服务业开放与城市新一轮增长.docx
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服务业开放与城市新一轮增长
服务业开放与城市新一轮增长
一服务业开放与经济增长关系的研究进展
中国实行对外开放战略以来，服务贸易发展迅速，极大地促进了经济增长和经济结构优化。
20世纪80年代后，中国服务贸易出口增速不断加快，服务出口大大高于同期GDP的增长速度，是世界上服务出口增速最快的国家之一。
但是，总体上中国依然是服务贸易小国，且服务业出口层次低，与中国作为制造业出口大国的地位形成鲜明反差。
同时，服务业利用外资增长迅速，尤其是加入世贸组织后，中国服务业吸引国际直接投资的规模及其占吸引外资总额的比重开始回升，2007年服务业合同利用外资规模达776.73亿美元，占各行业外商直接投资总额的33.15%，较2006年有较大幅度上升。
但与其他大多数国家外资进入的产业以服务业为主的发展趋势不同，中国所吸收的大部分外商直接投资长期以来都集中在劳动密集型制造业，服务业吸引外资的比重一直徘徊在25%左右，明显低于世界平均水平。
近年来，服务业开放与经济增长成为理论和政策研究的热点问题之一。
王小平（2005）对我国服务业利用外资的实证研究表明，我国服务业利用外资与服务业增加值、服务业就业、服务贸易等指标的直接相关性较弱，服务业利用外资的作用主要体现在促进和带动我国服务业的体制改革、管理创新、技术引进、产业带动与服务业的外向型发展等方面。
夏晴等（2008）以浙江为例，对服务业外商投资与经济增长的关系进行了实证研究，认为浙江服务业外商投资与GDP、人均GDP以及服务业比重之间均存在着双向的因果关系。
这表明浙江省的经济持续增长和结构升级是促进服务业利用外资增长的重要因素；同时，服务业利用外资的迅速增长促进了浙江经济进一步发展和产业结构的改善。
梁丹丹、程大中（2005）分析了我国服务贸易增长率与经济增长率的实证关系，认为我国服务进口增长率对经济增长率具有较大的促进作用，但服务出口增长率对经济增长率的贡献小于服务进口增长对经济增长率的贡献。
苗秀杰（2005）等也分析了中国服务贸易的效应。
蒋昭乙（2008）对服务贸易影响经济增长的机制进行了实证分析，验证了服务贸易通过增加人均资本、加快制度变革进程等对人均产出产生正面影响。
但服务贸易进口与出口的经济增长效应相互不平衡，并且总体上落后于货物贸易。
刘泽照（2008）对1980～2005年世界服务贸易与经济增长关系进行统计分析，但没有分析中国服务贸易与经济增长的关系。
目前，国内很少有人从城市服务业角度研究服务业开放与城市经济增长的关系，也很少有人从城市服务业开放的视角探究城市间服务业发展差距拉大的深层原因。
当前我国已进入经济发展新时期，服务业开放对城市新一轮增长意义重大，选择服务业开放背景下城市新一轮增长这个选题完全符合国家服务业发展战略和对外开放总体部署的要求。
本文以代表性城市服务业开放的基本情况和特征为背景，主要从服务业开放和工业开放等方面分析影响城市经济增长的主要因素，鉴别不同因素影响城市经济增长的程度和作用大小，进而分析服务开放对城市增长的贡献和探讨服务业进一步开放的空间大小。
二中国城市服务业开放的总体特征描述
（一）城市服务业利用外资的总体情况
随着经济全球化进程的不断加快，世界服务业的快速发展推动全球经济不断向服务经济转型。
在以知识为基础的经济中，跨国公司对服务业的影响要远远大于对制造业和资源产业的影响（UNCTAD，2004），因此，跨国公司成为推动服务全球化的重要力量，并成为各国服务业深入参与全球产业分工的主要媒介。
近年来，跨国投资在产业领域发生的结构性变化是制造业的跨国投资急剧下降，而服务业的跨国投资迅速增加。
服务业跨国投资增长迅速，成为推动服务业全球化的主体。
20世纪90年代中期以来，虽然中国吸引的外商投资仍以工业行业为主，但随着中国经济增长的巨大潜力逐步明朗和国内产业配套体系不断完善，外商投资企业开始迅速增加在服务业的投资，服务业成为跨国公司在中国进行投资的一个新亮点。
从服务业外商投资的城市分布结构分析，外商投资仍然较为集中于东部发达地区的城市，而中部和西部地区的城市服务业吸引的外商投资规模较小。
服务业外商投资集中于经济发达地区的城市的主要原因是，城市是服务业自然集中的场所和地区，服务业的发展程度与城市的人口密度、城市化程度、人均收入等指标呈正相关（姚战琪等，2009），这些指标在发达地区城市的表现情况要大大优于落后地区的城市；同时发达地区城市的产业配套条件、基础设施状况和人力资本积累也优于落后地区，因而外商倾向于投资东部沿海地区的城市便成为其追求自身收益最大化的必然选择。
由于中部和西部城市数据不可得，我们收集到长江三角地区和珠江三角地区主要城市服务业实际利用外商直接投资的数据，并计算这些城市服务业外商投资占全行业外商投资的比重。
从表1可以看出，长三角地区的主要城市服务业外商投资比重略高于珠江三角洲城市，2007年长三角城市服务业外商投资比重平均值为28.05%，珠三角城市服务业外商投资平均比重为27.47%。
从两大地区内部城市服务业外商投资的对比看，长三角地区的部分城市服务业外商投资占外商投资总量的比重较大，例如，上海服务业外商投资比重为67%，杭州为62%，表明这些城市服务业发展成熟，这些城市正向后工业化阶段过渡，服务业成为该城市主导产业，因而外资对当地服务业的发展、经济增长和结构转换具有积极的促进作用。
珠三角地区的服务业外商投资比重最高的是深圳（48.5%），其次为佛山（41.3%），这些地区的城市服务业发展基础相对长三角地区弱，加之长期以来支撑地区经济增长的是以重化工业为主的工业发展模式，迅猛发展的加工贸易和国外代工等外向型贸易结构带动了生产性服务的发展。
因此，外商在珠三角服务业投资主要围绕全球生产体系和加工贸易配套的生产性服务业进行。
表1我国长江三角地区主要城市服务业实际外商直接投资占全行业外商投资的比重
表2我国珠江三角地区主要城市服务业实际外商直接投资占全行业外商投资的比重
（二）各城市金融服务业开放
目前入世过渡期已经结束，我国金融业进入全面开放阶段。
金融服务业开放有利于改善我国金融机构的资本结构，改善国际收支和稳定国际资本流动，有利于吸收国外金融机构先进的经营管理经验、规范我国信贷和资金交易行为、提高我国金融业服务水平、促进我国金融业走向国际。
按照加入世贸组织时金融服务贸易的总体承诺水平，在东亚地区和发展中国家中，中国金融服务自由化水平较高，跨境交易、境外支付、商业存在等三种金融服务贸易方式的总体开放程度高于大多数国家（Liu，2005）。
从各城市银行服务开放情况来分析，外资银行由最初集中于北京、上海、广州、深圳等东部城市向中部城市和西部城市扩散，但是外资银行仍主要聚集于长三角和珠三角等经济发达地区的主要城市（见表3）。
（三）各城市旅游服务开放
国际旅游是中国服务业对外开放的主要内容之一，也是中国服务贸易顺差最大和最具比较优势的服务产业。
根据国家统计局提供的数据显示，1979～2007年，中国的国际旅游收入由2.6亿美元增加到419.2亿美元，增长了160倍，世界排名由1980年的第34位上升至第5位。
2007年国内旅游人数和旅游收入分别达到16.1亿人次和7770.6亿元，比1990年分别增长4.8倍和44.7倍。
根据2009年最新公布的中国国际旅游收入的城市排行数据，国际旅游收入最多的城市依次是北京、广州、上海、天津、青岛、杭州、深圳、南京、济南、大连。
可以看出，在国际旅游收入最多的城市中，全部是东部城市。
为了清晰描述和对比三大地区国际旅游收入发展水平和速度，我们根据《中国旅游年鉴》公布的东部32个城市、中部14个城市和西部14个城市的国际旅游外汇收入数据，分析2001～2007年的三大地区主要城市国际旅游收入的增长趋势（见表4）。
可以看出，东部主要城市国际旅游规模较大，增长速度也较快。
2001～2007年，北京国际旅游收入由29.46亿美元增长到45.8亿美元，增长55.47%；上海由18.08亿美元增长到46.73亿美元，增长158.46%；西安由3.20亿美元增长到5.43亿美元，增长69.69%；重庆由2.18亿美元增长到3.82亿美元，增长75.23%；武汉由1.60亿美元增长到2.28亿美元，增长42.5%；哈尔滨由0.67亿美元增长到1.53亿美元，增长128.36%。
总体分析，在我国国际旅游市场中，东部城市的市场规模最大，开放度也最高；西部城市的市场规模大于中部城市，开放度也高于后者。
表3外资银行分行和代表处在不同城市的分布
表4我国东部、中部和西部地区代表性城市国际旅游收入对比
（四）各城市房地产服务开放
外资进入我国房地产服务业主要有以下几种方式：
第一种方式是直接购买境内房地产。
资料显示，截至2006年10月底，境外投资者在国内房地产领域投资约40亿美元，占同期国内全部房地产投资总量（包括土地市场交易）的3%，主要投资集中在北京、上海、广州、深圳等一线城市；第二种方式是设立外资房地产公司；第三种方式是非居民外汇流入国内后进入房地产市场；第四种方式是外资通过各种地产基金方式进入国内房地产市场（李晓晗，2008）。
图12002～2007年我国东部16个城市、中部8个城市和西部11个城市外商房地产投资变动
国内一线和二线城市是外资进入房地产市场的主要区域。
外资进入我国城市房地产市场对弥补房地产业资金缺口、提升房地产企业竞争能力和满足国内消费者差异化需求等方面具有积极作用，但由于我国房地产市场运行机制的不健全和政府监管机制的不完善，外资进入房地产市场不可避免地导致了房地产价格波动、加剧了国内市场供求结构失衡和增大了人民币汇率升值压力（中央党校经济学部课题组，2008）。
从图1可以看出，从2002年我国进入新一轮增长周期以来，外资在几个主要的一线和二线城市投资规模波动幅度较大。
外资在多数城市房地产投资起步较晚，但增长速度非常快。
根据统计年鉴，我们计算了2002～2007年我国东部16个城市、中部8个城市和西部11个城市外商房地产投资规模。
例如，2002年东部主要城市房地产利用外资规模为99.67亿元，2007年增长到340.36亿元，增长了2.41倍，西部主要城市2002年房地产利用外资为6.67亿元，2007年增长到82.62亿元，增长了11.39倍，中部主要城市2002年房地产利用外资为4.51亿元，2007年增长到43.41亿元，增长了8.63倍，可以看出，主要城市房地产利用外资规模增长最迅速的时期，恰恰是我国政府对房地产市场实行宏观调控的时期。
例如，2006年5月以来，中央政府发布了严厉的政策措施遏制房地产市场泡沫，依法从高征收土地闲置费，紧缩房地产企业获取信贷的渠道。
但在内资房地产企业资金流动性受到极大影响的同时，外资进入我国主要城市房地产市场的步伐没有减慢，反而加快了。
例如，2006年，北京房地产利用外资规模为38.56亿元，与2005年持平（2006年北京房地产利用外资增幅变化不大是因为北京作为首都，受国家调控政策的影响最直接）；上海为55.96亿元，比2005年增长15亿元；深圳为8.94亿元，比2005年增加6.5亿元，其他城市都有不同程度增加。
三服务业开放与城市经济增长关系：
一项计量研究
（一）方法、指标选取和基本假设
本报告主要从工业外商投资、外商投资总量、出口、服务开放等方面分析影响城市经济增长的主要因素，鉴别不同因素影响经济增长的程度和作用大小，进而分析服务开放对城市增长的贡献度和探讨服务业进一步开放的空间大小。
为了研究在其他因素不变量情况下服务开放对城市经济增长的影响程度，我们选择外商投资、出口等变量作为控制变量。
首先，建立以下基本模型：
Y=f（FI，MF，SO，EX）
其中Y为各城市GDP，FI为外商投资总额，MF为工业外商投资产值，SO为服务业开放，EX为出口总额。
其次，根据文献中关于城市经济增长与服务业开放关系的基本理论和我国城市产业开放的实际进展，我们做以下基本假设。
（1）外商投资是促进我国城市经济增长的主要因素之一。
改革开放以来，外商投资迅猛增长，极大地促进了我国经济增长和结构转变。
因此，本文假设，在其他条件不变的情况下，外商直接投资与城市经济增长具有显著正相关关系。
（2）工业是我国外商投资最集中的产业，外商在工业的投资额占我国实际利用外资额的70%，而服务业仅占外商实际投资额的30%左右。
现有研究已经表明，工业领域的外商投资是促进我国经济增长的主要因素之一。
同样，城市是我国工业外商投资的主要区域，工业外商投资促进了城市经济的快速增长和结构转型。
因此，本文假设，工业领域外商投资额与城市经济增长具有显著正相关关系。
（3）从传统的GDP核算公式GDP＝C＋I＋G＋（X-M）角度进行分析，进口是作为经济活动成果的一个“漏出”因素进入核算公式的，因此，进口在短期内具有降低总产出的作用，而出口是增加总产出的一个直接因素。
因此，本文假设，出口对城市经济增长具有显著贡献，二者保持明显正相关性。
（4）服务开放是促进城市经济增长的重要因素之一。
在1983～2007年期间，中国服务贸易出口、服务贸易进口、GDP三个时间序列都处于上升趋势，服务贸易出口与服务进口两个变量基本保持同步变动趋势，两个变量相关性很强。
20世纪80年代后，中国服务贸易出口增速不断加快，服务出口增长速度大大高于同期GDP，是世界上服务出口增速最快的国家之一。
按照1983年不变价格计算，在1990～2007年，中国服务出口贸易年平均增长17.64%，略高于1983～1990年的16.09%，总体增长速度为世界平均水平的2.9倍。
同时，服务贸易进口以更快的速度增长，年平均增长速度由1983～1990年的14.96%，增长到1990～2007年的19%。
城市是我国服务开放最为集中和开放程度最高的区域，服务开放对城市经济增长具有显著贡献，因此，本文假定，在其他条件不变的情况下，服务开放与城市经济增长也具有正相关关系。
（二）数据选择、描述性统计及相关分析
1.数据选择
本文采用由2007年中国35个直辖市、省会城市和副省级城市构成的截面数据（不包括重庆市、台湾省、香港特别行政区、澳门特别行政区），数据均来自《中国统计年鉴》、《中国第三产业年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口年鉴》等公开资料。
变量的具体解释见表5。
表5变量的一般描述
2.变量描述性统计
变量的描述性统计结果显示，国际旅游收入、外商投资等指标距离均值的离散程度较小，可以认为这些变量对城市经济增长有较稳定的影响。
由于各城市经济发展水平不同，经济外向程度差异大，外商投资工业生产总值和出口等变量的标准差较大，符合中国各城市发展的实际。
表6变量描述性分析
3.各因素相关性分析
考虑到对各时序数据取对数之后不会改变时序数据的性质和关系，且所得到的数据易消除异方差问题，所以对所有变量取对数形式。
通过计算各变量间的相关系数可以初步验证各变量是否对各个城市经济增长具有明显影响。
如表7所示，外商投资工业生产总值、国际旅游收入、外商投资总额和出口等4个变量与城市经济增长正相关，相关系数均通过0.01显著水平检验。
表明这四个变量与因变量之间具有统计上的显著关系。
外商投资工业总产值与城市总产出显著正相关，表明工业的外商投资是拉动各城市经济总产出增长的主要因素，工业行业的外商投资对经济增长的贡献最大。
以国际旅游收入衡量的服务开放与各城市GDP也保持非常明显的正相关关系，说明依靠外部需求带动的国际旅游产业的快速发展是解释各城市总产出增长的主要变量之一。
外商投资总额与经济总产出的相关系数虽然小于工业外商投资总产值和国际旅游收入两个变量，但仍具有统计上的显著性，表明外商投资是解释城市经济增长不可忽视的重要因素。
与预期一致，出口与城市GDP也保持较明显的正相关性，说明货物贸易出口是推动各城市经济增长的重要变量。
表7变量相关系数矩阵
4.数据回归分析
基于以上各个因素相关性分析的结果，可以进一步利用线性回归模型研究各因素对城市经济增长的影响。
将与城市GDP具有明显相关关系的自变量引入下面的计量模型。
Log（GDP）i=b0+b1×Log（INTO）i+b2×Log（FDIOUT）i+b3×Log（TFDI）i+b4Log（EXP）i+μi
由于采用截面数据，模型中的各变量间可能具有一定的相关性，因此存在多重共线性的可能。
为降低多重共线性对回归结果的影响，本文采用逐步回归法，剔除F检验的伴随概率大于0.1的自变量，保留F检验的伴随概率小于0.05的自变量，同时进行多重共线性检验。
表7是根据逐步筛选法渐次进入回归方程的两个模型的系数分析结果。
最终的回归方程为：
Log（GDP）=10.658+0.210×Log（INTO）+0.244×Log（FDIOUT）
（1）
标准化后的回归方程为：
Log（GDP）=0.429×Log（INTO）+0.524×Log（FDIOUT）
（2）
从表8可看出，自变量的容忍度均大于0.1，膨胀系数均小于10，表明模型不存在较为严重的多重共线性。
同时根据克莱因法则，模型的拟合优度大于自变量与因变量的相关系数，也说明模型不存在严重的多重共线性问题。
计算White异方差检验的F统计量、χ2统计值及其对应的P值显示，P值大于给定的显著水平1%，在该显著水平上接受零假设，即原回归方程的误差基本上同方差（F检验值为1.48，P值为0.22；χ2统计量为7.12，P值为0.21），表明方程基本不存在异方差问题。
表8回归模型检验结果
外商投资企业工业总产值和国际旅游收入作为对因变量影响显著的因素进入回归方程，并通过异方差检验、多重共线性检验。
调整后的R2达到0.824，表明方程2具有明显的线性关系，并且具有很好的拟合优度。
从标准化的回归方程可以发现，对城市经济增长影响程度最大的因素是外商投资企业工业总产值，其次是国际旅游收入。
外商投资总额及出口总量由于与其他变量存在多重共线性问题，因此没有引入模型。
各城市国际旅游收入对经济增长具有明显的促进作用，这与我国资源禀赋特点和比较优势相符。
旅游是我国服务贸易出口最多的三大部门之一，在1998～2002年期间，旅游作为中国服务出口的第一大部门，其份额在50%以上。
2003年以后，旅游业占服务贸易出口的比重缓慢下降，但2007年仍高达30.47%。
2007年，运输占我国服务贸易出口的比重为25.63%，其他商业服务比重为22.02%。
旅游产业显著的乘数效应和产业关联效应是其推动城市经济增长的主要原因。
在学术界一些研究人员开创性地分析了国际旅游收入与地区经济增长的关系。
马西森（Mathieson）和沃尔（Wall）于1982年提出旅游乘数的概念，并认为最初的旅游消费，通过乘数效应，能促使地区收入成倍增长。
我们的分析结果与刘桂玉和张战仁（2008）对桂林市国际旅游业和经济增长的关系的研究结论一致。
他们对国际旅游业和地方经济增长之间的动态关系进行了实证分析，数据结果显示，国际旅游业的发展与桂林经济增长存在长期稳定的动态均衡关系。
这表明各城市国际旅游收入作为服务业开放的替代指标对推动城市经济增长具有较大的贡献度。
外商投资企业工业总产值作为工业开放程度的替代指标对各城市经济增长具有显著的正效应。
国内一些研究成果分析了工业外商投资与经济增长的紧密关系。
例如，吴德进（2003）以福建省为例，分析了外商投资对福建工业增长和技术溢出的贡献，认为外商投资对我国工业增长提供了资金来源，扩大了工业总产值，增加了工业利税；同时为工业增长提供了先进的技术和管理经验，培养和提供了大量的人力资源。
（三）回归假设条件检验
1.回归方程误差服从正态分布检验
通过观察图2的标准化残差序列正态分布的直方图和图3的标准化残差正态P-P图可以发现，残差项基本接近正态分布，满足回归的正态假设条件。
图2回归残差正态分布检验
图3标准化残差正态P-P
2.多重共线性检验
从自变量共线性检验结果看，模型能够基本上排除多重共线性的可能。
虽然表9中模型2的第3维度的条件指数较大，达33.14，但通过分析可发现，外商投资工业总产值的第4特征根解释了方差的98%，第4特征根也能解释国际旅游收入的绝大部分方差，因此，可以认为国际旅游收入和外商投资工业总产值这两个自变量之间不存在较强的相关性。
同时根据克莱因法则，模型的拟合优度大于自变量与因变量的相关系数，也说明模型不存在严重的多重共线性。
表9自变量共线性检验
3.自相关检验
回归方程2的DW检验值为1.659，在5%的显著性水平下，DW统计量的临界值为du=1.57。
因此，模型2基本无一阶自相关问题。
四城市服务业开放存在的主要问题
改革开放以来，尤其是加入WTO以来，我国服务业对外开放程度不断提高，服务业开放成为中国融入世界经济的主要内容之一。
在我国已进入经济发展的新阶段和世界经济呈现服务化的背景下，我国服务业开放的潜力非常巨大，服务业开放对城市经济增长的贡献不断增大，可以毫不夸张地说，服务业开放将成为推动城市新一轮增长和结构转型的引擎。
但城市服务业开放仍存在不少问题，化解服务业开放进程中存在的各种问题成为发挥服务业开放对城市经济增长贡献作用的关键。
1.各城市服务业开放程度的差距拉大，在一定程度上拉大了各城市间服务业发展的差距
从2007年底开始，我国服务领域开放基本上不再有地域限制，中西部、东北地区的服务业对外资开放的进程加快。
但是，外资在我国各地区尤其是在各城市的分布是不均衡的，东部城市服务业开放程度高，而中西部开放程度很低。
虽然在整体上，服务业对外开放促进了我国经济增长、要素重新配置和结构升级，但各城市服务业开放程度的趋异化，会使地区间本已拉大的服务业发展差距和结构问题更加凸显。
以银行业开放为例，国际经验表明，外国银行进入东道国具有明显的区域倾向和产业倾向，增加了东道国信贷分配的不平衡。
例如，在1995年，大约有94%的外国银行集中于阿根廷的布宜诺斯艾利斯，但是国内私人银行进入在该地区的比重仅为70%。
与此相类似，外国银行对阿根廷国内农业的资金投放比重很低，仅为5%，但是国内私人银行该比重为15%，公共银行为15%（Clarkeetal.2000）。
再以商业零售业对外开放为例，除了一些经济实力非常强大并已迅速占领中国国内市场为投资战略目标的外商企业以外，多数外商投资企业的主要投资区域仍是东部发达地区的城市，除非中西部城市和地区政府为招商引资有特别优惠的政策，外商零售商业企业短期内不会大举进入中西部城市（黄海，2000）。
2.城市服务业开放的行业分布结构不均衡程度不断加大
我国城市服务开放的行业分布结构极不均衡，开放程度较高的行业主要包括旅游、国际物流、房地产和服务外包，而其他行业由于市场化程度严重不足和进入壁垒较高导致开放度低。
旅游是我国最具比较优势的服务产业，也是各城市服务业开放程度最高的产业。
在1998～2002年期间，旅游作为中国服务出口的第一大部门，其份额在50%以上。
2003年以后，旅游业占服务贸易出口的比重缓慢下降，但2007年仍高达30.47%。
再以房地产业为例，在20世纪80年代和90年代，外资在服务业的科学研究、综合技术服务业及教育文化艺术业投资所占份额平均不到1%，而房地产、公用事业、服务业所占的比重最高，1992年房地产业和社会服务业的外商投资占我国外商投资协议总额的比重达31.1%，表明国际资本追求短期回报的目标非常明显。
在2000年以后，虽然政府出台宏观调控政策限制外资进入房地产领域，但外商投资一线和二线城市房地产业的热情依然不减，外资在房地产业和社会服务业的投资规模约占服务业合同利用外资金额的65%（殷凤，2006）。
3.服务业开放对城市经济增长的贡献仍局限于部分行业
由于我国城市服务业开放的领域仍局限于少部分行业，因而
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