鄧 明,錢爭鳴

(1.廈門大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)政系,福建 廈門 361005;2.廈門大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院計(jì)劃統(tǒng)計(jì)系,福建 廈門 361005)

國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)資料顯示,2007年我國 (不含港、澳、臺(tái)地區(qū))實(shí)際使用外資額達(dá)783.39億美元。然而,FDI在我國空間分布和行業(yè)分布上存在巨大差異,一定程度上加劇了我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理。為找出這種不平衡的癥結(jié)所在,研究者從不同角度分析了導(dǎo)致FDI分布差異的原因。但是,當(dāng)前研究主要從FDI區(qū)位分布的角度進(jìn)行考慮,對(duì)于FDI在中國行業(yè)分布差異及其影響因素的研究則比較少。Huang(1999)將產(chǎn)業(yè)技術(shù)容量、產(chǎn)品差異化、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)集中度、產(chǎn)業(yè)政策等因素引入模型來解釋在華外商直接投資的產(chǎn)業(yè)分布[1];賀燦飛、劉洋(2006)引入產(chǎn)業(yè)地理集聚系數(shù)、產(chǎn)業(yè)聯(lián)系等變量來研究影響外資產(chǎn)業(yè)分布的因素[2];陳繼勇、郝群花 (2009)研究發(fā)現(xiàn)外商對(duì)華直接投資選擇行業(yè)時(shí)最先考慮的因素是行業(yè)生產(chǎn)規(guī)模,其次是規(guī)劃規(guī)模[3]。

然而,上述研究主要從行業(yè)自身特征分析影響FDI行業(yè)分布的因素,很少分析上下游行業(yè)的FDI集聚對(duì)本行業(yè)吸收FDI的影響。事實(shí)上,由于產(chǎn)業(yè)間的關(guān)聯(lián),上下游行業(yè)的FDI集聚對(duì)本行業(yè)的FDI吸收產(chǎn)生影響,特別是上下游的已有外商直接投資的技術(shù)溢出、信息溢出以及示范效應(yīng),將對(duì)該行業(yè)吸收FDI產(chǎn)生 “溢出”效應(yīng)。因此,本文將分析FDI的行業(yè)集聚所產(chǎn)生的行業(yè)間 “溢出效應(yīng)”。本文余下內(nèi)容安排如下:第二部分討論FDI行業(yè)集聚與行業(yè)分布溢出的理論模型;第三部分對(duì)實(shí)證模型、指標(biāo)以及數(shù)據(jù)來源進(jìn)行說明;第四部分對(duì)實(shí)證分析的結(jié)果進(jìn)行解釋;最后是本文的結(jié)論與政策建議。

一、FDI的行業(yè)集聚與分布溢出:理論模型

我們建立一個(gè)簡化的理論模型來分析FDI的行業(yè)集聚對(duì)行業(yè)分布的影響。假設(shè)某行業(yè)有m家同質(zhì)的上游產(chǎn)業(yè)外資企業(yè)和n家同質(zhì)的下游產(chǎn)業(yè)外資企業(yè),上游企業(yè)生產(chǎn)中間品供應(yīng)下游企業(yè),下游企業(yè)生產(chǎn)最終產(chǎn)品,忽略內(nèi)資企業(yè)的影響。模型分析上下游產(chǎn)業(yè)的集聚程度如何影響外資企業(yè)利潤,從而決定FDI的行業(yè)選擇。首先考察一代表性下游企業(yè)的利潤決定,該企業(yè)在科布-道格拉斯技術(shù)下運(yùn)用勞動(dòng)和中間品生產(chǎn)最終產(chǎn)品,兩種投入要素的份額分別為α和1-α,即yd=A(n)?。A度量生產(chǎn)的技術(shù)水平,外資企業(yè)的集聚產(chǎn)生的知識(shí)溢出使得A是n的增函數(shù),令A(yù)(n)=nθ(θ＞0),θ反映了企業(yè)間知識(shí)溢出效應(yīng)的大小。設(shè)勞動(dòng)和中間投入品的價(jià)格分別為w和pm,那么代表性企業(yè)的邊際成本為設(shè)代表性下游企業(yè)對(duì)中間投入品的需求和消費(fèi)者對(duì)最終產(chǎn)品的需求分別為:

其中,Qd為最終產(chǎn)品的需求,pd為最終產(chǎn)品價(jià)格,M為消費(fèi)者收入,γ、λ分別為最終產(chǎn)品需求的價(jià)格彈性和收入彈性,β＞0、γ＜0、λ＞0。假設(shè)n家下游廠商進(jìn)行古諾競爭,由生產(chǎn)者均衡可得pd(1+1/ny)=MCd、Qd=nyd和πd=(pd-MCd)yd。假設(shè)代表性上游廠商具有線性函數(shù)yu=A(m)Lu。假定上下游企業(yè)具有同等程度的溢出效應(yīng),即A(m)=mθ,并假設(shè)企業(yè)具有相同的單位勞動(dòng)成本w,因此上游廠商的邊際成本為MCu=A-1(n)W。上游產(chǎn)品的總需求為:

由式 (2)可知,上游企業(yè)產(chǎn)品需求的價(jià)格彈性σ為α-1+α γ。假設(shè)上游廠商同樣進(jìn)行古諾競爭,則均衡結(jié)果為pm(1+1/nσ)=MCu、Qu=nyu和πu=(pm-MCu)yu。解出πd和πu的值為:

假設(shè)γ＜-1,則當(dāng)m和n足夠大時(shí),nγ/(1+nγ)→1,mσ/(1+mσ)→1,由此可得:

因?yàn)棣龋?、β＞0、γ＜-1、λ＞0、σ=α-1+α γ=α(1+γ)-1＜-1,所以?πd/?m＞0、?πu/?n＞0。從而說明廠商利潤是產(chǎn)業(yè)間集聚的增函數(shù),由此可以得到假設(shè)1:一行業(yè)的上游行業(yè)與下游行業(yè)的FDI集聚度能對(duì)該行業(yè)吸收FDI產(chǎn)生正向溢出。

當(dāng)θ＞2/(-γ-1)時(shí),?πd/?n＞0;而當(dāng)θ＞2/α(-γ-1)時(shí),?πu/?m＞0。從而可以得到假設(shè)2:行業(yè)內(nèi)的FDI存量將對(duì)FDI進(jìn)入產(chǎn)生影響,但這種影響的方向可能為正,也可能為負(fù),與外商間的 “知識(shí)溢出”、“信息溢出”的溢出效應(yīng)大小有關(guān)。

二、實(shí)證模型的構(gòu)造、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

(一)實(shí)證模型

本文采用Javorcik(2004)分析FDI技術(shù)溢出時(shí)的實(shí)證框架,建立如下的實(shí)證模型[4]:

其中,FDIit表示第i個(gè)行業(yè)在第 t時(shí)期所吸收的外商直接投資,horizontalit為水平溢出指標(biāo),backwardit是后向溢出指標(biāo),forwardit為前向溢出指標(biāo)。此外,本文選取如下幾個(gè)因素作為控制變量加以分析:行業(yè)內(nèi)國有及國有控股企業(yè)影響 (SOE)、行業(yè)的市場(chǎng)規(guī)模 (Scale)、行業(yè)的平均工資水平 (Wage)、行業(yè)的固定資產(chǎn)投資 (FAI)、行業(yè)的外銷比重 (EXP)和政府對(duì)該行業(yè)吸收FDI的政策(Policy)。

(二)樣本選取

本文利用中國制造業(yè)的分行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,選取二位碼制造業(yè)部門為樣本。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn) (GB/T 4757-2002),共有30個(gè)制造業(yè)部門,該標(biāo)準(zhǔn)在2002年修訂過,之前的部門分類中沒有 “工藝品及其他制造業(yè)”及 “廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)”,為保持統(tǒng)計(jì)口徑的連續(xù)性,在樣本中舍棄這兩個(gè)部門。由于后文需要使用 《2002年122部門投入產(chǎn)出表》,該表中沒有 “食品制造業(yè)”的數(shù)據(jù),因此將其與 “農(nóng)副食品加工業(yè)”歸為一個(gè)部門。最終樣本包含27個(gè)部門。在時(shí)間維度上,選取1999-2007年的年度數(shù)據(jù)。

(三)指標(biāo)構(gòu)造與數(shù)據(jù)來源

模型 (9)中的指標(biāo)構(gòu)造以及數(shù)據(jù)來源的說明如下:

表1 變量說明與數(shù)據(jù)來源

三、實(shí)證結(jié)果及其經(jīng)濟(jì)意義分析

(一)行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)與行業(yè)間溢出效應(yīng)

在分析之前,我們首先對(duì)模型進(jìn)行設(shè)定檢驗(yàn)。具體的設(shè)定檢驗(yàn)的方法以及結(jié)果如表2所示①雖然本文樣本的時(shí)間區(qū)間為1999-2007年,但由于多個(gè)變量采用的是兩個(gè)年度的指標(biāo)值之差,因此在對(duì)模型(9)進(jìn)行估計(jì)時(shí),只能利用27個(gè)截面單位8年的數(shù)據(jù)。。

表2 模型選擇的設(shè)定檢驗(yàn)

從表2可以看出,采用BP檢驗(yàn)得到的結(jié)論似乎和Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果相矛盾,前者支持隨機(jī)效應(yīng)模型,后者拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型。我們認(rèn)為,在本文的樣本數(shù)據(jù)中可能確實(shí)存在隨機(jī)效應(yīng),但模型中有可能遺漏了重要的變量,以至于個(gè)體效應(yīng)和模型的解釋變量間的相關(guān)系數(shù)不為零。處理的方法,一種是采用固定效應(yīng)模型;另一種是采用FGLS進(jìn)行估計(jì),由于表1顯示存在異方差和自相關(guān),因此本文采用FGLS進(jìn)行估計(jì),估計(jì)的結(jié)果如表3所示。

表3 FGLS估計(jì)結(jié)果

從表3的估計(jì)結(jié)果可以看出,在5%的顯著性水平下系數(shù)顯著的變量只有horizontal、Scale和EXP,backward和SOE變量在10%的顯著性水平下顯著,其他變量則不顯著。從horizaontal變量的估計(jì)系數(shù)看,FDI的行業(yè)內(nèi)集聚存在著顯著的正溢出效應(yīng),因此當(dāng)前我國工業(yè)行業(yè)的外資企業(yè)尚未飽和到產(chǎn)生 “擁擠”現(xiàn)象,仍然有很大的潛力吸引更多FDI的進(jìn)入,這一點(diǎn)與王劍、徐康寧(2005)的結(jié)果是一致的[5]。Scale變量的估計(jì)結(jié)果說明行業(yè)的市場(chǎng)規(guī)模越大就越能吸引FDI的進(jìn)入。EXP變量的估計(jì)結(jié)果則說明外資企業(yè)傾向于進(jìn)入出口導(dǎo)向型行業(yè),這一點(diǎn)可以從兩個(gè)方面理解,一方面,出口比重體現(xiàn)了一個(gè)行業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)[6],另一方面,外商投資的目的除了開發(fā)東道國市場(chǎng)外,還有一個(gè)很重要的目的在于利用東道國的廉價(jià)資源進(jìn)行生產(chǎn)出口。SOE變量在10%的顯著性水平下顯著則說明行業(yè)內(nèi)國有企業(yè)的集聚對(duì)外資企業(yè)的進(jìn)入形成了壁壘。backward在10%的顯著性水平下顯著,而forward變量卻不顯著,說明后向溢出對(duì)FDI的進(jìn)入產(chǎn)生顯著的影響,而且這種影響為正,這反映外資企業(yè)在進(jìn)入中國工業(yè)行業(yè)時(shí),不僅僅是出口導(dǎo)向,還有另一個(gè)重要目的,就是占據(jù)東道國產(chǎn)業(yè)鏈的上游。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn):引入滯后被解釋變量的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析

為了檢驗(yàn)上面的實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性,將式 (9)中的解釋變量horizontalit替換為FDIit-1重新進(jìn)行估計(jì),模型變?yōu)槿缦碌膭?dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

此時(shí),由于該模型解釋變量中包含被解釋變量的滯后項(xiàng),將產(chǎn)生內(nèi)生性問題,本文采用兩步法系統(tǒng)GMM方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)果以及各項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

通過比較不同滯后階數(shù)估算結(jié)果的Arellano-Bond 2階殘差自相關(guān)檢驗(yàn),我們最終確定FDI的最大滯后階數(shù)為2。表4中AR(1)和AR(2)檢驗(yàn)表明模型殘差序列均存在顯著的1階自相關(guān)但不存在2階自相關(guān),說明模型設(shè)定總體上是可取的;由Hansen檢驗(yàn)以及Difference-in-Hansen檢驗(yàn)結(jié)果可知模型工具變量的構(gòu)造總體上是有效的。從表4的結(jié)果中可以看出,在使用FDIit-1替換掉horizontalit之后,其系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著且方向依然保持為正,說明FDI的行業(yè)內(nèi)集聚所產(chǎn)生的正溢出效應(yīng)是穩(wěn)健的;變量backward、EXP和SOE也是顯著的且其方向沒有發(fā)生變化。因此,FDI的行業(yè)集聚對(duì)吸引FDI的行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)和后向溢出效應(yīng)是穩(wěn)健的;此外,行業(yè)的外向性特征 (由變量EXP度量)和行業(yè)內(nèi)的國有企業(yè)集聚度對(duì)行業(yè)吸引FDI的正向作用和反向作用也都是穩(wěn)健的。雖然變量Scale的系數(shù)不再顯著,與前一個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果有所不同,但這不會(huì)影響到本文主要結(jié)論的可靠性。

表4 兩步法system-GMM估計(jì)結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

本文利用中國制造業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù),對(duì)影響FDI行業(yè)分布的原因進(jìn)行了研究。從行業(yè)因素看,行業(yè)的產(chǎn)品出口比重對(duì)吸收FDI有顯著的正影響;行業(yè)內(nèi)的國有企業(yè)集聚對(duì)外資企業(yè)進(jìn)入有顯著的“壁壘”效應(yīng);行業(yè)的工資水平、固定資產(chǎn)投資等變量則對(duì)外資進(jìn)入沒有顯著影響。從FDI的行業(yè)集聚的溢出效應(yīng)來看,FDI的行業(yè)集聚對(duì)吸收FDI有正向的行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)。FDI的行業(yè)集聚所產(chǎn)生的行業(yè)間分布溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)在后向溢出方面,而沒有產(chǎn)生前向溢出。通過變換變量,上述結(jié)論的穩(wěn)健性得到了一定程度的保證。

本文的研究結(jié)果表明,外資企業(yè)在進(jìn)入中國市場(chǎng)時(shí)越來越看重行業(yè)規(guī)模、行業(yè)出口潛力等優(yōu)勢(shì)。FDI的行業(yè)集聚所產(chǎn)生的分布溢出說明 “市場(chǎng)信息”對(duì)外資進(jìn)入的重要性,因此,在吸收FDI時(shí),政府應(yīng)當(dāng)增加市場(chǎng)信息的透明度。此外,FDI的行業(yè)集聚所產(chǎn)生的分布溢出主要體現(xiàn)在后向溢出,而且行業(yè)產(chǎn)品的不可替代性越強(qiáng),越能吸收FDI,因而政府必須大力推進(jìn)制造業(yè)的科技創(chuàng)新,提高行業(yè)產(chǎn)品的非替代性,從而能夠吸收更多的FDI進(jìn)入。

[1]Huang Y.The Institutional Foundation of Foreign Invested Enterprises in China[R].Harvard Business School Working Paper,No.264,1999.

[2]賀燦飛,劉洋.產(chǎn)業(yè)地理集聚與外商直接投資產(chǎn)業(yè)分布——以北京市制造業(yè)為例 [J].地理學(xué)報(bào),2006,(12):1259-1270.

[3]陳繼勇,郝群花.外商在華直接投資行業(yè)分布的非均衡增長研究——基于行業(yè)數(shù)據(jù)的面板分析[J].經(jīng)濟(jì)管理,2009,(1):17-22.

[4]Javorcik B.S.Does Foreign Direct Investment Increase the Productivity of Domestic Firm?In Search of Spillovers through Backward Linkage[J].American Economic Review,2004,94(3):605-627.

[5]王劍,徐康寧.集聚經(jīng)濟(jì)、FDI區(qū)位選擇與引資新戰(zhàn)略 [J].東南大學(xué)學(xué)報(bào) (哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2005,(5):23-28.

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