服务贸易中的FDI：理论依据和实践依据

摘要

这篇文章研究了服务贸易中FDI的形式。我们建立了一个在这些服务中的FDI的模型，并用从1976年到1995年在25个东道国搜集到的关于美国的FDI调研数据进行了预测。我们发现，除了政府管制和文化障碍，服务贸易公司进入国外市场还可能面临着信息障碍。这种障碍的存在为服务贸易中的FDI遵循下游产业的FDI的倾向提供一个可能的解释。

1 引言

FDI在最后二十年大幅增长--据估计比全球生产和贸易快得多—并且已经做出了很多调查它的决定因素和结果的实践性和理论性的工作。研究集中在生产过程中的中的FDI;明显地研究服务业中的FDI的工作做的很少。致力于在服务业中的FDI的研究的相对的缺乏至少有两个让人惊讶的原因：第一，许多情况下，服务贸易中的FDI增长得比生产过程中的中FDI更迅速。在美国，服务贸易中的FDI现在占开往外国的FDI的总股票的将近60%。可能仍然增加服务业在美国和其他发达国家的国内生产总值值而变得越来越重要。第二，服务贸易的自由化已经成为国际贸易谈判的关键问题之一。 但是大部分这种贸易通过FDI 进行[UNCTC（1990）]，所以通过策略分析得知哪些因素方便或者妨碍服务贸易中的FDI好象是个重要的先决条件。近期论文的目的是在一种主要服务种类中检查FDI模型，即生产者服务。通常，我们想办法调查在这种服务中哪种因素吸引和阻止FDI的。我们建立了一个生产者服务的FDI模式，包括关于服务生产重要的形式的文献，通过检查它的预测是否与U. S.FDI上的数据一致。

总共有多少生产者服务FDI很难准确确定，因为官方统计一般都不能区分消费者服务和生产者服务，至少在所有服务种类中不能。例如，在美国，1995年美国服务业FDI总值达到了3417亿美元，而生产过程中的FDI总值为257.6亿美元。表1显示了1976—1995年间这些值是怎样发展的，并且把服务业FDI与零售业，银行业，财政服务，保险业和不动产业以及其他服务业。据联合国贸易与发展会议估计（1989，p.122；1994，表A.1和B.1）生产者服务占总生产服务的1/3到40%。如果这比率用到FDI，展示给我们的是1995年在113.9美元和136.68美元之间的美国生产者服务FDI的股票的粗略的估价。一些研究引用所有零售贸易，贸易银行业务和FIRE作为生产者服务。生产者服务FDI的股票将会看涨。而且，生产者服务作为中间投入物投入到顺流工业并且不容易被其他输入替代，这些数字，根据联合国贸发会议，可以轻描淡写地陈述总的经济意义。

表1：一些工业中的U.S.FDI的值（单位：十亿）

年 份	生产过程中的	贸 易	银行业	FIRE	其他服务	总服务
1976	$61,161	$13,610		$16,715
1977	$66,033	$14,744		$20,327
1978	$74,080	$17,340		$24,041
1979	$78,640	$22,677	$6,501	$25,022
1980	$89,160	$25,843	$7,331	$27,929
1981	$92,386	$28,332	$8,513	$26,570
1982	$90,582	$27,449	$9,712	$19,191
1983	$90,171	$28,540	$5,280	$17,252
1984	$85,865	$21,117	$13,516	$15,683	$4,447	$54,763
1985	$94,700	$22,790	$14,461	$22,501	$4,683	$64,435
1986	$105,101	$26,214	$14,510	$36,414	$5,128	$82,266
1987	$131,645	$31,847	$18,027	$53,046	$6,706	$109,626
1988	$138,725	$34,054	$19,109	$63,386	$7,869	$124,418
1989	$147,944	$38,454	$19,378	$101,086	$11,736	$170,654
1990	$170,164	$43,681	$20,670	$109,657	$13,446	$187,454
1991	$179,230	$49,927	$21,263	$120,552	$15,781	$207,532
1992	$186,285	$52,694	$24,653	$137,186	$17,208	$231,741
1993	$192,244	$57,534	$27,074	$174,186	$19,489	$278,781
1994	$217,416	$67,272	$29,224	$186,558	$22,352	$305,406
1995	$257,589	$71,354	$30,441	$212,089	$27,826	$341,710

资料来源：美国贸易部，当前贸易调查，1977—1996年的各种观点

生产者服务提供者在为外国消费者服务时面临很多挑战。比如，服务很难直接出口，因为他们一般不能被储存或他们的供应需求需要和委托人频繁接触[UNCTC（1990）]。事实上大部分所谓劳务贸易通过FDI 进行。 这在明确地把FDI定义为服务贸易的方式之一的劳务贸易在普遍认可。但是服务业FDI，也经常通过文化障碍等被东道国政府限制。然而如果企业为这些障碍所控制，他们都期望把生产者服务性企业建立在一个大的用户群的基础上。已经观察FDI数据看起来反映这个，但是也是扭曲过的。生产者服务的FDI遵循不同的形式是有依据的。一般情况下，生产者服务倾向于遵循来自同一国家下游企业的FDI，之后对地方需求反应积极变得更积极。换句话说，服务业的跨国公司发现它最初很难吸引本地用户。这在对个别服务业研究的大量案例[Terpstra和Yu(1998)研究广告；Davis, Hanlon和Kay（1993）研究会计方面的；还有一些在Caves(1996)中引用的其他案例研究]和以联合国中心在跨国公司上实施的计量经济学（UNCTC，1993）的研究中提到。一些研究讨论， 但是没有一个正式调查， 一个可能的与信息问题有关的解释—据称--是尤其在服务市场使用。争论如下：一个外国服务提供商能否同地方的竞争者竞争，根据联合国贸发会议（1989，p.87），最重要的因素是它的产品的质量。服务业的质量取决于公司的人力资本和其他因素，消费者在购买之前很难对这些进行评估。也就是说，“许多服务与‘经验’有关，而不是对产品的‘调查’……”（国际贸易与发展会议，1989，p.89）。有经验货物的问题是他们的供应可能会受制于道德标准，一般服务提供商可能试图虚假宣传他们的产品具有高品质以取得高价格。依据这个，本地用户可能更喜欢从一个熟悉的提供者那里购买服务，他们能评价其服务质量， 即使跨国公司保证他们有更高的质量。同样，来自其他国家的下游企业的跨国公司应该倾向于从国内的服务性企业购买。

这样的信息壁垒是否值得提出，与其他的壁垒相比他们的影响怎样和他们能持续多久，都是经验问题。唯一的问题是我们不能直接测量信息的障碍。然而， 我们可以试试直接评价他们重要的方面。以下是这样的想法：国内的下游企业平均来讲比跨国的服务提供商熟悉潜在的本地用户，并且因此更容易在购买前对质量进行评估。市场中这些“被告知”的用户越多，跨国公司提供高质量服务的动力就越大。因此本地顾客也应该有很大可能买，高品质服务对全部消费者都可以提供。我们在模型中正式将这点推理译成生产者服务FDI的股票平衡与地方用户的数量一起增加更强烈的预言， 如果来自国内的服务性企业的下游投资者和全部准客户的比率超过主要水平。我们根据经验利用在23个东道国测试的从1976到1995的美国服务业FDI上的数据，并且找到的确是如此的一些证据。

过去研究集中于生产过程中的FDI；相对来说很少做正式工作来检查服务业中的FDI。除非是UNCTC（1993），Fukao和Ito（2000），和德国银行Buch(2000)关于FDI的经验性的研究。这些文件回归服务(银行业)FDI或者被外国分支机构在东道国国内生产总值上的销售，非服务的FDI(非银行业) ，等等，但是不考虑进入时的潜在信息壁垒。另一个例外是Markusen,Rutherford和Tarr(1999)的文章，不过那篇文章为主要涉及服务FDI在东道国的熟练劳动市场上的影响。Markusen(1989)和Francois（1990a,1990b,1990c,1993,1995）的关于生产者服务贸易的文件表明服务生产以规模经济为特点,而且市场结构最好的是描述成作为具有垄断竞争优势。上游工业，例如生产者服务，在这样一个已经在经济地理学(Fujita,Krugman和Venables(1999)有最近的调查)中被开发的市场结构下可能会被下游工业所吸引(反之亦然)。我们也适应了这种市场结构和检查因此而导致的工业均衡。我们的文章理论角度的新颖之处就在于道德标准怎样影响平衡。我们的文章也与关于进入市场的信息壁垒的文化有关。Schmalensee(1982),Farrell(1986)和Bagwell(1991)已经在理论的文章里调查这些障碍对个别的公司的影响,Bagwell(1991),Grossman和Horn(1988)和Raff和Kim(1999)以国际贸易的形式检查这些障碍,探索政府干涉的好处。在最近的文章里我们延长分析以检查在整个工业中的进入形式。更重要的是，我们试图估计这些障碍有多么重要和能有多持久。

文章的下一部分提供一种生产者服务FDI的标准的模型。在第三部分里，我们在得到东道国生产者服务FDI的均衡股票，在第4 部分里我们建造了一个减少形式的经验模型，它合并了模型的主要预言，并且使用小组数据技术测试这些预言。模型和结论的扩展在第5 部分中讨论。附录包含证据和数据源。

2 模型

根据Markusen(1989)，生产者服务有两个重要的特点：他们都以知识为基础，并且各不相同。通过知识来建立一种服务最初需要一个很大的投资；不过，一旦做了投资，服务的供给边际成本会变的相对适度。因此一个企业将会希望规模经济在行业中扮演重要角色。这和公司使他们的产品有差异的能力结合起来暗示了服务公司有着相同的市场动力，行业可以被认为是垄断竞争。服务的知识强度也使在购买之前很难判断他们的品质。一般新顾客可能不知道在订约之前知识体现于服务是否最后被证明对他们有用。

生产者服务是在下游货物的生产过程中的中间投入物，我们后来将它简单称为生产过程。服务需求因此由在生产过程中使用的技术和对于生产的需求决定。在东道国有N+N^*的生产；这些公司的N是东道国生产的边界，N^*是东道国当地的生产。那些制造商完全相称，在投入市场是价格接受者，并且他们的产品有足够差异，以便我们能忽略在他们之间的任何战略性相互作用。有各种生产活动的市场用反需求函数曲线来概括，P（X）=1-X，X表示数量。

生产者服务在横轴和纵轴上都有差异。横轴表示的是多种均衡的生产者服务。纵轴指各个不同的质量变化的假设。我们可以简单地设想为它既可以高（h）也可以低(l)。我们把低质量的服务看作一个基本水平并且假设所有的顾客都能在购买之前辨认出他们购买的服务是否至少在这个水平上。东道国当地的供应者只生产低质量的服务。当地的服务公司要有如何生产高质量的服务的知识。根据UNCTAD（1989），这种知识实际上是使它们在国外市场上成为跨国企业和完全成功的所有者优势。但是拥有生产高质量服务的知识和有一个这样做的动力是不同的。一般当地的顾客会发现在购买之前评价质量很难，而且也会害怕销售者为削减成本而给他们提供低质量的服务。另一方面，一家服务性企业的现有的用户可能更容易判断质量。我们把质量看做是服务公司雇用的人员一部分体现是一个特殊的案例。现有的用户甚至可能提前与服务公司雇用的人员私自接触。我们试图通过假设有能评估质量和不能评估质量的顾客来抓住这点。本国和当地东道国的生产过程都可能存在被告知的顾客，但是我们希望在前一组中这种被告知的顾客占的比重能比较大。我们对此进行的模型如下。让NI代表被告知的顾客，NU代表没被告知的顾客，N_I+N_U=N+N^*。假设N_I=ɑN+（1-ɑ）N^*和N_U=（1-ɑ）N+ɑN^*，ɑ>0.5。

服务产品的边际成本随质量增加而增加。用c_i表示成本，i=h,l c_h>c_l。在东道国设置一个服务壁垒的固定成本用F表示。跨国服务公司具有垄断竞争优势；加入的数量，n,因此由自由进入和出去决定。就当地服务公司来说我们假设他们的固定成本是0，自由进入使他们的价格降到边际成本。

接下来，我们介绍服务的需求，首先假设质量是固定的。一个代表性的生产者用主要的输入L，输出X和生产服务的质量i,S_i,通过Leontief生产函数X=min{L,S_i/b_i},b_i>0是一个有效的参数。从生产者的观点来看高质量和低质量服务之间的差别是一单位的生产的出口需要b_h单位的高质量服务或b_l>b_h单位的低质量服务。

按照Helpman和Krugman(1985)和其他人的观点，我们设Sh是数量，n为相应各种高质量服务，s_h1,…,s_hn,根据连续替代生产函数S_h=[∑s_hj^ɑ-1/ɑ] ^ɑ/ɑ-1(n,j=1),ɑ>1，（2）是变量间的替代弹性。通过调查生产者成本最小化的各种选择，我们可以为个人的高质量服务得出条件性的需求函数，s_h,和高质量服务的价格指标，q_h。假设用p_h表示一个给定的多样的高质量服务的价格，用Dh表示高质量服务的总需求，我们得出s_h=p_h^-ɑq_h^ɑD_h(3), q_h=[np_h^1-ɑ]^1/1-ɑ(4)。

将主要进口的价格用w表示，用q_l（=c_l）表示一单位低质量服务的价格，当质量是i=h，一个生产者生产X单位的出口产品的成本l是C_i(X)=(w+b_iq_i)X。

生产者购买他们觉得是高质量服务的产品，如果b_hq_h<b_lc_l;我们简单假设这是一个例子。在服务并且采取交付方式支付后，但是在生产进行之前，生产者知道了他购买的服务的真实质量。如果生产者要生产X单位的出口产品，质量是预期的，他可以按计划继续他的生产。但是，如果生产者认为他已经购买了需要的b_hX单位高质量的服务但是发现那些只是低质量的，他必须在生产Ｘ单位产品购买额外的（b_l-b_h）X单位的低质量服务。从跨国服务公司购买的额外产品的成本c_l(b_l-b_h)X的风险就是进入时的信息壁垒。

3 均衡

两个条件必须均衡，我们在均衡中观察生产服务的FDI。首先，保持子公司服务的连贯性，每个都必须利用积极的可能性来产生生产高质量服务的的动力。就如我们短期看到的，当一个子公司的服务收到超过边际成本的积极的涨价，并且有一个足够大的被告知的国内的生产者。第二，高质量服务自由进入市场表示公司利润上涨一定要与开设子公司的固定成本相抵消。

3．1均衡质量和价格

每个生产者选择产量来实现利润最大化。当从跨国公司购买服务并期望他们提供高质量的可能性为e时是最优选择：X(q_h,c_l,b_h,b_l,w,e)=arg max{(1-X)X-[w+b_hq_h+(1-e)(b_l-b_h)c_l]X}。这个最大化问题的第一个限制条件是：X(q_h,c_l,b_h,b_l,w,e)=[1- w-b_hq_h-(1-e)(b_l-b_h)c_l]X]/2。注意生产一单位产量需要b_h单位的质量为h的服务，生产者对服务的需求，它期望的高质量是b_hX(q_h,c_l,b_h,b_l,w,e)。

在什么情况下生产者从跨国公司服务子公司购买服务？被告知的生产者只购买高质量的服务。未被告知的生产者有理性的期望。所以他们如果他们知道服务子公司有提供高质量服务的动力他们只会买高质量服务。当提供高质量产品的概率是1时，服务子公司卖给所有NI+NU的生产者。它的多样性的总需求是s_h = p_h -^ɑqh^ɑb_h NUX(q_h,c_l,b_h,b_l,w,1)。(8)另一方面，如果子公司会提供高质量服务，但是为了节省成本，他们只试图卖低质量服务，它只能卖给NU个没被告知的消费者。它的需求为s_h = p_h ^-ɑq_h^ɑb_h NU X(q_h,c_l,b_h,b_l,w,1)。(9)服务子公司将生产高质量服务来确定得到的利润是否超过通过未被告知的消费者可以得到的利润：（p_h - c_h）s_h≥(p_h-c_l)s_h。根据（8）和（9），不等式可以写成：r≥(c_h-c_l)/(p_h-c_l),r≡N_I/(N_I+N_U)。（11）这个不等式更可能满足被告知消费者在服务总需求中占更高的比例。

如果（11）不满足，--如附录中显示—存在混合策略均衡，服务子公司提供高质量服务的概率是e=b_h (q_h- c_l)/(b_l-b_h) c_l,未被告知的生产者购买的概率为g=N_I [(p_h-c_h)/(c_h- c_l)]/ N_U,g∈(0,1)，假设NU比N_I足够大。

一个服务公司卖出或将要卖出高质量服务选择使他们利润最大化的价格p_h=arg max(p_h-c_h)s_h。注意一个垄断竞争服务公司将价格指数看做是q_h,我们可以使用第一个条件来获得p_h=ɑ/(ɑ-1)c_h (15)。价格上涨超过边际成本在多种服务中替代弹性在下降，ɑ。用（11）中的价格替代p_h,我们为服务子公司供应高质量服务取得了一个动力限制：r≥(ɑ-1)(c_h-c_l)/[ɑ(c_h-c_l)+c_l](16)。(16)右半部分的ɑ和（c_h-c_l）逐步增加。下面总结了国内服务子公司的均衡质量选择：

总结1 如果被告知的生产者的配额足够高可以满足（16），每个服务子公司提供高质量的概率为1。如果（16）不能满足，每个服务子公司供应高质量的概率为e∈(0,1)。

3.2 均衡FDI

自由进入和退出可以确保在均衡状态每个服务的生产者所得为0利润。首先考虑满足（16）的例子。O利润条件：[c_h/(ɑ-1)]s_h-F=0(17),从（17）我们可以从服务中得到的均衡的产量：s_h=(ɑ-1)F/c_h。这个数量随着F的增加和c_h的减少而增加。

东道国所有服务中的高质量的服务的总供应可以通过用（2）中的s_h：S_h=[ns_h (ɑ-1)/ ɑ] ɑ/(ɑ-1)=( ɑ-1)Fnɑ/(ɑ-1)/c_h。均衡中供给必须等于总需求：D_h=b_h (N_I+ N_U)X(q_h,c_l,b_h,b_l,w,1)。假设S_h=D_h,设q_h为以下n的负斜率函数：q_h=(1-w)/b_h-(ɑ-1)Fnɑ/(ɑ-1)/b_h (N_I+ N_U)c_h (21)。用（4）中价格指数替代（15）中的p_h, 我们得到第二个q_h的函数，也随着n增大而减少：q_h={n[ɑc_h/(ɑ-1)]1-ɑ}1/(1-ɑ)(22).(21)和（22）都定义了东道国的国内服务子公司的均衡数量n和均衡价格指数q_h。但是，就如图1显示，可能出现几个均衡。在图中，均衡点A不稳定，B点稳定。一个简单的论据就显示了均衡点是稳定的当且仅当CC与EE如下相交：沿着EE，服务供给和需求是相等的；在这条线下面，需求超过了供给。现在假设我们在CC上的一点但是在EE以下。n必须要增加来使需求和供给平衡。但是这个过程是我们趋向于平衡点B而远离A。A相似依据表明当我们在CC线上但是在EE线上的一个点我们移向B但是远离A。

我们集中注意一个稳定的均衡点象B点，假设只存在一个这样的均衡点。在这种情况下我们可以得到w的增加低于在不影响CC的截取的EE，因此减少n。F的增加使EE的斜率更陡，因此n也减少。NI和NU中增加减少了EE的斜率，因此增加n。c_h的增加对n有一个很大的影响，因为它同时减少了每个服务公司的需求和产量。这些结果在下面总结：

总结２　如果被告知的生产者的配额非常大而满足（１６），东道国加入的数量在整个生产者数量中增加；主要输入的成本和固定成本的投资在减少；生产高质量服务的可变成本也可能增也可能减。

现在考虑这个例子r特别小以致于不能满足（16）。在一个混合策略均衡中，每个公司在出售高质量和低质量的时候是有差别的。所以在自由进入下，它出售高质量服务（现在与向未被告知的消费者出售低质量的服务的利润相等）的利润必须重新为0如（17）中。这意味着期望的总的供给仍然如（19）给出的一样。但是期望的总服务需求是D_h=b_h (eN_I+g N_U) X(q_h,c_l,b_h,b_l,w,g)（23）。替换了（23）中的g，我们可以发现NU被抵消了。另外，通过用（19）和（23），很直接的就验证了n仍然随w和F减少而减少，但是可能会伴随着c_h和c_l的上升或下降。

这说明：

总结3 如果被告知的生产者的配额特别小以致于不能满足（16），东道国加入的服务数量是与没有被告知的生产者的数量无关的。主要输入的成本和固定成本是减少的；服务产品的可变成本可能增加或减少。

4 实验分析

在这部分，我们首先描述我们怎么样从理论模型转移到实验版本，如果展现我们实验分析的结果。总结2和总结3都陈述了东道国的国内服务的加入的均衡数量，n，是被告知的和未被告知的消费者的函数，也陈述了不同的成本，w,F,c_h和c_l:n=n(N_I, N_U,w,F,c_h,c_l)。

另外，总结3给我们展示出未被告知的消费者的需求如果N_I/（N_I+N_U）超过一个标准值只与服务FDI有关。当然我们不能观察被告知的和未被告知的消费者的的数量。所以在第一阶段我们需要将模型以东道国国内投资者的数量N（可观察的）和东道国消费者基础（N^*）的形式重新表示。注意我哦们可以写下被告知的生产者的配额，N_I/（N_I+N_U），N_I/（N_I+N_U）=（2ɑ-1）N/(N+ N^*)+(1-ɑ),然后用N/(N+ N^*)的比率来重新定（16）中的标准值。如果N/(N+N*)在这个标准值之上，服务FDI应该在N和N*增长的基础上增加。但是如果比率低于标准值，当地需求对于服务FDI应该没有那么重要，只作为可能被告知的当地消费者N^*的一小部分；换句话说，我们应该从当地需求中得到一个更小的系数。我们可以通过为值为1（0）的N/(N+ N^*)建立一个名义变量将这个系数大小的变化综合起来，如果比率在标准值之上，我们和N^*相互作用。

第二步包括为我们的因变量和自变量找到替换量；对于数据的详细的描述在附录中提供。因为模型中所有服务加入都是明确的，这个数字与生产者服务FDI总值成正比。从1976到1995年的东道国或地区的U.S.服务FDI的数据值是我们想用于因变量的。对当前的贸易的调查将服务分为四种：批发/零售贸易，贸易银行，FIRE（财政服务，保险和不动产），还有‘其他服务’。对我们的分析有用的数据需要满足至少两个标准：第一，必须反映生产者服务，而不是消费者服务；第二，我们应该确保一个前提就是不能忽略模型中重要的可解释变量。不是所有的服务种类都适合。比如批发贸易的FDI，会被出口水平明显制约；但是我们的模型与贸易出口并没有合并。贸易银行也是一样的，BUSH（2000）中已经显示了。贸易银行现存一个额外的问题，因为这种服务的FDI指数也包含FDI在主次网间转移贷款资金，这也可能被我们的模型外部因素确定。FIRE是最大的，因此也是潜在的最有趣的服务种类。但是并不明确他们的生产者服务和他们可能被模型的外部因素影响的程度；我们从来没有做出这种服务的回归。现在还有‘其他服务’。这种服务包括贸易和工程服务，很明确的属于生产者服务。1982年，对当前贸易的调查开始将贸易服务同其他服务分开单独列出来，但不是以一个国家一个国家的为基础。在全球指数中，贸易和工程服务在‘其他服务’种类中占FDI值最大的种类。它是我们在经验中发现的最有用的一种。为了避免引起混淆，我们下面将这种服务称为‘贸易服务’。

我们用于需求的替换量是美国生产过程FDI的值（滞后一个时期）和东道国的GDP（还有人均GDP）。这些替换量不只代表建立数字，分别为N和N^*，也代表它们的规模，模型中我们通过w来表示。w不能作为一个独立回归出现。N/（N+N^*）中的名义变量用在我们的例子的开始时期美国生产过程中的FDI和东道国GDP的比值来建立。找为国外出口产品成本找到替换量提出了一个最大的挑战。高质量服务的边际成本，c_h,对服务加入的数量有很大的影响，但是它对服务出口有负面作用。它应该对FDI值有一个负面作用，就如不变成本，F。我们没有为c_h和F找到好的替换量，但是我们控制了文化相似，东道国对FDI的限制和腐败的程度等因素（反之政府政策和制度的明确度）东道国被期望通过FDI提供高质量服务的成本上能有一个显著的效果；附录中有这些测量的构建的详细资料。表2总结了我们的回归中的可解释变量和预测标志。我们为下降格式的模型选了一个记录线来说明。这允许我们理解系数为弹性的，反过来允许我们做自变量的有关影响的判断。

表2：FDI的决定因素

自变量	测量尺度	期望符号
国内贸易状况	（t-1）时期生产过程中的FDI值	+
当地消费者基础	实际GDP	+
	实际人均GDP	+
东道国对FDI的限制	主观创立制度	-
文化相似度	主观创立制度	+
明确度	国际制度的明确度	+

我们开始为服务贸易做回归。请在回归的结果上标上一个星号（^*），表示估计系数为10%的显著水平，两个星号（^**）表示5%的显著水平，三个星号（^***）表示估计系数为1%的显著水平。表3中是OLS的回归结果与随机效应模型的结果的比较。在这种情况下，固定的效应模型不能被计算出来因为遗漏的数据在没有文化差异不再变化的情况下消除观察。这些观察的下处导致了文化差异变为一个时间不变的自变量，固定的效果消除需要所有变量中的至少几组变量，现在留给我们的是OLS和REM的结果。拉格朗日乘数通过测试统计（最后一行给出了REM结果）认为REM或者FEM结果优于OLS 结果。尽管如此，如果没有FEM结果，我们要考虑REM结果。

表3：服务贸易的回归结果（GDP/C相互作用度）

变量	OLS	REM
	系数	系数
过去生产FDI	0．3974*** （0．0767）	0．1998*** （0．0653）
东道国GDP	0． 4279*** （0．1014）	0．5896*** （0．0831）
东道国人均GDP	0． 1800* （0．0957）	0． 7204** （0．1444）
东道国对FDI的限制	0． 0963 （0．1579）	0． 4706*** （0．1481）
文化相似度	1． 4960*** （0．3694）	0． 0110 （0．6889）
明确度	-0.3591* (0.2107)	0. 0709 (0.1554)
相互作用程度（GDP/C）	0. 1106*** (0.0177)	0. 0772** (0.0445)
持续性	-12.5403*** (2.3721)	-19.0294*** (1.6417)
n	202	202
调整R-sqrd	0.73	0.74
横截面的数量	20	20
T-最大值	12	12
T-最小值	3	3
	F(7,194)=79.79	LM=92.61

注: ^*=>10%的显著水平,^**=>5%的显著水平, ^***=>1%的显著水平.

相互作用程度通过考虑东道国模型建立初期(1976)存在的生产FDI的值来计算。如果东道国存在生产FDI的主要值，至少是东道国GDP的2%，我们给东道国一名义变量等于一个或多个由东道国人均GDP的变量来使我们估计一易变的斜率（相互作用的变化）。我们已经为FDI主要水平试过其他定义，但是我们的结果对这些变化没有反应。表3中的REM结果显示了人均GDP相互作用度（0.0772）是积极的，显著水平在5%。这说明如果美国生产设在外国市场，跨国公司可以更好的进入外国市场。从量上来看，如果不把相互作用的影响加上，当地人均GDP增加1%就意味着服务贸易FDI增加0.72%，其它的不变。尽管如此，当可以考虑相互作用的影响时，我们可以看到当地人均GDP增加1%表示服务贸易FDI增加0.79%，其它的不变。其它统计显著变量有除东道国对FDI的限制外的预期信号。因为这是一主观创建易变量，我们承认是一个限制FDI的干扰信号，我们不过度涉及这个。

表4显示了一个相似的对比，但是相互作用上详细描述结果是建立在东道国GDP上而不是人均GDP上。再重述一遍，拉格朗日测试统计显示了REM的特性，我们可以看出在那在5%的LOS上名义变量斜率的系数（0.0342）。而且，我们看到以GDP衡量东道国市场规模显示了显著的国内状况使服务贸易FDI对东道国GDP的影响从0.59%到0.62%。再次，那些据统计显著系数与有关他们除去东道国限制FDI之外期望的信号。

表5考虑了表3中的回归的建立（包括相互作用的人均GDP），但是经过测试和更改序列关系（序列关系系数在表中列为“rho”）提供了回归的结果。和以前一样，拉格朗日统计表明REM比OLS更详细。处理连续的相互关系的问题在那个数据观察中用我们的数据是很难的，许多报告在整个数据集合中会丢失。这样，在这个模型中测试或更改连续的相互关系将是有全部的数据集合的情况一样多的信任。原因是我们在没有更正序列相关性和用Cochrane-Orcutt 相互作用的方法更改序列相关性后，我们提供了回归的结果。事实上尽管数据丢失，我们仍然可以为我们的数据集提供Durbin-Watson(D-W)统计（Savin 和 White,1978）。表3中D-W统计结果一直是1.2，表示积极的序列相关性。更改序列相关以后出现的结果在表5中给出了（GLS称一般化的最小平方并且可能被解释为在改正序列有相互关联残余之后的OLS）。从量上来看，我们可以看到如果没有相互作用，东道国人均GDP每增加1%意味着服务贸易FDI增加0.31%，其它的不变。但是，当我们将相互作用的效果合并时，我们看到东道国的人均GDP每增加1%会使服务贸易FDI达到0.43%，增加了0.12个百分点。另一个统计显著变量与我们的再次除了东道国对FDI的限制的前期期望显示的信号有关。

表6首先重复了表4中的回归，但是也更改了序列相关。同样，表4中的原始结果D-W统计也是1.2,表示积极的序列相关。从量上看，我们看出外国市场美国生产的明显的现状使当地市场规模系数在更改序列相关后从0.82变到0.87。

另一个在我们的分析中提出的问题是如果在样品时期内稍后(即1989而不是1976)建立一点相互作用大小和意义是否会变化。我们期望随着时间的过去效果会变小或不显著，反应了和当地公司一样信息壁垒的逐渐消失开始习惯跨国服务提供者。事实上，这个观点被数据支持。表7列出了当地市场规模的意义和系数，还有当我们建立其他年份的相互作用条件时（但是对于序列相关并不正确）的相互作用条件（其他的系数不变）。我们开始于1989年因为那年在我们的样本期服务FDI有一个戏剧性的增长，达到了一个很好的开始来证明我们的假设是否有效。我们通过1993年的相互作用条件的建立重复这个分析。更改序列相关性后的结果在表8中给出。在每个例子中我们都可以找到当地消费者随着时间的过去在外国市场会越来越不重要的证据。

最后我们来看一下FIRE的种类。结果显示在表9和表10中。唯一重要的变量是东道国GDP和人均GDP，他们都有期望信号，而东道国对FDI的限制，有错误的信号。显然，需要进一步调查这种服务种类。

5 结论

这篇文章为生产者服务中的FDI发展了一个模型并用美国FDI的数据做了一个预测。这个模型是建立在生产者服务两个主要特征的的基础上的，也就是他们的产品与经济规模有关，他们的质量在购买之前也很难确定。新当地顾客无力辨认质量上升到一个道德标准问题：节省生产者服务提供者的成本可能会没有通知消费者就试图降低质量。预测这个问题不知道质量，消费者可能购买当地提供的低质量服务即使他们在竞争信息下不想这样做。这篇文章显示了在进入时更容易克服市场中的信息壁垒，在市场中有一个从自己国家的服务公司的下游投资者的重要的存在。这些公司更有可能确定质量并提高服务提供者的动力来提供高质量。相反这些当地的公司也更可能买。对于我们的美国FDI的例子这意味着如果美国生产FDI和东道国市场规模的比率超过一个标准水平，东道国市场规模应该对美国生产者服务FDI有个更大的影响。我们可以发现模型的这个和其他的预测对于“服务贸易”在数据上连贯的。

当前的文章调查了生产FDI和生产者服务FDI间的“需求”联系。尽管如此，在模型中生产者服务的价格指标在降低跨国服务提供者的数量，从一个生产者的观点反映的高质量服务的多样性是值得的。这说明了从生产者服务FDI到生产过程也有一个“成本”联系：东道国各种各样的生产者服务可用的的增加减少生产成本并因此让国家为更进一步的生产投资成为一个更加吸引人的地方。这个投资采用生产FDI的形式或东道国工业的一个扩张，或者都是为将来的研究留下来的论点[看Markusen和Venable(1999)的一个相关的文章]。