于一国效应的影响最终要 体现在产出上 , 所以根据新的 C2D 函数以及承接国产出的变化 ,可以初步构造一个产业转移效应函数 :- 1 - C ( t, N ) / 3 + ALK dL - C ( t, N ) / 3 ( )= U + U + U31 2 3( 1 )如果服务业的跨国转移没有带来承接国资本投入和劳动力投入的增加 ,而只导致生产技术系数 A 的 变动 ,这部分效应可称作“技术效应 ”或“优化效应 ”,即U 。一方面 ,承接国所接受的转移产业总是比国内同行1业的技术水平要高 ,在有效转移的条件下会促进国内同行业技术水平的增加 ,带来产业层次的提升 。特别是一 些生产型服务业 ,还会推动本国制造业的发展 ,最终起 到促进产业升级和优化 。因此这部分效应也可称作“优化效应 ”。另一方面 ,服务业的核心竞争力是以管理 、技 术为依托的优质的服务 ,随着服务业的跨国转移 ,转移产业的技术 、知识密集度会迅速增加 ,能够极大地推动 承接国同行业的技术水平 。同时 ,服务业的技术外溢效应相当大 ,外溢效应越大对本国产业优化升级的推动作用就越强 。因此 ,“技术效应 ”或“优化效应 ”在服务业 的跨国转移中表现得相当突出 。( 2 )如果服务业的跨国转移不带来承接国劳动投入的增加和生产技术系数的变动 ,而只带来承接国资本 投入的增加 ,那么产业转移的效应可以用 U2 来表示 ,我 们称作“资本效应 ”。服务业转移带来的资本最终会转化为服务业关联产业的发展以及服务业水平的提高 。( 3 )如果服务业跨国转移没有带来承接国资本投 入的增加和生产技术系数的变动 ,而只带来承接国劳动投入的增加 ,那么产业转移的效应可以用 U3 来表示 ,我们称作“就业效应 ”。服务业跨国转移能够增加承接国 劳动力的投入 ,这一点主要是针对与劳动密集型服务业有关的转移而言 ,如餐饮业 、运输业 、物流业等传统型的世界经济研究 2010 年第 1 期 77 U = A ( T1 ) K1 L1 - A ( T0 ) K0 L0 - C( 1 )其中 ,第一项为承接国接受产业转移后的产出 ,第二项是承接国接受产业转移前的产出 , C 是承接服务业 转移过程中发生的成本 。我们对 ( 1 ) 式所表达的服务业国际产业转移效应做进一步的分析 。第一 ,当服务业国际产业转移发生以后 ,移入产业 的平均技术水平 t必然会对承接国当地的技术水平产生一定的影响 。同时 ,产业转移会带来承接国资本的净流入 ,但净流入少于产业转移的数量 N ,因为产业转移 本身会在移入国造成一定的资本“挤出效应 ”。所以承接产业转移后的技术系数可改写为 At , N ) 。(第二 ,承接产业后承接国的资本投入不仅与承接前的资本投入有关 ,而且与产业转移的数量 N 有关 , 所以 K1可以写成 N 的函数 , K1 = K1 (N ) ; 同时 , 承接国的劳 动力投入也会随着产业转移数量 N 的变化而变化 , 所 以 L1可以写成 N 的函数 , L1 = L1 (N ) 。第三 ,在服务业跨国转移的过程中 ,会引起承接国 相应的支出 。理论上讲 ,产业转移的成本会随产业转移数量的增加而增加 。因为产业转移的数量越大 ,产业承 1994-2014 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 承接服务业跨国转移的效应分析服务业和新兴服务业中劳动密集型的环节 ,如呼叫中心等 。这些行业的转移会带动承接国非熟练劳动力的就 业水平 。加值 ,使服务业产值占 GD P的比重不断上升 ,推动产业结构不断升级 。本文采用第三产业增加值占中国 GD P的比重来表示产业结构优化效应 。资本效应 ( K) 。服务业跨国转移对承接国来讲相 当于增加了可用于服务业投资的储蓄 ,直接可以促进经济的发展 。一方面 ,服务业吸引外商直接投资是解决行业发展资金不足的有效途径之一 ; 另一方面 ,服务业跨 国公司的进入还可以通过示范效应和关联效应提高我三 、实证检验理论分析得出服务业跨国转移对产业承接国可能产生的效应 ,包括技术效应 、优化效应 、资本效应和就业 效应 。接下来本文将采用协整分析和格兰杰因果检验的实证研究方法来分析我国承接服务业跨国转移对经济社会所产生的效应 ,并检验理论与现实的统一性 。因 为大部分时间序列数据都是非平稳的 ,不满足多元回归 等传统分析方法对数据平稳性的要求 ,所以在对变量的形式进行确定后 ,先对时间序列变量进行平稳性检验 ,然后再进行协整检验 ,最后做格兰杰因果检验 。1. 变量设定和数据说明服务业 FD I是服务业跨国转移的最主要载体之一 ,在本文的研究中我们以服务业外商直接投资的数据来 代表服务业跨国转移 ,主要研究中国服务业吸引外商直接投资对中国经济所产生的影响 ,分别从 4 个效应的角度来进行分析 。本文设定样本区间为 1993 2007 年 。数据均来自中国统计年鉴 各期 。年鉴中 1991 1996 年只有合同 利用外商投资的数据 , 没有实际利用外资的数据 。所 以在计算 1993 1996 这几年的服务业实际利用外资额时 ,以当年外商直接投资的实际金额占合同利用外资金额的比例作为当年服务业外商直接投资的实际金额占 合同利用外资金额的比例 ,尽量使其接近现实 。技术效应 ( T ) 。服务业外国直接投资对发展的最 大贡献在于技术外溢 。服务业跨国公司可带来包括整套工艺 、设备 、工业流程等在内的硬技术和包含知识 、信息 、专长 、组织 、管理和销售技能的软技术 。软技术体现 在技能方面 ,根据联合跨国公司中心的研究 , 服务业的技术主要 表 现 为 由 雇 员 平 均 报 酬 表 示 的 软 技 术 的 积 9 国资本形成的质量 。本文采用按行业分城镇新增固定资产投资额中各服务业行业投资额之和来表示资本 效应 。就业效应 ( E ) 。服务跨国转移对承接国就业的影响可以从两方面来分析 :一是服务业 FD I本身可以创造 新的就业机会 ;二是通过前向关联和后向关联也能够间 接创造新的就业机会 。新的工作岗位的增加 ,有助于提高承接国劳动者队伍中知识密集型劳动力的比例 ,进而 提高第三产业就业人口在就业总人口中的比例 ,促进现 代服务业规模的发展 ,对提高劳动力整体素质和整体就业量都有积极的影响 。本文采用第三产业就业人数占 总就业人数的比重来表示就业效应 。2. 单位根检验对非平稳序列进行回归会造成虚假回归的问题 ,因 此 ,在确定服务业 FD I分别与 T、S 3、K、E 之间是否存在长期关系之前应首先对每个时间序列进行平稳性检验 , 方法是对某一时间序列进行单位根检验 ( AD F 检验 ) , 可以建立回归方程如下 :kYt =0 +1 t +2 Yt - 1 + 3 iYt - i +t , i = 1, 2, ki = 1并假设 :H0 :2 = 0; H1 :2 0( 4 )在回归结果中 , 根据一定显著性水平下的 AD F 临界值 , 如果接受原假设 H0 ,则说明序列 Yt 存在单位根 ,是非平稳的 ;若参数估计 2 显著地不为零 ,则不存在单 位根 ,说明时间序列 Yt 是平稳的 。方程中加入 k 个滞后项是为了使残差项 t 成为白嗓音 。对于非平稳的变 量还要检验其差分的平稳性 。如果变量的 n 阶差分是平稳的 , 则称此变量是 n 阶单整 ,记为 I( n ) 。所有变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件 。检验 结果如表 1 所示 。AD F检验结果表明 , lnS FD I和 4 个效应变量 lnT、lnS 3、lnK、lnE 都是一阶单整的时间序列变量 。一阶差 分后 lnS FD I、lnT和 lnK均在 1 %的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设 ,而 lnS3 和 lnE 也在 5%的显著性水平 上拒绝了存在单位根的假设 , 5 个变量都具有一阶单整性I(1) ,即 lnS FD I和 4个变量之间均可能存在协整关系 。 8 累 常常反映在工资中。所以采用服务业平均工资来表示技术效应 。产业结构优化效应 ( S 3 ) 。国际产业转移对中国产 业结构升级的影响主要表现在两个方面 :一是移入产业的产业层次高于中国原有产业的平均水平 ,直接提升了中国产业的总体结构水平 ;另一个是国际产业转移促进 了中国国民收入水平的提高 , 提升了居民的消费结构 ,间接地带动了产业结构的升级 。积极承接服务业的国 际产业转移 ,扩大服务业跨国公司对华的直接投资 ,能够促进国内第三产业的生产效率 ,提高我国服务业的增78世界经济研究 2010 年第 1 期 1994-2014 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 承接服务业跨国转移的效应分析表 1AD F单位根检验结果各显著性水平上的临界值检验序列检验形式AD F检验统计值检验结果1 %5 %10 %lnS FD IlnS FD I lnT lnTlnS 3lnS 3lnKlnKlnElnE( C, 0 , 0 ) ( C, t, 0 )( C, 0 , 0 ) ( C, 0 , 0 ) ( C, t, 2 )( C, t, 1 ) ( C, 0 , 0 ) ( C, 0 , 1 ) ( C, 0 , 1 )( C, 0 , 1 )0. 325099- 6. 1465461. 705776- 5. 208860- 0. 853635- 4. 204639- 1. 667541- 10. 25697- 0. 830692- 3. 274266- 4. 0113- 4. 8870- 4. 0113- 4. 0681- 4. 9893- 4. 9893- 4. 0113- 4. 1366- 4. 0681- 4. 1366- 3. 1003- 3. 8288- 3. 1003- 3. 1222- 3. 8730- 3. 8730- 3. 1003- 3. 1483- 3. 1222- 3. 1483- 2. 6927- 3. 3588- 2. 6927- 2. 7042- 3. 3820- 3. 3820- 2. 6927- 2. 7180- 2. 7042- 2. 7180非平稳平稳 非平稳 平稳非平稳 平稳非平稳 平稳非平稳 平稳注 : ( 1 ) 为一阶差分 ; ( 2 )检验形式是指检验方程中是否包括常数 、趋势项和最优滞后期 ,滞后阶数 N 根据 A IC 准则确定 ; ( 3 ) 3 、33 、333 分别表示在 10 % 、5 %和 1 %的显著性水平上拒绝原假设 ,即时间序列是平稳的 。 资料来源 :笔者根据检验结果自制 。3. 协整检验如果变量是同阶单整的 ,其变量的某种线性组合是 平稳的 ,则称变量间存在协整关系 。协整关系的经济意 义在于两个变量 ,虽然具有各自的长期波动规律 ,但如 果它们是协整的 , 则它们之间存在一种长期稳定的比例关系 。Johan sen和 Ju se liu s提出的基于向量自回归模型的协整系统检验 ,具有良好的小样本特性 ,所以 ,本文 采用极大似然法检验非平稳的时间序列数据和它们之 间是否存在协整关系 。基本思路是在多变量向量自回归系统回归中构造两个残差的积矩阵 ,计算矩阵的有序特征值 ,然后根据特征值得出一系列的统计量 ,以判断 协整关系是否存在以及协整关系的个数 。 JJ 检验法对于滞后期非常敏感 , 本文采用 A IC 准则确定最佳滞后期 ,然后对协整中是否有常数项和趋势项进行设定 ,最 后对数据进行检验 。以自回归模型为基础分别对 lnS F2D I和 lnT、lnS 3、lnK、lnE 进行协整关系检验 。结果如表2 所示 。协整检验结果中基于最大特征值的似然比统计量可以判别变量之间的协整关系 。如果似然比统计量大 于临界值 , 则拒绝零假设 , 即变量间存在协整关系 ; 相反 ,似然比统计量小于临界值 ,则接受零假设 ,即变量间不存在协整关系 。根据表 2 所显示的 检 验 结 果 可 以看 出 , lnS FD I 与 lnT、lnS FD I与 lnS 3、lnS FD I与 lnK、lnS FD I与 lnE 在 1% 的临界值水平上 ,似然比统计量的值都大于临界值 ,即拒绝两个变量间不存在协整关系的零假设 ,因此可以认为与lnS FD I与 lnT、lnS FD I与 lnS 3、lnS FD I与 lnK、lnS FD IlnE 之间都存在协整关系 。进一步检验 r1,对于 lnS FD I与 lnT ,此时似然比统计量的值 7. 173095 小于 12. 25,所以接受二者之间至多存在一个协整关系的假设 ,即 lnS FD I与 lnT之间只存 在一个协整关系 。同理可以断定 lnS FD I和 lnS 3之间也 只存在一个协整关系 。而对于 lnS FD I 与 lnK, 在 r1的假设下 ,似然比统计量 4. 378163 大于 5%水平上的临 界值 3. 84 ,所以拒绝该假设 ,即 lnS FD I与 lnK之间至少存在一个协整关系 。同理 , lnS FD I与 lnE 之间也至少存 在一个协整关系 。4. 格兰杰因果关系检验协整检验的结果可以说明变量之间是否存在长期 均衡关系 ,但不能说明变量之间的因果关系 。根据上面 的分析结果我们可以确定 ,用服务业外商直接投资所表示的服务业跨国转移行为与承接国的技术效应 、优化效 应 、资本效应和就业效应 4 个变量之间存在长期稳定的关系 。格兰杰因果关系检验确定的是一个变量能否有助于预测另一个变量 。在做变量 Y 对其他变量的回归 时 ,如果把 X 的过去或滞后项的值包括进去能显著地改世界经济研究 2010 年第 1 期 79表 2变量间的协整关系检验结果似然比统计量5 %水平临界值1 %水平临界值变量零假设特征值r = 033r1r = 033r1r = 033r13r = 033r13lnS FD I与 lnTlnS FD I与 lnS3lnS FD I与 lnKlnS FD I与 lnE0. 9753420. 4499560. 9566630. 4614040. 7663420. 3056970. 7337300. 35680751. 605067. 17309545. 090537. 42548321. 824934. 37816321. 174665. 29572125. 3212. 2525. 3212. 2512. 533. 8415. 413. 7630. 4516. 2630. 4516. 2616. 316. 5120. 046. 65注 : 33 表示似然比统计量大于 1 %水平的临界值 , 3 表示似然比统计量大于 5 %水平的临界值 。资料来源 :笔者根据回归分析结果绘制 。 1994-2014 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 承接服务业跨国转移的效应分析进对 Y的预测 ,则 X 是 Y 的格兰杰原因 。同样可以定义Y 是 X 的格兰杰或非格兰杰原因 。据此 , X 对 Y 是否存 在格兰杰因果关系 ,可以通过检验 VAR 模型以 Y 为解 释变量的方程中是否可以把 X 的全部滞后变量剔除掉 来完成 ,分别以 lnTt , lnS 3t , lnKt , lnEt为 Yt , 以 lnS FD It 为由表 4 的检验结果可知 ,滞后 1 期时 , lnS FD I的变表 4lnS FD I与 lnS 3 的格兰杰因果检验结果零假设滞后期F统计量P值结论lnS FD I不是 lnS3 的格兰杰原因lnS3 不是 lnS FD I的 格兰杰原因lnS FD I不是 lnS3 的 格兰杰原因lnS3 不是 lnS FD I的 格兰杰原因lnS FD I不是 lnS3 的 格兰杰原因lnS3 不是 lnS FD I的 格兰杰原因4. 991220. 04719拒绝1lnS 2X t来建立格兰杰因果关系的检验模型 ,例如 , lnTt与FD It之间因果关系的检验模型为 :2. 190760. 16690接受1kk0. 730770. 51111接受2lnTt = C1 + 1 i lnTt - i + 2 i lnS FD It - i +1 ti - 1i = 1kk9. 158020. 00854拒绝lnS FD It = C2 + 1 i lnS FD It - i + 2 i lnTt - i +2 t( 5 )2i = 1i = 1lnS 3t , lnKt , lnEt与 lnS FD It 之 间 的 格 兰 杰因 果 关 系检验模型的类型同上 ,这里不一一列出 。 lnS FD It对 lnTt不存在格兰杰因果关系的零假设 。如果 ( 5 )式中第一个式子的 lnS FD It滞后变量的回归 参数估计值全部不存在显著性 ,则上述假设不能被拒绝 。利用 Eview s 软 件 , 可 以 分 别 得 到 lnS FD It 与 lnTt , lnS3t , lnKt , lnEt的格兰杰因果关系检验结果 ,如表 3所示 。由表 3 的检验结果可知 , 在滞后 1 期和滞后 2 期 时 , lnS FD I的变化都不是 lnT 的格兰杰原因 ; 相反 , lnT 的变化都是 lnS FD I增长的格兰杰原因 , 即在较短期内 服务业吸引外资的增加并未带来承接国技术水平的提 高 ,而技术水平的提高在服务业利用外资的吸收过程中 却起到了推动作用 。在滞后 4 期时 ,检验拒绝了 lnS FD I的变化都不是 lnT 格兰杰原因的假设 ,但接受了 lnT 不是 lnS FD I格兰杰原因的假设 。这说明 ,从长期来看 ,服 务业外国直接投资的流入可以促进承接国技术水平的 提高 ,而东道国的技术水平对吸引服务业外商直接投资 只在短期内能够发挥作用 。表 3lnS FD I与 lnT的格兰杰因果检验结果1. 851480. 25524接受33. 886120. 08905拒绝3资料来源 : 笔者根据检验结果自制 。化是 lnS 3 的格兰杰原因 ,而 lnS 3 的变化不是 lnS FD I 增 长的格兰杰原因 ,即在短期内服务业吸引外资的增加能 够直接带来承接国产业结构的优化和升级 ,而短期内产 业结构的优化对吸引服务业外商直接投资没有推动作 用 。但是在滞后 2 期和 3 期时 ,产业结构的改善则能够 推动服务业外商直接投资的增加 ,这说明 ,外资在对服 务业投资时没有考虑东道国内的产业结构水平 ,但是随 着国内产业结构的优化和升级 ,能够为外资提供良好的 产业环境 ,逐渐对吸引外资产生了积极的影响 。表 5lnS FD I与 lnK的格兰杰因果检验结果零假设滞后期F统计量P值结论lnS FD I 是 lnK的格兰杰原因lnK不是 lnS FD I的 格兰杰原因5. 160560. 04418拒绝112. 390970. 15031接受lnS FD I不是 lnK的格兰杰原因lnK不是 lnS FD I的 格兰杰原因零假设滞后期F统计量P值结论6. 558300. 02060拒绝2lnS FD I不是 lnT 的格兰杰原因lnT 不是 lnS FD I的 格兰杰原因12. 86450. 11865接受211. 21730. 00477拒绝lnS FD I不是 lnK的格兰杰原因lnK不是 lnS FD I的 格兰杰原因4. 355190. 06097拒绝140. 110990. 96700接受lnS FD I不是 lnT 的格兰杰原因lnT 不是 lnS FD I的 格兰杰原因414. 69410. 06473拒绝21. 963740. 20238接受资料来源 : 笔者根据检验结果自制 。19. 47810. 00084拒绝2由表 5 的检验结果可知 ,在滞后 1 期时 , lnS FD I的变化是 lnK的格兰杰原因 ,相反 , lnK 的变化不是 lnFD I增长的格兰杰原因 ,即在短期内服务业吸引外资的增加 直接带来承接国服务业资本数量的增加 ,而服务业资本 的增加在服务业利用外资的吸收过程中瞬时没有发挥 作用 。在滞后 2 期时 ,检验拒绝了两者互不为格兰杰因lnS FD I不是 lnT 的格兰杰原因lnT 不是 lnS FD I的 格兰杰原因30. 34910. 03215拒绝445. 448620. 16104接受资料来源 :笔者根据检验结果自制 。80世界经济研究 2010 年第 1 期 1994-2014 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 承接服务业跨国转移的效应分析果关系的原假设 。这说明 ,在较短时期内服务业引进外资与承接国国内服务业基本设施的改善有直接的关系 , 另外 ,服务业引资也可以弥补国内服务业建设资金的不 足 ,促进承接国服务业投资的增加 。从滞后 4 期的检验结果看 , lnK的变化也是 lnFD I增长的格兰杰原因 ,这说明从长期来看 ,承接国国内服务业水平的提高和服务业 投资环境的改善对吸引国外服务业投资可以起到积极推动作用 。表 6lnS FD I与 lnE 的格兰杰因果检验结果业技术水平对吸引服务业外商直接投资只在短期内能够发挥作用 。 ( 2 )承接服务业的跨国转移 ,能够提高我 国服务业的增加值 ,使服务业产值占 GD P 的比重不断上升 ,从而推动产业结构不断升级 。短期内服务业吸引外资的增加能够直接带来承接国产业结构的优化和升 级 。 ( 3 )承接服务业跨国转移能够解决承接国国内服务业建设资金的不足 ,同时还能提高承接国服务业投资的质量 。实证分析表明 ,在较短时期内服务业引进外资 与承接国国内服务业基本设施的改善有直接的关系 。( 4 )服务业跨国转移能产生大量的就业机会 ,而且能够 改善国内的就业结构 ,增加第三产业就业水平 ,更重要的是增加白领的就业机会 , 从而提高劳动力的整体素质 。检验结果表明 ,经过一段时间的发展 ,服务业外资 的引入开始对东道国服务业就业产生积极影响 ,随着服务业吸引外资的增加 ,东道国国内服务业就业扩大 ,就业水平得到提高 。总之 ,积极承接服务业的跨国转移能为承接国带来 明显的经济效应 。我国能否在国际服务业转移背景下 把握新的机遇 ,扩大服务业利用外资 ,加快经济结构调整的步伐 ,是我们面临的一项重要任务 。零假设滞后期F统计量P值结论lnS FD I不是 lnE 的格兰杰原因lnE 不是 lnS FD I的 格兰杰原因11. 944150. 19074接受1. 680330. 22142接受1lnS FD I不是 lnE 的格兰杰原因lnE 不是 lnS FD I的 格兰杰原因20. 511050. 61820接受10. 97090. 00510拒绝2lnS FD I不是 lnE 的格兰杰原因lnE 不是 lnS FD I的 格兰杰原因36. 621980. 03417拒绝1. 041640. 45012接受3资料来源 :笔者根据检验结果自制 。由表 6 的检验结果可知 ,在滞后 1 期时 ,检验结果 接受了 lnS FD I和 lnE 互不为格兰杰原因的假设 , 即在 服务业对外直接投资的初期不能带来东道国服务业就 业水平的提高 ,同时 ,东道国服务业就业水平对吸引服 务业外商直接投资也没有影响 。但是在滞 后 2 期 时 , lnS FD I不是 lnE 的格兰杰原因 ,而 lnE 是 lnS FD I的格兰 杰原因 。这表明 ,在服务业外资进入后 ,东道国国内服 务业从业人员的数量增加对继续吸引服务业外资起到 了积极作用 ,但是服务业外资对增加东道国服务业就业 没有显著影响 。在滞后 3 期时 ,服务业外资的引入开始 对东道国服务业就业产生积极影响 ,随着服务业吸引外 资的增加 ,东道国国内服务业就业扩大 。参考文献 1 商务部 ,国务院发展研究中心联合课题组. 跨国产业转移与产业结构升级 基于全球产业价值链的分析. 中国商务 出版社 , 2007.Am iti, M a ry, Shang2J in W e i. 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En te ring W TO low s Ch inas po sition in sp ec ia liza tion wh ile inc rea sing expo rt, wh ich m ean s m ise rab le grow th. Ch inas po sition in sp ec ia liza tion is som ewha t lowe r in comp a rison w ith h is deve lopm en t leve l, wh ich m ean s the m ism a tch of the two.Ne twork S truc ture of Ho st C oun try, L oca t iona l Em beddedn e ss an d Ne twork L ea rn in g of O ver sea s Sub s id ia r ie s: An Em 2p ir ica l S tudy ba sed on 123 Sub s id ia r ie s in C h inaL i Yu a n xu W a n g Yu lu ( 63 )Th is p ap e r p ropo se s the concep t of“loca tiona l em beddedne ss”by exp la in ing the imp ac ts of ne two rk loca tion on the dec ision2 m ak ing and re sou rce s acqu isition of the ne two rk m em be rs, thu s deve lop ing the compo sition of soc ia l em bededdne ss from the“re2 la tion sh ip 2struc tu re”theo ry to the“ re la tion sh ip 2loca tion2struc tu re” theo ry. It then ana lyze s how the ho st coun ty ne two rk struc2tu re s of ove rsea s sub sid ia rie s influence the ne two rk lea rn ing. Samp ling the 123 Ch ine se sub sid ia rie s of the fo re ign comp an ie s, the emp irica l stud ie s w ith SEM and soc ia l ne two rk ana lysis show tha t: ( 1 ) the strength of re la tion em beddedne ss ha s no tab le po sitive effec t on ne two rk lea rn ing p e rfo rm ance ( 2 ) the ne two rk cen tra lity ha s no tab le po sitive effec t on ne two rk lea