陳 平,歐 燕

我國勞動力成本上升對FD I地區(qū)轉移的影響
——來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據和FD I空間效應的證據*

陳 平,歐 燕

利用我國30個省38個工業(yè)行業(yè)1998—2007年的數(shù)據,就我國勞動力成本對FD I的影響分時段、分地區(qū)、分行業(yè)作了深入研究,與以往研究結論不同的是:發(fā)現(xiàn)勞動力成本對FD I的影響會因時間、地區(qū)和行業(yè)特征的不同而不同,不能一概而論。在模型中,添加了FD I的空間效應因素,發(fā)現(xiàn)周邊地區(qū)的FD I集聚會增加一個地區(qū)的FD I,而這種效應受地理距離的影響,距離越近,效應越大,反之越小。因此,我國東部地區(qū)勞動力成本上升后,受影響的FD I若發(fā)生地區(qū)轉移,其首選的地區(qū)不是鄰國,而是我國其他地區(qū)。

勞動力;成本上升;FD I地區(qū)轉移;空間效應

一、引言

最近幾年,我國東部地區(qū)勞動力成本上升,我們會不會逐步失去勞動力成本的比較優(yōu)勢,而導致FD I轉向周邊鄰國,或從東部沿海流向全國其他勞動力成本相對較低的地區(qū)?對此作深入細致的研究以解除疑惑很有必要。

理論上,在FD I區(qū)位選擇的影響因素中,不可避免地要討論勞動力成本的作用。然而,遺憾的是,這種作用是否顯著?是顯著為正還是顯著為負?以往的研究沒有得出相對一致的結論。魏后凱等(2001)曾采用問卷調查的方式,對秦皇島市135個外商投資企業(yè)來華投資的動機進行了實證分析,認為利用當?shù)亓畠r的勞動力在外商對華投資動機的相對重要性中排第一位。而徐康寧等(2008)則認為,來自美國的FD I以及高端跨國公司,在區(qū)位選擇上對我國低成本勞動力這一重要因素并不敏感。黃肖琦和柴敏(2006)也發(fā)現(xiàn)我國勞動力成本對FD I區(qū)位選擇沒有顯著影響。何興強等(2008)則在模型中預期我國勞動力成本對引進外資的凈效應為負,卻得到不顯著的結論。

現(xiàn)實給我們的感覺是,長期以來,我國廉價而豐富的勞動力成本優(yōu)勢是吸引FD I不可否認的一個重要因素。勞動力成本在基數(shù)較低時對FD I尤其是勞動密集型FD I的流入,反向效應不明顯,當勞動力成本上升后開始產生顯著負向的影響,FD I有可能轉向周邊的越南、老撾等勞動力成本更低的鄰國。而事實上,時間特征、地區(qū)特征以及行業(yè)特征均會對勞動力成本影響FD I的流入產生不同的效應,不能一概而論。

較多的實證結果之所以會得出不顯著的結論,主要的原因可能有二:第一,沒有分時段加以分析。由于勞動力成本在不同的時間段很有可能會有比較大的變化,因而就整個樣本期實證將得不到細致準確的結果。第二,沒有分地區(qū)、分行業(yè)分別加以考察。而不同地區(qū)的勞動力成本會有較大的差異,不同行業(yè)的贏利等特征不同,其勞動力成本對該行業(yè)FD I的流入也會有很大的區(qū)別,對此不作處理所得的結果過于籠統(tǒng),有失偏頗。

本文利用我國1998年到2007年30個省(自治區(qū)、直轄市)38個工業(yè)行業(yè)的數(shù)據,分區(qū)域、分時段、分行業(yè)對勞動力成本吸引外資的作用進行實證分析,并從FD I集聚的空間效應方面分析其轉移流入地是周邊鄰國還是我國其他地區(qū)。我們建立以下理論假說:

第一,以5年一個周期來看,將1998—2007年分為兩個時段,即1998—2002年和2003—2007年。后一時段,我國勞動力成本開始上升,因而兩個時段我國勞動力成本對外資的吸引作用有所不同,后期的負向作用日益明顯。

第二,在我國東、中、西部地區(qū),勞動力成本對外資流入這些地區(qū)的影響不同。東部地區(qū)勞動力成本上升幅度大,對外資流入產生擠出效應,西部地區(qū)勞動力成本基數(shù)小、上升慢,負向效應還沒有顯現(xiàn),中部地區(qū)處于二者之間,有可能顯著為負,也可能不顯著。

第三,在不同的工業(yè)行業(yè),勞動力成本上升對該行業(yè)外資的流入影響也會有較大差異。在壟斷性、贏利高或技術密集型的行業(yè),有可能為顯著正向的影響,而在競爭激烈、贏利不高、勞動密集型的行業(yè)有可能顯著為負。

第四,FD I集聚具有空間擴散效應,并且這種效應具有距離依賴性,因此,已經流入我國的勞動力成本敏感型FD I更多地會轉移到我國勞動力成本相對較低的地區(qū),而不是轉到周邊鄰國。

二、數(shù)據、變量說明與統(tǒng)計描述

(一)樣本數(shù)據

文中的FD I、應發(fā)工資、應發(fā)福利及行業(yè)就業(yè)人數(shù)的數(shù)據來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫。由于2008年的相關統(tǒng)計指標不全,其他可得的數(shù)據來源也缺乏相應的替代指標數(shù)據,因而我們的數(shù)據時間為1998—2007年。38個行業(yè)(二位代碼),出于可比性,作了各年各地區(qū)的相互匹配,剔除了無法匹配的數(shù)據。地區(qū)GDP、人口、道路鋪裝面積、地區(qū)物價指數(shù)、各地外資企業(yè)進口、出口水平、各年的平均匯率來自國家統(tǒng)計局網站公布的統(tǒng)計數(shù)據、中經網和中國資訊行數(shù)據庫。

(二)變量說明

以下變量均按1998年為基期折算,以剔除通脹的影響。所有變量的單位均換算為人民幣的“萬元”。t=1998,……,2008,表示年份;p=1,……,30,表示地區(qū);i=1,……,38,代表行業(yè)。

以下控制變量的選取參考了已有研究成果,在顯著性和數(shù)據可得、可比性的基礎上加以挑選得出。

3.Exp,t和I mp,t。分別表示某地區(qū)某年外資企業(yè)的出口和進口。從運輸成本的角度看,兩個指標的系數(shù)符號應為負,然而,如果是核心技術設備的引進,則符號為正;如果滿足國外需求能帶來更豐厚的利潤或是生產本身就是針對國外市場,則符號也可為正。

4.物流變量WLp,t。用道路鋪裝面積表示。修路面積是基礎的交通設施狀況的表現(xiàn),交通設施越健全,對FD I的吸引力越強,預期符號為正。

5.地區(qū)人均GDPp,t。作為市場需求變量,通常認為中國廣大的市場需求是吸引外資的一個重要因素,因此預期符號為正。

6.地區(qū)FD I存量DFD Ip,t。參考之前研究的處理方法,由于無法獲得外資退出的信息,只能用各地區(qū)各年度的累積數(shù)近似表示。由于集聚會帶來生產和管理技術、信息的外溢和人才的流動等效應,預期符號為正。

(三)統(tǒng)計描述

由圖1所示,我國三個區(qū)域的勞動力成本均顯示出上升的趨勢,但西部地區(qū)增長緩慢,增量不大,東部地區(qū)上升幅度很大,中部地區(qū)也有較大上升。

圖1 我國東部、中部、西部地區(qū)1998—2007年勞動力成本的變化對比

表1 我國30個省(直轄市、自治區(qū))勞動力成本比較(單位:%)

由表1可見,勞動力成本在全國的占比超過5%的地區(qū)主要集中在東部,按大小排序是廣東、江蘇、上海、山東和浙江,而中部地區(qū)的湖南省勞動力成本全國占比也超過了5%,高于山東和浙江地區(qū)。勞動力成本在全國占比不超過1%的地區(qū)是甘肅、寧夏、青海、廣西。

從行業(yè)的角度來看,勞動力成本全國占比超過5%的行業(yè)有電力熱力的生產和供應業(yè)、紡織業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、煤炭開采和洗選業(yè)、通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)。

表2 我國38個工業(yè)行業(yè)勞動力成本的變化統(tǒng)計(單位:%)

圖2 我國38個工業(yè)行業(yè)勞動力成本變化情況

由圖2可見,從1998年到2002年我國工業(yè)38個行業(yè)的勞動力成本變化不大,從2002年到2007年部分行業(yè)的勞動力成本有了較大提高。

三、模型設定與實證結論

(一)模型設定

根據以上分析,參考以往研究,我們設立基本模型如下:

其中,Xk是控制變量,k=1,2,3,4。為避免潛在的內生問題,控制變量中的集聚變量即地區(qū)FD I存量作滯后一期處理(Haaland et al.,1999;趙偉等,2007)。參考大多數(shù)空間計量的研究(Coughlin et al.,2000;Garretsen et al,2006;王立平等,2006;何興強,2008;楊海生等,2010),選取空間權重矩陣W。W·lnFD Ii,t度量周圍地區(qū)的FD I流入量加權和對某一省區(qū)FD I流入的影響,這一影響跟地理距離有關,距離越近,影響越大,距離越遠,影響越小,由W體現(xiàn)。β為正,說明空間影響效應為正。

W作為空間權重矩陣,在W內的非對角元素全為0,對角線上每個元素V為一個30＊30的方陣。假定距離不隨時間而改變,所以V1998=……=V2007。每個V方陣的元素值Γij為兩個省省會之間的歐氏距離的倒數(shù),i=j時,Γij為0。

參考吉米等(Jimmy Ran et al,2007;Julien Lefilleur et.al,2010),我們分別在控制行業(yè)、控制地區(qū)和控制行業(yè)與地區(qū)三種情況下對模型進行估計。估計前,經Wooldridge(2002)的序列相關檢驗,模型存在AR(1);經Pesaran(2004)檢驗,模型不存在截面相關;經修正的White檢驗,模型存在組間異方差。因此,采用GLS方法進行估計。另外,設5年為一個時段,我們就1998年到2002年、2003年到2007年兩個時段分開進行了估計,結果列于表3(3)—(6)。本文所有檢驗和估計均采用Stata 10.0軟件進行,顯著性水平控制在5%以下。

表3 行業(yè)控制下、行業(yè)與地區(qū)控制下全樣本GLS估計系數(shù)

(二)實證結果

表3報告了行業(yè)控制下全樣本及行業(yè)、地區(qū)控制下1998年到2002年、2003年到2007年兩個時段的估計結果。結果顯示:以地區(qū)各行業(yè)財務報表中的人均應發(fā)工資和福利表示的勞動力成本對引資有顯著負向影響(回歸(1)(2)),這種作用在1998到2002年不顯著,2003年到2007年表現(xiàn)出來,這可能是因為前一時段我國的勞動力成本還不高,因而其負向影響暫未顯現(xiàn),而到2003年以后,我國勞動力成本上升,其反向作用逐漸顯著(回歸(3)(4)(5)(6))。這驗證了假說一。

控制變量中,人均GDP作為市場容量指標,對引資有顯著正向的影響,這種影響在2003年以后表現(xiàn)特別突出(回歸(5))。人均GDP每增加1%,外資的流入就增加0.51%(回歸(5))。外資企業(yè)本身的進口和出口對外資的增加正向作用顯著,這與東部地區(qū)的加工貿易發(fā)達的現(xiàn)實相符。由FD I集聚所帶來的技術、管理培訓等外溢效應的作用,FD I存量系數(shù)顯著為正,這與其他相關研究的結論一致。物流的發(fā)展對FD I顯著的正向作用隨著我國各地交通運輸設施和效率的不斷提高而顯現(xiàn)出來。

表4 行業(yè)控制下子樣本(東部、中部和西部)GLS估計系數(shù)

表4區(qū)分了東部、中部和西部三個地區(qū),報告了三個子樣區(qū)勞動力成本對FD I流入的影響。勞動力成本的顯著反向作用在東部和中部地區(qū)比較突出,而在西部地區(qū)則不顯著。這驗證了假說二。

控制變量中,東部、中部地區(qū)的物流基礎設施越完善,則FD I流入東部和中部地區(qū)就越多,西部地區(qū)則沒有這種顯著效應,這可能與西部地區(qū)基礎交通設施的建設滯后有關。外資企業(yè)的出口越多,流入東部地區(qū)的FD I就越多,而中部和西部地區(qū)則沒有顯著影響。外資企業(yè)的出口每增加1%,流入東部的外資就增加0.437%。外資企業(yè)的進口越多,流入各地區(qū)的FD I也顯著增多,這種效應在東部地區(qū)最大,這可能是因為東部存在大量加工貿易的緣故。FD I存量顯著正向效應一如既往研究所得的結論。

表5中具體行業(yè)見表2。

表5報告了地區(qū)控制下各個行業(yè)的估計結果。勞動力成本對外資有顯著負向作用的行業(yè)有8個(i11、i12、i19、i22、i23、i26、i28、i29),系數(shù)絕對值由大到小的前6個分別是:(1)塑料制品業(yè)(回歸系數(shù)為-21.061);(2)紡織服裝鞋帽制造業(yè);(3)化學原料及化學制品制造業(yè);(4)有色金屬冶煉及壓延加工業(yè);(5)橡膠制品業(yè);(6)皮革毛皮羽毛(絨)及其制品業(yè)(回歸系數(shù)為-0.44)。這些行業(yè)的FD I對勞動力成本比較敏感,當勞動力成本增加時,會引起這些行業(yè)的FD I撤走,另尋該行業(yè)勞動力水平較低的其他國家或地區(qū)進行投資;有顯著正向作用的行業(yè)有4個(i6、i18、i36、i37),效應由大到小排列:(1)燃氣生產和供應業(yè)(回歸系數(shù)為5.9791);(2)石油加工煉焦及核燃料加工業(yè);(3)農副食品加工業(yè);(4)水的生產和供應業(yè)(回歸系數(shù)為0.7512)。這些行業(yè)的勞動力成本增加,反而吸引更多的FD I,可能是這些行業(yè)為生活或生產必需品行業(yè),具有剛性需求的緣故。

本估計結果驗證了假說三,即在工業(yè)的不同行業(yè),該行業(yè)的勞動力成本對本行業(yè)外資的吸引作用也會有較大差異。在壟斷性、贏利越高或技術密集型的行業(yè),越有可能為顯著正向的作用,而在競爭激烈、贏利不高、勞動密集型的行業(yè)有可能顯著為負,使得FD I區(qū)位選擇發(fā)生轉向。

表3中,周邊地區(qū)的FD I流入量加權和系數(shù)為正,說明周圍FD I增量會增加某地的FD I。表4中,東部、中部和西部地區(qū)的周邊FD I加權和系數(shù)也為正,說明三大區(qū)域周邊的FD I集聚均會導致區(qū)域FD I流入的增加。由于這種正向的FD I空間效應,加上空間權重,表明這種空間效應具有地理距離依賴性,即已經流入我國的FD I,在發(fā)生地區(qū)轉移時,距離越近的地區(qū)被選擇的可能性越大。所以,我國東部地區(qū)的FD I,在勞動力成本上升后,對此敏感的部分,轉移到我國其余地區(qū)的可能性大于周邊鄰國。這驗證了假說四。

表5 地區(qū)控制下分行業(yè)GLS估計系數(shù)

以上勞動力成本變量用相對工資率指標再次驗證,估計系數(shù)均無顯著變化,說明結果是穩(wěn)健的。

四、結論與政策建議

本文對我國、尤其是東部地區(qū)勞動力成本的上升,是引起FD I轉移到周邊鄰國,還是轉移到我國其他地區(qū)作了實證檢驗。

(一)所得結論

1.從時間來看,由于2002年之前我國的勞動力成本不高,以地區(qū)各行業(yè)財務報表中的人均應發(fā)工資和應發(fā)福利表示的勞動力成本,對引資的顯著負向影響在1998到2002年并不顯著。2003年后,我國勞動力成本逐漸上升,這種反向作用也日益顯著。就地區(qū)而言,勞動力成本上升對FD I的顯著反向作用在東部和中部地區(qū)比較突出,而在西部地區(qū)則不顯著。從行業(yè)來看,勞動力成本對外資的影響在不同行業(yè)表現(xiàn)不同。38個行業(yè)中有顯著負向影響的有8個,主要是勞動密集型和勞動資本密集型行業(yè),如紡織服裝鞋帽制造業(yè)、專用設備制造業(yè)和通用設備制造業(yè)等。但有4個行業(yè)有顯著正向的影響,如石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、農副食品加工業(yè)等,均為生產或生活必需品行業(yè)。

2.控制變量中,人均GDP作為市場容量指標,對引資有顯著正向的影響,這種影響在2003年以后表現(xiàn)特別突出。外資企業(yè)本身的進口和出口對外資的增加正向作用顯著,外資企業(yè)的出口越多,流入東部地區(qū)的FD I就越多,而中部和西部地區(qū)則沒有顯著影響。外資企業(yè)的進口越多,流入三大地區(qū)的FD I也顯著增多,這種正向作用與我國的技術設備引進和某些緊缺原材料的進口有關。物流的發(fā)展對FD I顯著的正向作用隨著我國各地交通運輸設施和效率的不斷提高而顯現(xiàn)出來。這在東部和中部地區(qū)表現(xiàn)尤為突出,但西部地區(qū)尚未體現(xiàn)出來。這與西部地區(qū)物流業(yè)的發(fā)展滯后有關。

3.由于FD I集聚所帶來的生產、管理技術和產業(yè)鏈配套等外溢效應等原因,周邊地區(qū)的FD I集聚會增加省區(qū)或區(qū)域的FD I流入,空間距離越近,擴散效應越強,距離越遠,效應越弱。因此,我國東部地區(qū)勞動力成本的上升會導致部分FD I進行地區(qū)轉移,但這種轉移更多可能是流向我國其余地區(qū),而不是周邊鄰國。

(二)政策建議

1.東部地區(qū)可以利用已有的優(yōu)勢條件,進一步加大物流業(yè)的建設、提高服務水平,加強供應鏈的建設與完善,培育、引進與儲備各種高端人才,走技術創(chuàng)新之路,以加大吸引高新技術、現(xiàn)代服務業(yè)和高端制造業(yè)的FD I,促進產業(yè)優(yōu)化升級,不斷發(fā)揮對中、西部地區(qū)的輻射作用。同時,合理產業(yè)規(guī)劃布局,使部分FD I轉移到中部和西部地區(qū),帶動兩地區(qū)的發(fā)展。

2.中部地區(qū)作為承東啟西的區(qū)域,要大力發(fā)展優(yōu)勢產業(yè),促進經濟增長;還要繼續(xù)加強基礎設施建設,大力吸引對勞動力成本不敏感或者勞動力成本對外資有顯著正向作用的行業(yè)的FD I。同時,大力吸引具有顯著正向外資集聚效應的17個行業(yè)的FD I。充分發(fā)揮對東部的承接和向西部的擴散效應。

3.西部地區(qū)可以繼續(xù)利用資源和廉價勞動力的優(yōu)勢,在進一步加大物流基礎設施建設的力度、提高服務效率、加強勞動力職業(yè)技能的培養(yǎng)、大力發(fā)展經濟的同時,合理規(guī)劃產業(yè)布局,因地制宜,積極吸引東部和中部地區(qū)勞動力成本上升而進行地區(qū)轉移的外資,并努力吸引FD I具有顯著正向集聚效應的17個行業(yè)的外資,使其不斷地產生集聚的關聯(lián)效應,從而很好地完成對東、中部地區(qū)的產業(yè)承接,促進當?shù)叵嚓P產業(yè)的發(fā)展。

Coughlin,Cletus and Eran Segev.,Foreign Direct Investment in China.World Economy,2000,23,(1).

Garretsen,Harry and Jolanda Peeters.FD I and the Relevance of Spatial Linkages:Do Third Country Effects Matter for Dutch FD I?.2006,http:∥ideas.repec.org/r/nbr/nberwo/ 9517.html

Haaland et al.,What Determines the Economic Geograph of Europe?.CEPR Discussion paper.1999,No.2072.

J Ran,JP Voon and G Li.How does FD I affect China?Evidence from industries and provinces.Journal of Comparative Economics,2007,35(4):774—799.

Julien Lefilleur and Mathilde Maurel.Inter-and intra-industry Linkages as a Deter minant of FD I in Central and Eastern Europe.Economic Systems,2010,34(3):309—330.

何興強,王利霞.中國FD I區(qū)位分布的空間效應研究.經濟研究,2008,(11).

黃肖琦,柴敏.新經濟地理學視角下的FD I區(qū)位選擇——基于中國省際面板數(shù)據的實證分析.管理世界,2006, (10).

王立平,彭繼年,任志安.我國FD I區(qū)域分布的區(qū)位條件及其地理溢出程度的經濟研究.經濟地理,2006,(2).

魏后凱,賀燦飛,王新.外商在華直接投資動機與區(qū)位因素分析——對秦皇島市外商直接投資的實證研究.經濟研究,2001,(2).

徐康寧,陳健.跨國公司價值鏈的區(qū)位選擇及其決定因素.經濟研究,2008,(3).

楊海生,聶海峰,徐現(xiàn)祥.我國FD I區(qū)位選擇中的“第三方效應”——基于空間面板數(shù)據的實證研究.數(shù)量經濟技術經濟研究,2010,(4).

趙偉,張萃.FD I與中國制造業(yè)區(qū)域集聚——基于20個行業(yè)的實證分析.經濟研究,2007,(11).

【責任編輯:許玉蘭:責任校對:許玉蘭,楊海文】

郭彥文,徐盈之.現(xiàn)代服務業(yè)知識管理能力綜合評價模型研究.廣東經濟管理學院學報,2006,21(5).

李丹,郭遲.組織學習與知識轉化的關系及IT對二者影響的探討.管理學報,2009,(5).

林山,藍海林,黃培倫.組織學習,知識創(chuàng)新與組織創(chuàng)新的互動研究.科學管理研究,2004,22(5).

林義屏.市場導向,組織學習,組織創(chuàng)新與組織績效間關系之研究——以科學園區(qū)信息電子產業(yè)為例.管理評論(臺灣),2004,23(1).

劉蕾,唐博華,雷森.基于知識管理能力評價的企業(yè)創(chuàng)新模式選擇研究.經濟問題探索,2010,(1).

路琳,梁學玲.知識共享在人際互動與創(chuàng)新之間的中介作用研究.南開管理評論,2009,(1).

馬宏建.中國高技術企業(yè)知識管理能力與績效研究.上海:復旦大學出版社,2005.

孫曉強.從組織學習過程模型看組織學習在知識管理過程中的角色.技術經濟與管理研究,2007,(1).

譚可欣,郭東強.隱性知識管理及其對企業(yè)創(chuàng)新的影響.管理評論,2007,19(12).

魏江,焦豪.創(chuàng)業(yè)導向、組織學習與動態(tài)能力關系研究.外國經濟與管理,2008,(2).

謝洪明,王成,羅惠玲,等.學習、知識整合與創(chuàng)新的關系研究.南開管理評論,2007,10(2).

曾萍,藍海林.組織學習、知識創(chuàng)新與動態(tài)能力:機制和路徑.中國軟科學,2009,(5).

鄭文山,胡揚成.市場導向與技術創(chuàng)新的關系:組織學習的中介作用——基于浙江中小企業(yè)的實證研究.科學管理研究,2010,(1).

朱少英,齊二石.組織學習中群體間知識共享行為影響因素分析.管理學報,2009,6(4).

【責任編輯:許玉蘭;責任校對:許玉蘭,楊海文】

F831.6/F249.21

A

1000-9639(2011)02-0185-07

2010—11—15

教育部規(guī)劃基金項目(07JA790087);國家海洋局908專項課題(GD908—02—018);中山大學優(yōu)秀研究生導師逸仙創(chuàng)新人才培養(yǎng)計劃項目(10000—3126202)

陳 平(1965—),男,福建南平人,經濟學博士,中山大學嶺南學院教授、博士生導師(廣州510275);

歐 燕(1975—),女,貴州貴陽人,中山大學嶺南學院博士生(廣州510275)。