郭根龍,魯慧鑫

(山西師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,山西 臨汾 041000)

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI是否促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提升？

郭根龍,魯慧鑫

(山西師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,山西 臨汾 041000)

針對(duì)2005—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，可以使用漢森(Hansen)門檻面板回歸模型，實(shí)證分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：總體上生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI可以促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，人力資本水平和研發(fā)投入水平在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響中確實(shí)存在門檻效應(yīng)；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高與人力資本水平及研發(fā)投入水平之間呈非單調(diào)的關(guān)系：隨著人力資本水平的提高，這種提升作用就會(huì)發(fā)生顯著性改變；隨著研發(fā)投入水平的提高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI促制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的系數(shù)就發(fā)生由負(fù)轉(zhuǎn)正的變化，由抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI；制造業(yè)；全要素生產(chǎn)率；門檻面板回歸模型

一、問(wèn)題提出

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和科技革命的興起，世界各國(guó)都紛紛指定以重振制造業(yè)為核心的再工業(yè)化戰(zhàn)略，發(fā)達(dá)國(guó)家諸如美國(guó)等出現(xiàn)了“高端制造業(yè)回流”的現(xiàn)象，與此同時(shí)，發(fā)展中國(guó)家也出現(xiàn)了“中低端制造業(yè)分流”的情況，中國(guó)制造業(yè)作為支撐工業(yè)發(fā)展的重要組成部分，受到了雙向擠壓。中國(guó)的工業(yè)化進(jìn)程遠(yuǎn)遠(yuǎn)趕不上世界水平，目前面臨著國(guó)內(nèi)人口紅利和勞動(dòng)力成本等優(yōu)勢(shì)逐漸消失的狀況，工業(yè)尤其是制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)成為必然。制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的路徑有很多，服務(wù)業(yè)對(duì)于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的支撐也很重要，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。2005年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI流入580億美元，2014年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI流入1 300億元，10年內(nèi)增加了2.3倍①根據(jù)各地統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)計(jì)算得出。。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI的增長(zhǎng)，很大程度上支撐了制造業(yè)的發(fā)展，但中國(guó)的服務(wù)業(yè)供給不足，難以滿足制造業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)日益增長(zhǎng)的需求，因此需加強(qiáng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的進(jìn)口及FDI。

本文擬使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)對(duì)中國(guó)各省級(jí)區(qū)域進(jìn)行制造業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)指數(shù)的測(cè)算。從時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)看，中國(guó)各省級(jí)區(qū)域制造業(yè)全要素生產(chǎn)率總體上呈現(xiàn)緩慢增長(zhǎng)趨勢(shì)，除了個(gè)別地區(qū)2005—2014年呈現(xiàn)惡化趨勢(shì)，如寧夏、山東等。從省級(jí)角度來(lái)看，各個(gè)省級(jí)區(qū)域的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)差異，北京、上海、廣東等增長(zhǎng)速度較快，而寧夏、山西、內(nèi)蒙古等制造業(yè)TFP增長(zhǎng)速度緩慢，甚至停滯不前，出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)?？赡艽嬖诘脑蚓褪歉鱾€(gè)地區(qū)的吸收能力不同，即人力資本水平和研發(fā)投入水平的差異，導(dǎo)致了各個(gè)地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異，這可能是存在門檻效應(yīng)的結(jié)果。因此，本文將從吸收能力角度入手，實(shí)證分析門檻變量對(duì)于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

基于上述國(guó)內(nèi)外趨勢(shì)和數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，本文將使用2005—2014年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用門檻面板回歸模型，就生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的門檻效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，并根據(jù)門檻值對(duì)樣本進(jìn)行分組，進(jìn)而對(duì)結(jié)果進(jìn)行分析，以期得到一些啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)從多個(gè)領(lǐng)域研究了服務(wù)業(yè)FDI與制造業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，主要分為以下幾個(gè)方面。

關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，學(xué)者們分別從宏觀和微觀的數(shù)據(jù)視角進(jìn)行研究，并且使用不同的計(jì)量分析方法。巴斯(Bas，2014)從微觀的公司層面出發(fā)，通過(guò)建立模型分析貿(mào)易自由化是否影響印度制造業(yè)企業(yè)的效率表現(xiàn)，研究表明貿(mào)易自由化對(duì)于生產(chǎn)率高的企業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)更加明顯[1]。費(fèi)爾南德斯和保諾夫(Fernandes & Paunov，2012)從企業(yè)層面實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)FDI確實(shí)使得智利制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率得到提高，并且證實(shí)了服務(wù)業(yè)FDI有利于企業(yè)優(yōu)勝劣汰，為落后企業(yè)追上先進(jìn)企業(yè)提供了機(jī)會(huì)[2]。塔爾(Tarr，2012)則是從國(guó)家層面研究貿(mào)易自由化對(duì)六個(gè)轉(zhuǎn)型國(guó)家的工業(yè)生產(chǎn)率、進(jìn)口及發(fā)展的影響，結(jié)果證明貿(mào)易自由化促進(jìn)了這六個(gè)轉(zhuǎn)型國(guó)家的工業(yè)生產(chǎn)率，提升了進(jìn)口能力[3]。張艷等(2013)從不同地區(qū)差異和不同所有制形式的角度進(jìn)行研究，結(jié)果表明服務(wù)貿(mào)易自由化促進(jìn)了制造業(yè)升級(jí)[4]。李強(qiáng)(2014)則是通過(guò)不同的細(xì)分服務(wù)業(yè)行業(yè)進(jìn)行跨國(guó)數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易自由化對(duì)高收入國(guó)家的影響要大于低收入國(guó)家[5]。

關(guān)于服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率的影響也是基于不同的研究方法。阿諾德等(Arnold et al.，2011)使用OLS分析方法研究了貿(mào)易自由化對(duì)于捷克共和國(guó)14個(gè)制造業(yè)公司全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果顯示貿(mào)易自由化促進(jìn)了捷克制造業(yè)公司全要素生產(chǎn)率的提高，二者之間呈積極的關(guān)系[6]。安托萬(wàn)庫(kù)利和薩維德斯(Ei Khoury & Savvides，2006)使用單一門檻模型研究服務(wù)貿(mào)易開(kāi)放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的門檻效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)人均GDP存在門檻效應(yīng)，對(duì)于高收入國(guó)家和低收入國(guó)家的回歸結(jié)果存在顯著的差異[7]。紀(jì)玉俊和張鵬(2014)通過(guò)門檻回歸得出對(duì)于市場(chǎng)化水平高低的制造業(yè)企業(yè)FDI有不同的影響，即市場(chǎng)化水平越低，集聚效果越差，反之同理[8]。紀(jì)玉俊和丁科華(2015)提出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚促進(jìn)地區(qū)制造業(yè)的升級(jí)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級(jí)之間存在顯著的門檻效應(yīng)，即隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平的不斷提高，其對(duì)制造業(yè)升級(jí)的影響會(huì)由抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用[9]。潘曉光(2014)采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)使用門檻面板回歸模型研究FDI的技術(shù)溢出及其門檻特征，選取的人力資本水平、市場(chǎng)化程度等門檻變量，均對(duì)FDI溢出效應(yīng)有顯著的差異化影響[10]。

吸收能力最早是由科恩和利文索爾(Cohen & Levithal，1989)[11]提出，是指識(shí)別、獲取、消化和應(yīng)用外部知識(shí)于商業(yè)目的的能力，這種能力代表著一種有別于“干中學(xué)”的學(xué)習(xí)方式。吸收能力的強(qiáng)弱對(duì)技術(shù)溢出效應(yīng)大小有著重要的影響，人力資本和研發(fā)投入都發(fā)揮著作用，這一點(diǎn)在大量研究中已經(jīng)得到了廣泛的驗(yàn)證。納如拉(Narula，2004)指出，東道國(guó)吸收能力的一個(gè)衡量標(biāo)準(zhǔn)就是人力資本水平[12]。東道國(guó)只有擁有較高的人力資本水平，企業(yè)才能獲得技術(shù)外溢效應(yīng)。波恩茲坦等(Borenztein et al.，1998)使用內(nèi)生增長(zhǎng)模型構(gòu)建人力資本與FDI的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)只有當(dāng)東道國(guó)對(duì)于先進(jìn)技術(shù)有充分吸收能力，F(xiàn)DI才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這意味著FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用與東道國(guó)的人力資本水平相關(guān)，F(xiàn)DI與東道國(guó)的人力資本結(jié)合起來(lái)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到明顯的推動(dòng)作用；同時(shí)，人力資本存在門檻效應(yīng)，這意味著人力資本水平必須跨越一定門檻才能起到推動(dòng)作用[13]。許(Xu，2000)對(duì)以人力資本衡量的吸收能力“門檻”效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)隨著樣本的人力資本存量值增加，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢效應(yīng)越來(lái)越明顯[14]。

基于當(dāng)下服務(wù)業(yè)促進(jìn)制造業(yè)的熱點(diǎn)研究，本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：對(duì)2005—2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，相對(duì)于國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)中單取一年的面板數(shù)據(jù)，樣本量更大，回歸結(jié)果更加真實(shí)；以人力資本水平和研發(fā)投入水平視角為切入點(diǎn)，實(shí)證分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的門檻效應(yīng)，并進(jìn)行分組檢驗(yàn)，得出更為細(xì)致的研究結(jié)論；此外，本文使用漢森(Hansen)雙重門檻面板回歸模型，擬從省級(jí)層面分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)。

三、計(jì)量模型

(一)計(jì)量模型的設(shè)定

根據(jù)已有學(xué)者對(duì)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)升級(jí)的路徑研究可知，在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率作用的過(guò)程中，人力資本和研發(fā)投入發(fā)揮著重要的作用，但到底人力資本達(dá)到何種程度、研發(fā)投入達(dá)到何種水平才會(huì)更加促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，不可以人為進(jìn)行界定，因此采用漢森(Hansen)門檻面板回歸模型，根據(jù)省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)生分組，進(jìn)而研究不同組內(nèi)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文設(shè)定門檻面板回歸模型*本文借鑒郭桂霞和彭艷(2016)[15]的計(jì)量模型。見(jiàn)式(1)：

(1)

其中，TFP和SFDI分別為被解釋變量(制造業(yè)全要素生產(chǎn)率)和解釋變量(生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI)。X為一組對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著影響的控制變量，包括人力資本、研發(fā)投入和環(huán)境污染程度。qi為門檻變量，本文表示為人力資本水平和研發(fā)投入水平，γ為特定的門檻值。通過(guò)檢驗(yàn)β1、β2和β3是否相等，可檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否存在。

(二)模型的估計(jì)過(guò)程

(三)顯著性檢驗(yàn)

對(duì)門檻效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，包括兩個(gè)方面：存在性檢驗(yàn)和真實(shí)性檢驗(yàn)。

1.門檻效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)。原假設(shè)為不存在門檻效應(yīng)：H0∶β1=β2=β3；相應(yīng)的備擇假設(shè)*備擇假設(shè)為至少有一個(gè)門檻存在，其中β1、β2、β3可以互換。為H1∶β1≠β2。采用自舉抽樣法(Bootstrap)估計(jì)F統(tǒng)計(jì)量及相應(yīng)的P值。

如果P值小于臨界值(1%、5%和10%)，那么就拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在門檻效應(yīng)。

2.門檻值的個(gè)數(shù)確定

3.門檻效應(yīng)的真實(shí)性檢驗(yàn)

在確定了門檻值之后，要構(gòu)造門檻值γ的置信區(qū)間對(duì)門檻效應(yīng)的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)于單一門檻模型，構(gòu)造似然比統(tǒng)計(jì)量：

四、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率門檻效應(yīng)的實(shí)證分析

本部分基于2005—2014年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用門檻面板回歸方法，檢驗(yàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI與中國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的“門檻效應(yīng)”，并根據(jù)測(cè)算得出的門檻值對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)生分組，從而分析不同組別下的影響。

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文使用的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI、人力資本、研發(fā)投入和環(huán)境污染程度等多個(gè)變量，均來(lái)自各省份統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)以及田力數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和完整性，本文剔除云南、西藏、青海和新疆四個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)，最終獲得了由27個(gè)省級(jí)區(qū)域2005—2014年數(shù)據(jù)構(gòu)成的省級(jí)面板數(shù)據(jù)(表1)。

制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)測(cè)算得出，記為TFP，測(cè)算TFP使用的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)處理方法具體如下：

制造業(yè)的生產(chǎn)總值：本文采用各個(gè)省級(jí)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒中的制造業(yè)名義增加值，然后使用以2005年為基期的定基指數(shù)進(jìn)行平減。

勞動(dòng)投入：勞動(dòng)投入的數(shù)據(jù)使用各省級(jí)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒中的制造業(yè)年末從業(yè)人員數(shù)(萬(wàn)人)來(lái)衡量。

資本投入：本文采用戈德史密斯(Goldsmith，1951)創(chuàng)建的永續(xù)盤存法(PIM)[17]。公式為K=Kt-1(1-σt)+It，其中Kt表示第t期的資本存量，Kt-1表示第t-1期的資本存量，σt表示第t期的資本重置率(一般視為折舊率)，It表示第t期的新增投資。

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI的數(shù)據(jù)來(lái)自田力數(shù)據(jù)庫(kù)中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI的實(shí)際利用額，由于沒(méi)有合適的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)對(duì)FDI額進(jìn)行平減，因此采用生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI占各地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值比重來(lái)對(duì)這個(gè)變量進(jìn)行衡量，從而消除價(jià)格因素的影響。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)選取以下幾種服務(wù)業(yè)：交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政服務(wù)業(yè)；租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)；科學(xué)研究技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查服務(wù)業(yè)；住宿餐飲服務(wù)業(yè)；批發(fā)零售服務(wù)業(yè)；信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)；金融業(yè)；會(huì)計(jì)保險(xiǎn)服務(wù)業(yè)。在文中記為SFDI。

門檻變量：人力資本水平和研發(fā)投入水平。人力資本指標(biāo)使用平均受教育年限進(jìn)行衡量，平均受教育年限通過(guò)人口普查數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)年鑒中的數(shù)據(jù)進(jìn)行推算得出，記為HU；研發(fā)投入指標(biāo)采用規(guī)模以上工業(yè)研發(fā)投入占各地區(qū)生產(chǎn)總值比重來(lái)衡量，同時(shí)剔除價(jià)格因素的影響，記為RD。

環(huán)境污染程度：采用樣本期內(nèi)各地區(qū)廢水排放量(萬(wàn)噸)、二氧化硫排放量(萬(wàn)噸)、氨氮排放量(萬(wàn)噸)、氮氧排放量(萬(wàn)噸)、煙塵排放量(萬(wàn)噸)之和與總產(chǎn)值之比進(jìn)行衡量，記為EP。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1(續(xù))

數(shù)據(jù)來(lái)源：SFDI的數(shù)據(jù)來(lái)自于數(shù)析網(wǎng)(http://www.tjsql.com)數(shù)據(jù)庫(kù)；其他數(shù)據(jù)均來(lái)自于各地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

(二)門檻面板回歸模型實(shí)證結(jié)果及分析

本文采用人力資本變量作為門檻變量，使用多門檻面板回歸模型，對(duì)人力資本進(jìn)行門檻回歸和檢驗(yàn)。依據(jù)門檻變量對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行內(nèi)生分組，從而進(jìn)行回歸分析。

1.以人力資本作為門檻變量

在單一門檻、雙重門檻的設(shè)定下對(duì)模型(1)進(jìn)行估計(jì)，得到F統(tǒng)計(jì)量和采用自舉抽樣法(Bootstrap)得到的P值(表2)。

表2 人力資本的門檻模型檢驗(yàn)

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。

從表2可以看出，人力資本的單一門檻模型和雙重門檻模型均通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明存在雙重門檻。

在人力資本的雙重門檻模型基礎(chǔ)下，估計(jì)得出人力資本的雙重門檻值，分別是7.73和10.03，且處于95%的置信區(qū)間范圍內(nèi)(表3)，同時(shí)構(gòu)造門檻值在95%置信區(qū)間的圖形，見(jiàn)圖1和圖2。從兩個(gè)圖中可以看出，估計(jì)得到的門檻值能夠確保LR函數(shù)值最小(等于零)，它位于圖形的最低點(diǎn)。在圖中可以觀察到，穿過(guò)水平虛線位置的點(diǎn)都落在了置信區(qū)間范圍內(nèi)。

表3 雙重門檻估計(jì)值及置信區(qū)間

圖1 第1個(gè)門檻值的置信區(qū)間

圖2 第2個(gè)門檻值的置信區(qū)間

由此，本文根據(jù)各地區(qū)2005—2014年的人力資本水平，將27個(gè)省級(jí)區(qū)域分為4個(gè)較低人力資本水平的省級(jí)區(qū)域{HUit<7.73}、20個(gè)中等人力資本水平的省級(jí)區(qū)域{7.73≤HUit<10.03}和3個(gè)較高人力資本水平的省級(jí)區(qū)域{HUit≥10.03}(表4)。

表4 各省級(jí)區(qū)域依據(jù)人力資本水平分組結(jié)果

采用全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)之后，可以發(fā)現(xiàn)SFDI對(duì)于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率是正向的促進(jìn)作用；人力資本水平的提升和研發(fā)投入水平的提高均不同程度地促進(jìn)了制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高；環(huán)境污染程度的檢驗(yàn)結(jié)果顯示環(huán)境越污染，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI越抑制制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，因此國(guó)家應(yīng)該加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制，保護(hù)環(huán)境。

雙重門檻面板回歸模型估計(jì)結(jié)果顯示：對(duì)于較低人力資本水平的省級(jí)區(qū)域，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為負(fù)值，說(shuō)明低人力資本水平阻礙了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，但是在擁有中等和高人力資本水平的省級(jí)區(qū)域，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響得到了顯著提升，系數(shù)由負(fù)值變?yōu)檎?，且在高人資本水平的省級(jí)區(qū)域，提升的幅度更大。這意味著當(dāng)平均受教育年限小于7.73時(shí)，負(fù)效應(yīng)出現(xiàn)；當(dāng)平均受教育年限大于7.73小于10.03后，正效應(yīng)產(chǎn)生；當(dāng)平均受教育年限大于第二個(gè)門檻值10.03之后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響得到了更高幅度提升。從這個(gè)角度看，北京、天津和上海已經(jīng)處于高人力資本水平，其制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升幅度或許更大。具體結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 人力資本的雙重門檻模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。

2.以研發(fā)投入作為門檻變量

研發(fā)投入水平作為第二個(gè)門檻變量，本文對(duì)單一門檻、雙重門檻的設(shè)定下對(duì)模型(1)進(jìn)行再次估計(jì)，得到F統(tǒng)計(jì)量和采用自舉抽樣法(Bootstrap)得到的P值(表6)。

表6 研發(fā)投入的門檻模型檢驗(yàn)

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。

從表6中可以看出，研發(fā)投入的單一門檻模型和雙重門檻模型均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明存在雙重門檻。

根據(jù)上述人力資本門檻的估計(jì)過(guò)程，本文在研發(fā)投入的雙重門檻模型基礎(chǔ)下，估計(jì)得出研發(fā)投入的雙重門檻值，分別是0.4%和0.7%，且處于95%的置信區(qū)間范圍內(nèi)(表7)，同時(shí)構(gòu)造門檻值在95%置信區(qū)間的圖形，如圖3和圖4。從圖中可以看出，估計(jì)得到的門檻值能夠確保LR函數(shù)值最小(等于零)，它位于圖形的最低點(diǎn)，同時(shí)穿過(guò)水平虛線位置的點(diǎn)都落在了置信區(qū)間范圍內(nèi)。

表7 研發(fā)水平門檻估計(jì)值及置信區(qū)間

圖3 第1個(gè)門檻值的置信區(qū)間

圖4 第2個(gè)門檻值的置信區(qū)間

由此，本文根據(jù)每個(gè)地區(qū)2005—2014年的研發(fā)投入水平，將27個(gè)省級(jí)區(qū)域分為6個(gè)較低研發(fā)投入的省份{0.4%

表8 各省級(jí)區(qū)域依據(jù)研發(fā)投入水平水平分組結(jié)果

表9 研發(fā)水平的雙重門檻模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。

通過(guò)研發(fā)水平的雙重門檻模型估計(jì)，可以發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入水平存在門檻效應(yīng)。對(duì)于較低研發(fā)投入水平的省級(jí)區(qū)域，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響受到了抑制作用，系數(shù)為負(fù)值；過(guò)了較低研發(fā)投入水平這個(gè)門檻(0.4%)之后，負(fù)值有所增加，這說(shuō)明隨著研發(fā)投入水平的不斷提升，對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也在提升；最后在研發(fā)投入水平達(dá)到第2個(gè)門檻值0.7%之后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)變?yōu)檎?，起到了正向的促進(jìn)作用。從此角度看，北京、天津和上海已經(jīng)處于高研發(fā)投入水平地區(qū)，其制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升幅度更大。其他因素的回歸結(jié)果與前文全樣本數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果保持一致，這里不再贅述。具體回歸結(jié)果見(jiàn)表9。

吸收能力的影響因素主要包括東道國(guó)自身的研發(fā)水平、人力資本水平、金融市場(chǎng)效率以及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度等[18]。格雷戈里奧等(Borensztein et al，1998)把人力資本存量作為一個(gè)門檻變量，檢驗(yàn)東道國(guó)人力資本存量是否是影響外資企業(yè)技術(shù)外溢效應(yīng)的關(guān)鍵因素，發(fā)現(xiàn)東道國(guó)人力資本水平越高，吸收能力越強(qiáng)。尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的FDI更加會(huì)提升發(fā)展東道國(guó)的技術(shù)吸收能力[13]。本文選取的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI促進(jìn)了中國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展，但是仍有一些因素在制約著中國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)一步提升，這就是前文實(shí)證研究的人力資本水平和研發(fā)水平。這些服務(wù)的FDI均需要中國(guó)擁有高人力資本水平和高研發(fā)水平。因此，上述理論和本文的實(shí)證分析結(jié)果很好地結(jié)合在一起，結(jié)果顯示人力資本水平和研發(fā)水平均存在門檻效應(yīng)，這就說(shuō)明國(guó)家應(yīng)注重教育的投入和研發(fā)的投入支持，培養(yǎng)高技術(shù)、高水平的人才，不僅要注重開(kāi)放服務(wù)業(yè)，也要注重本國(guó)內(nèi)部提質(zhì)增效、苦練內(nèi)功，努力向技術(shù)創(chuàng)新前進(jìn)。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高確實(shí)存在顯著的門檻效應(yīng)，門檻變量分別是人力資本水平和研發(fā)投入水平。人力資本水平及研發(fā)投入水平與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高之間呈非單調(diào)的關(guān)系，隨著人力資本水平的提升，這種提升作用就會(huì)發(fā)生顯著性改變，即門檻效應(yīng)。進(jìn)一步對(duì)研發(fā)投入水平這一門檻變量進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：隨著研發(fā)投入水平的提高，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的系數(shù)就發(fā)生了由負(fù)轉(zhuǎn)正的變化，由抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用，即研發(fā)投入水平與二者之間的關(guān)系存在門檻效應(yīng)，這也解釋了各個(gè)地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率存在差異的重要原因。

(二)政策建議

當(dāng)前，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)已成為國(guó)家發(fā)展的一項(xiàng)重要內(nèi)容，在“新常態(tài)”的背景之下，如果制造業(yè)不能夠?qū)崿F(xiàn)轉(zhuǎn)型升級(jí)，將使得中國(guó)制造業(yè)面臨來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家高端制造業(yè)回流和發(fā)展中國(guó)家中低端制造業(yè)分流的雙重?cái)D壓，為了防止雙重?cái)D壓的嚴(yán)重后果，本文從以下兩方面提出建議來(lái)緩解目前制造業(yè)的困境：

一方面，大力引進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外商直接投資企業(yè)，加大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的進(jìn)口，積極調(diào)整和優(yōu)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高兩行業(yè)關(guān)聯(lián)度[20]，以生產(chǎn)性服務(wù)推動(dòng)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，加快推進(jìn)“十三五”期間中國(guó)由制造業(yè)大國(guó)向服務(wù)業(yè)大國(guó)轉(zhuǎn)型。

另一方面，注重吸收能力的提升。根據(jù)本文的研究結(jié)果，吸收能力的強(qiáng)弱很大程度上取決于國(guó)內(nèi)的人力資本水平、研發(fā)投入水平和金融發(fā)展水平等。首先，應(yīng)該重視人力資本的作用，提升人力資本水平，人力資本的積累無(wú)論是對(duì)增強(qiáng)吸收能力，還是對(duì)中國(guó)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都具有重要的意義。其次，應(yīng)加強(qiáng)國(guó)內(nèi)研發(fā)投入的力度，以創(chuàng)新帶動(dòng)企業(yè)發(fā)展。科技是第一生產(chǎn)力，只有本國(guó)企業(yè)提高自身的研發(fā)水平，才能夠具備吸收國(guó)外溢出技術(shù)的能力。因此，國(guó)內(nèi)企業(yè)應(yīng)加大對(duì)企業(yè)內(nèi)部研發(fā)的投入；政府通過(guò)制定相關(guān)的法律法規(guī)和政策，如保護(hù)專利技術(shù)和自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)，激發(fā)技術(shù)人員創(chuàng)新的積極性，為企業(yè)技術(shù)人員提供技術(shù)創(chuàng)新的公平環(huán)境；開(kāi)展國(guó)際技術(shù)合作，使得國(guó)內(nèi)企業(yè)積極參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)，學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，提高企業(yè)自主創(chuàng)新的能力。最后，提升中國(guó)的金融發(fā)展水平。注重金融對(duì)制造業(yè)企業(yè)的服務(wù)，更好地發(fā)揮配置資源、調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)、服務(wù)發(fā)展的功能，保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展。

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(責(zé)任編輯：蔣 琰)

Could FDI in Producer Services Promote the Total Factor Productivity of the Manufacturing Industry?

GUO Genlong,LU Huixin

(Shanxi Normal University,Linfen 041000,China)

This paper, using Hansen’s threshold regression model, analyses the threshold effect between FDI in producer services and total factor productivity in manufacturing with provincial panel data from 2005 to 2014.The empirical results show that the human capital level and the R&D level of FDI in producer services have a threshold impact on total factor productivity of manufacturing；FDI in producer services can promote total factor productivity of manufacturing and the human capital level and the R&D level show non-monotonous relationship.With the increase of the human capital level, the promotion will significantly change; with the improvement of the R&D level, the coefficient of FDI in producer services promoting total factor productivity in manufacturing is changed from negative to positive, from inhibition to promotion.

FDI in producer services；manufacturing；total factor productivity；threshold regression model

10.13504/j.cnki.issn1008-2700.2017.05.006

2016-12-19

山西省高等學(xué)校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地項(xiàng)目“山西金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的薄弱環(huán)節(jié)治理研究”(2016318)

郭根龍(1967—)，男，山西師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授；魯慧鑫(1993—)，女，山西師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生。

F740

A

1008-2700(2017)05-0044-09