(一)模型的设立

　　为了考察生产性服务业FDI对不同类型企业生产效率影响的差异，我们将工业企业划分为内资和外资工业企业两个部门。检验FDI对产业效率的影响，通常采用模型:TFPt=C+λTFPt－1+α(FDI)+βX+μ其中全要素生产率增长率(TFPt)代表东道国工业企业生产率增长率，TFPt－1为滞后一期的生产率增长率，FDI为外商直接投资额或比重。X是若干影响效率的因素，为控制变量;α、β、λ为系数，C为常数，μ是随机误差项。如果α>0则说明FDI能提高东道国企业生产效率;否则，反之。

　　新制度经济学认为，制度(ins)的优劣决定了资源配置效率的高低，一个社会的经济绩效如何，最终取决于制度对个人行为所提供的激励状况。尽管我国商品和要素市场发育还不完善，但一系列的制度变革，使我国的微观层面和宏观层面都发生了巨大变化。从微观层面看，随着产权制度改革的深化，微观治理结构不断完善，企业效率逐步提高，尤其与企业效率正相关的非国有企业的不断完善和发展(刘小玄，2005)，极大提高了微观层面的生产效率。从宏观层面讲，随着资源从低效率的第一产业向二、三产业的转移，使资源配置效率和产业生产效率不断提高。简言之，在经济转型过程中，制度的完善是解释生产率增长一个不可或缺的变量。因而，研究生产性服务业FDI对工业企业生产效率的影响，需要将制度因素纳入其中。随着制度的不断完善，即使生产性服务业FDI对工业企业生产效率提高没有影响，后者的效率也可能会提高。因而，如果忽视制度改善对工业企业生产率增长的影响，无疑将会夸大生产性服务业FDI对工业企业效率的影响(蒋殿春，2008)。

　　为了正确评估生产性服务业FDI对我国工业企业生产效率的影响，借鉴王志鹏(2003)和蒋殿春(2008)的研究方法，构建如下模型:lnTFPi，t=C+α1lnTFPi，t－1+α2lninsi，t+α3lnFDIi，t+α4lnXi，t+α5lninsi，t×lnFDIi，t+μi，t考虑到制度变量与生产性服务业FDI具有相互促进的事实，本文也将二者的交互项引入式之中。

　　(二)变量说明

　　要研究生产性服务业FDI对工业企业生产效率的影响，首先要解决行业划分问题。生产性服务业是指那些被其他商品和服务的生产者用作中间投资服务的部门与行业。尽管学者们对生产性服务业的这一功能性定义基本上达成了一致看法，但是，对其所包含的具体活动的外延还没有形成统一的意见。

　　在这里，依据我国《国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》对生产性服务业外延的分类及统计数据的可得性，本文选择地质勘查水利管理业、交通运输业邮电通信业、金融保险业、科技服务业和商业租赁业作为生产性服务业的细分行业。

　　1.生产率增长率。考虑到各个地区生产结构的差异性及技术独占性，本文采用索洛余值法计算工业企业的生产率增长率。以各省、自治区和直辖市工业企业总产值为产出变量，以资本存量、就业人员作为投入变量，利用Cobb-Douglas生产函数计算出工业企业的全要素生产率增长率。构建如下双对数生产函数模型:lnTFPi，t=lnYi，t－mi，tlnKi，t－ni，tlnLi，t其中，Yi，t、TFPi，t、Ki，t、Li，t分别代表地区i在第t年工业企业的总产值、工业企业生产率增长率、资本存量和就业人员。工业总产值利用各地区GDP平减指数(以1978年为基期)进行平减，资本存量利用各地区固定资产投资价格指数(以1978年为基期)进行平减。资本存量采用永续盘存法进行计算，固定资产折旧率为5%。

　　2.制度变量。制度的量化存在很多争议，不同的研究选取的测度方法也有所差异。测度非国有经济的发展程度以及测算市场化指数是两种常用的方法。尽管非国有经济发展程度只反映地区市场化进程的一个方面，但一方面，它是中国转型过程中影响最为深远的制度变化;另一方面，它与市场体制中各个方面都保持着千丝万缕的联系，转型过程中一系列的政策措施，如价格体制改革、宏观经济管理体制的改革的最终成果，都反映到民间资本的市场行为上和社会生产领域中。因此，本文采用非国有经济发展程度作为衡量一个地区的制度环境状况。

　　由于单一的市场指标不能全面反映非国有经济的发展程度，本文选用各地区内资部门非国有经济增加值占各地区国民生产总值比重、非国有经济投资额占各地区投资总额的比例以及非国有经济就业人员占各地区就业总人数份额这3个指标的算术平均值，来反映各地区非国有经济的发展情况(汪锋，2006)。为了后续研究的方便，本文利用比较法将非国有经济发展程度转化为相对指数。具体做法为:将全部时段内各地区非国有经济发展程度最低的地区的非国有经济发展指数赋值为1，其余数据与该数据进行比较得到相应指数。一般而言，非国有经济发展程度越高，越有利于工业企业生产效率的提高。

　　3.其他变量。根据FDI理论和已有的研究成果，本文选用各地区生产性服务业FDI实际投资额占各地区固定资产投资的比重作为外商投资的替代变量，并仿照制度变量指数处理方法进行指数转化。

　　选取工业企业的人力资本投入、物质资本投入、研发投入以及各地区的工业企业规模作为控制变量。具体定义如下:humcapi，t是地区i在第t年工业企业科学家和工程师的人数占科技活动人员的比例，代表人力资本投入;percapi，t是地区i在第t年工业企业人均固定资产，度量物质资本投入多少;perrdi，t是地区i在第t年工业企业人均科技活动经费内部支出，衡量研发投入，考虑到研发投入对生产效率的滞后效应，本文选择滞后一期作为解释变量;scalei，t是地区i在第t年大中型工业企业增加值占该地区工业增加值的比例，衡量工业企业规模对其生产效率的影响。

　　(三)数据说明

　　本文选取全国25个省、直辖市和自治区2000－2006年共计175个面板数据进行研究。其中海南省和西藏自治区未列入样本;考虑到数据的不可拆分性，将重庆市合并到四川省;吉林省、湖南省和宁夏自治区生产性服务业FDI的数据未能获得，因此，这三个省份与未列入样本之中。另外，港、澳、台地区也未列入考虑范围。本文数据选自历年《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国国内生产总值核算历史资料(1952－2004)》、《中国劳动统计年鉴》以及各省、直辖市和自治区的历年统计年鉴。固定资产投资用固定资产投资价格平减指数进行平减，其余数据用GDP平减指数进行平减。

　　四、计量检验与结果分析

　　(一)检验结果

　　为了纠正面板数据中存在的截面异方差，我们选用截面加权的固定效应(FE)法对模型进行估计。因而，用固定效应进行估计，必将导致参数估计的非一致性，进而基于估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的。为了解决这一问题，本文使用系统GMM方法对模型重新进行估计，并用Whiteperiod方式进行加权，选取因变量的滞后二期以及其他外生解释变量本身作为GMM的工具变量。

　　针对GMM估计的Sargan检验结果表明，工具变量的选择是合适的。为了评价估计结果和滞后阶的稳健性，我们对面板残差进行平稳性和自相关检验。本文选用Imz统计量以及Levinet和Breitungt统计量检验平稳性。从检验结果可知，面板残差均在5%的显著性水平下具有平稳性。进一步，本文利用Arellano-Bond统计量检验估计结果中残差的自相关性，结果表明，在10%的显著性水平下，均不能拒绝残差中无高阶自相关的原假设，即滞后阶具有稳健性。因此，本文所估计的动态面板数据模型是可信赖的。

　　(二)进一步的结果分析

　　首先，我们考察生产性服务业FDI对内资工业企业生产效率的影响。是在没有考虑制度改善对生产效率影响的情况下，考察生产性服务业FDI对内资工业企业生产效率的影响。无论是使用FE估计还是GMM估计，生产性服务业FDI的回归系数均为正数且在10%的水平下显著。这表明，生产性服务业FDI的增加与工业企业生产效率的提高具有显著正相关性。由于FE估计结果容易导致估计参数的非一致性，我们的讨论围绕GMM估计展开。

　　估计结果看，生产性服务业FDI和人力资本投入的回归系数分别为0.01和0.80，且在10%和1%水平下显著。这说明，生产性服务业FDI的增加和人力资本投入的提高均能显著提高工业企业的生产效率。这与经验判断相一致。物质资本投入的回归系数为0.03且通过5%的显著性水平检验。这一事实表明，物质资本投入与生产效率正相关。这意味着我国工业企业生产效率提高的技术进步方式是偏资本增加型。工业企业生产规模的回归系数为0.06且在10水平下显著。这一事实说明，目前我国工业企业规模的扩大有利于其生产效率的提高。研发投入滞后一期的回归系数没有通过10%的显著性水平检验，这意味着，工业企业研发投入的增加并没有显著提高其生产效率。这可能与我国研发投入重研究轻应用，重科研论文轻推广应用，重投入轻产出及市场导向比较弱的局面有关。

　　本文引入了制度变量，即在考虑制度改善对生产效率影响之后，考察生产性服务业FDI对工业企业生产效率的影响。从估计结果看，制度变量与生产性服务业FDI交互项的回归系数为0.06且在10%的水平下显著。这一事实表明，二者间存在很强的互动作用。一方面，国内制度的改善有助于生产性服务业FDI提高内资工业企业的生产效率。制度的完善使微观经济主体的激励机制不断改善，使工业企业加大生产性服务在投入中的比例，从而有利于生产性服务业FDI提高工业企业生产效率。另一方面，生产性服务业FDI的增加促进了我国制度的变迁。各地区为了吸引外资并发挥其作用而创造了良好的市场环境，推动了市场制度的不断完善。利用外资推动制度改革也是我国改革开放的一个重要组成部分。制度变量的估计系数为0.16且在10%的水平下显著。由于交互项作为解释变量引入模型中，依据模型中存在交互项时对回归变量系数的解释可知:当lnFDI=0(FDI=1)，即生产性服务业FDI处于各地区最低水平时，制度的改善对工业企业生产效率提高依然有显著的正效应，与前述分析相一致。

　　随之，我们观察生产性服务业FDI系数的变化。在考虑制度改善对工业企业生产效率影响之后，生产性服务业FDI的回归系数为0.0016且没有通过10%的显著性水平检验。这一事实表明，如果剔除制度发送对工业企业生产效率的影响，生产性服务业FDI对我国内资工业企业生产效率提高的作用非常微弱，与前述的理论分析相一致。这一结论也意味着，在不考虑制度改善对生产效率影响的情况下，的确存在对生产性服务业FDI能够提高内资工业企业生产效率的高估。