，3

(1．南開大學 經濟學院，天津 300071；2．中國特色社會主義經濟建設協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300071；3.南開大學 跨國公司研究中心，天津 300071)

市場開放與來華跨國生產
——基于國家-行業(yè)層面的驗證

侯欣裕1，2張?zhí)鹛?，2孫浦陽1，2，3

(1．南開大學經濟學院，天津300071；2．中國特色社會主義經濟建設協(xié)同創(chuàng)新中心，天津300071；3.南開大學跨國公司研究中心，天津300071)

跨國生產是全球化的重要特征，也是影響其所在東道國經濟發(fā)展的重要因素。本文將市場開放引入跨國生產影響因素的分析中，在理論機制上厘清了市場開放通過要素投入渠道推動跨國生產發(fā)展。本文利用中國工商行政管理總局的外商投資企業(yè)數據，測算了來自150個國家(地區(qū))在我國近800個國民經濟四分位行業(yè)的跨國生產規(guī)模，結合本文構建的市場開放指標進行實證分析，結論表明：上游市場開放顯著提高了其他國家(地區(qū))在華各行業(yè)開展的跨國生產水平。該結論在經過內生性檢驗、排除其他改革影響等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，市場開放能顯著促進跨國生產水平的增長，即存在增長效應，并且服務業(yè)市場開放的促進作用大于制造業(yè)市場開放。

跨國生產；市場開放；要素投入；制造業(yè)；服務業(yè)；經濟全球化

一、引言

經濟全球化的顯著特點表現(xiàn)為在全球化和國際分工多元化的背景下，跨國生產(multinational production)的快速增長及其重要性日益凸顯[1][2][3][4][5]。由跨國公司在母國之外開展的經營生產(簡稱為跨國生產)已成為國家間貨物交換、資本流動、技術交流的重要渠道[3][4]。隨著我國參與全球化分工程度的加深，跨國生產活動在我國經濟發(fā)展中發(fā)揮了不可忽視的作用。首先，跨國生產是我國經濟發(fā)展的重要組成部分。通過對中國工商總局的外商投資企業(yè)數據庫①的統(tǒng)計可以發(fā)現(xiàn)(見表1)，在2000年和2001年，我國的跨國生產整體銷售額占到當年GDP的27%以上，尤其在第二產業(yè)，跨國生產在經濟活動中的比重達到21%以上；同時期跨國企業(yè)開展的出口和進口活動更是占到了我國總進口和總出口的50%以上②，這說明在中國，跨國生產的經濟影響是不容小覷的。

表1 2000年和2001年跨國生產銷售額占GDP份額的統(tǒng)計 (單位：%)

其次，更為重要的是已有大量研究證實了跨國生產活動給東道國帶來福利效應[6][7][8]。國內跨國生產規(guī)模的擴大能顯著地促進該國生產率和總體經濟的增長。一方面，以高生產效率為特征的跨國生產活動通過技術溢出渠道提升了東道國企業(yè)的生產率水平[3][8][9]。另一方面，跨國生產活動加劇了東道國國內市場的競爭，市場競爭通過淘汰低效率企業(yè)，改善了國內資源配置情況[8]。因此，跨國生產帶來的生產率提升在推動東道國經濟增長中發(fā)揮了重要作用。鑒于跨國生產活動在我國經濟中的重要地位以及可能產生的重要經濟影響，我們有必要研究和分析是什么因素決定了跨國生產在中國的開展。

目前關于跨國生產活動決定因素的研究已有不少。多數研究從宏觀層面出發(fā)，從跨國生產企業(yè)數量及銷售規(guī)模兩方面衡量國家層面跨國生產水平，并結合引力方程模型，從地理距離、文化相似度、經濟總量、技術差距、貿易和投資政策等方面分析跨國生產水平的影響因素[5][10][11][12]。但現(xiàn)有研究很大程度上缺乏高質量且細致的跨國生產數據為經驗研究提供支撐，比如Fukui和Lakatos、Alviarez是利用Eurostat FATS數據整理出國家—行業(yè)層面的跨國生產數據，但該數據存在嚴重的缺失問題[12][13]。Ramondo等的數據來源于UNCTAD，但僅是國家層面，并沒有詳細到行業(yè)層面[5]。針對這一問題，更多的研究使用FDI流量或存量等非直接方式衡量跨國生產水平，從而將研究問題轉向于討論外商直接投資的決定因素上[14][15][16]。事實上，F(xiàn)DI更多體現(xiàn)的是對投資行為的描述，其內涵在于資本的轉移行為以及跨國企業(yè)的資本組織形式。但是真正對經濟發(fā)展產生重要實質性影響的是實際跨國生產行為(如跨國公司的數量、銷售額、收益等)而非外商投資規(guī)模，跨國生產經營活動水平越高，則其對整體經濟的影響越大，所以跨國生產的重要性體現(xiàn)在投資行為發(fā)生后實際生產經營活動的規(guī)模大小上[4][5][12]。特別地，當來自國外的母公司在東道國設立開展跨國生產的分支機構時，其資金可能來自東道國內，而這部分資本并不計算在FDI內，但其經濟影響來自于該分支機構整體的生產活動[5]。那么單以FDI衡量跨國生產水平，就容易出現(xiàn)低估的問題。因此，F(xiàn)DI和跨國生產在概念上有明顯區(qū)別③，更為準確的研究應從跨國生產的角度出發(fā)。

和現(xiàn)有研究相比，本文的貢獻體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，對于跨國生產的衡量問題，本文基于中國工商行政管理總局的外商投資企業(yè)數據庫，借鑒已有研究采用跨國生產企業(yè)數量和銷售規(guī)模度量跨國生產水平[11][12]，構建了全面衡量我國“年份—來源國家(地區(qū))—行業(yè)”層面的跨國生產水平指標，大幅度提高了跨國生產衡量的精確度和全面性，同時有效避免因直接使用FDI數據產生的度量偏差問題。本文利用該指標分析了中國跨國生產活動在行業(yè)、投資來源國家(地區(qū))上的分布特點和動態(tài)變化，推進了對我國跨國生產活動水平和發(fā)展變化特點的全面把握。第二，本文還考察了我國市場開放與來華跨國生產活動之間的關系。以往分析國別層面的因素對跨國生產活動影響的研究往往忽略了國家內部經濟環(huán)境的異質性影響。特別是在中國等發(fā)展中國家內部，還普遍存在上游市場競爭機制尚不完善的特征。而跨國生產活動的生產流程及工序是在東道國內組織和完成，生產要素是在東道國內進行購買[4][11]，因此，上游市場的競爭和開放情況通過影響生產要素的質量和獲取效率，成為作用于跨國生產開展及其實際生產規(guī)模的重要因素。本文拓展了跨國生產決定因素的研究，還加深了對跨國生產和東道國產業(yè)政策之間互動關系的認識，對優(yōu)化我國產業(yè)政策、充分發(fā)揮跨國生產活動帶來的福利效應具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。第三，在具體的研究方法上，本文拓展了現(xiàn)有文獻中關于跨國生產的理論模型，厘清了東道國內市場開放是如何通過要素投入的渠道來影響其他國家(地區(qū))在東道國內開展的跨國生產活動。在實證上，本文主要利用我國“年份—來源國家(地區(qū))—行業(yè)”層面的跨國生產活動指標，同時借鑒現(xiàn)有研究中關于市場開放程度的衡量方法[17][18]，使用外生的政府政策來構建和要素投入相聯(lián)系的上游市場開放程度指標，以此進行經驗研究。實證結果驗證了通過要素投入的渠道，市場開放從跨國生產企業(yè)數量和銷售規(guī)模兩方面促進了我國跨國生產水平的提高。在進行了內生性檢驗、指標再度量、樣本的重新選擇以及排除其他政策改革干擾等一系列穩(wěn)健性檢驗后，本文的結論依然成立。此外，本文進一步拓展研究，發(fā)現(xiàn)市場開放能顯著促進來華跨國生產的增長，市場開放對來華跨國生產存在增長效應；相比上游制造業(yè)，提高上游服務業(yè)市場開放程度對推動我國跨國生產活動水平提升的邊際作用更大。

二、理論機制和研究假說

(一)消費者與偏好

參照Melitz的做法，本文假設跨國生產實際發(fā)生地是在東道國j中，該國消費者有CES形式的效用函數[19]：

(1)

其中，ω為差異化產品，qj(ω)為消費者對ω的購買量，j為消費者能購買的可行產品集，σ>1為產品之間的替代彈性。據此可得，東道國j的價格指數Pj為：

(2)

根據消費者效用最大化問題，可得東道國內消費者對差異化產品的需求函數為：

(3)

其中，Qj為代表性消費者的總支出，pj(ω)為產品ω的價格。

(二)生產與技術

借鑒Ramando的思路，本文認為任意一個i國(i≠j)中，行業(yè)d內的企業(yè)k可以在j國建立子公司開展跨國生產[11]。該子公司使用的生產技術繼承了i國母公司的生產技術水平φidk，但生產使用的中間品生產要素投入全部來自j國。企業(yè)k在j國的子公司生產的產品僅在j國銷售。本文假設企業(yè)k跨國生產需要勞動、制造品投入和服務品投入三類要素。借鑒Chevassus-Lozza等的做法，本文假設企業(yè)按照σ/(σ-1)=1/ρ的固定成本加成率加成定價[20]，那么企業(yè)k在j國生產的產品價格為：

(4)

其中，m和 s分別為j國制造品和服務品投入的價格指數，w是勞動力成本，θ表示j國市場不完全開放程度。為了簡化形式，在討論市場開放程度以及要素投入時，本文省略標注代表東道國的下標j。當市場完全開放時，制造品和服務品投入的價格和世界水平保持一致。而市場不完全開放將產生壟斷的市場結構，導致生產投入要素價格上漲。s(θ)>0和x(θ)>0分別代表上游制造業(yè)市場和上游服務市場因為不完全開放、缺乏競爭所引起制造業(yè)和服務業(yè)生產要素價格的增加幅度。同時滿足?s(θ)/?θ>0和?x(θ)/?θ>0，即開放程度越低，要素價格的增加幅度越大。此外，考慮到服務具有生產和消費同時進行的特殊性，服務效率也是影響企業(yè)生產的關鍵因素，服務投入的效率提高可降低企業(yè)生產中斷的風險，減少企業(yè)生產經營的固定成本[21][22]，因此參照Bas的做法，本文在價格決定式中引入γ(θ)表示服務投入的效率[23]。服務業(yè)開放程度低、競爭力不足將導致服務投入供給效率低下，所以存在?γ(θ)/?θ<0。結合j國消費者對企業(yè)k子公司的產品需求式(3)，企業(yè)k在j國開展跨國生產的收益為：

(5)

另外，企業(yè)k到j國開展生產經營需要支付固定成本，包括重新建立分銷運輸網絡、了解當地市場的產品信息以及法律注冊等支付的相關成本，還包括生產管理成本以確保來自母國企業(yè)k的生產技術能在j國正常生產運作[4]。這些成本的投入都與服務的使用息息相關，但由于國家間經濟環(huán)境、商業(yè)文化以及語言習慣的不同，和本國企業(yè)相比，跨國企業(yè)k需要投入更多因為國別差異產生的服務投入。假設j國本國企業(yè)支付這部分的固定成本為：(1+x(θ))s/γ(θ)，而由國別差異造成跨國生產支付的固定成本增加比例為f(ξ,λij)。ξ代表j國對外商直接投資的限制程度，嚴格的外商直接投資限制增加了國外企業(yè)到j國投資生產的難度，于是開展跨國生產需要耗費更多額外的成本。λij代表企業(yè)k所在i國和j國之間的商業(yè)、文化差異。這類差異越大，企業(yè)k在j國進行跨國生產花費的適應性成本越大。結合式(5)及跨國企業(yè)支付的固定成本，企業(yè)k到j國跨國生產的利潤函數πidkj=ridkj/σ-fidkj表示為：

(6)

(三)市場開放與東道國內的跨國生產

i國企業(yè)k到j國建立子公司開展跨國生產的必要條件是生產利潤大于0，那么企業(yè)k到j國開展跨國生產活動的可能性可以表述為：

(7)

根據式(6)，我們得知i國企業(yè)k在j國的生產利潤和市場開放水平之間的關系為：

(8)

(9)

(10)

(11)

式(9)和式(10)分別表示j國市場開放導致該國總價格指數Pj以及企業(yè)k跨國生產的產品價格pidkj的改變，式(11)則表示市場開放導致企業(yè)k在東道國j國內跨國生產支付固定成本的改變。式(9)、(10)和(11)共同決定了式(8)的符號，即在j國內，i國的企業(yè)k跨國生產的利潤隨市場開放程度變化的方向。式(8)中，A、B、C三項均大于0。當市場開放程度提高引起的東道國j總價格指數Pj下降幅度小于產品定價pidkj的下降幅度時(B>A)，式(8)小于0，表明θ下降即市場開放程度提高將增加i國企業(yè)k到j國跨國生產的利潤。則在該條件下，東道國市場開放水平的提高通過要素投入的途徑，提升了其他國家在東道國內開展跨國生產的利潤水平，反映在式(7)的值隨θ下降而上升，說明i國行業(yè)d中的企業(yè)k來j國開展跨國生產的可能性增加，最終引起j國行業(yè)d內跨國企業(yè)數量上升。據此關系，我們提出研究假說1：東道國內市場開放通過要素投入途徑影響了其他國家(地區(qū))在該國內開設的跨國生產公司數量，表現(xiàn)為跨國生產公司數量隨著上游市場開放程度的提高而增加。

類似的，我們考察跨國公司的生產收益和市場開放程度的關系，可得到：

(12)

式(12)說明在相同的條件下(B>A)，式(12)小于0，表明ridkj隨θ下降而上升，這說明東道國j國市場開放程度提升將提高i國企業(yè)k在j國跨國生產的收益水平，對此我們提出研究假說2：市場開放程度的提升通過要素投入的渠道將提高東道國內跨國生產的銷售水平，從而導致其他國家(地區(qū))在該國內以跨國公司為載體的跨國生產銷售額增加。

三、數據說明和計量模型設定

(一)數據說明

本文使用中國外商投資企業(yè)數據庫就本文提出的兩個研究假說進行實證分析。該數據庫是由中國工商行政管理總局通過企業(yè)注冊信息匯總而得，具體涵蓋了2000年與2001年在我國所有注冊登記的外商投資企業(yè)，其中包括企業(yè)名稱、地址、法人等基本注冊信息，還包括企業(yè)所屬的國民經濟行業(yè)、主要投資來源國家(地區(qū))、年銷售額、總資產、從業(yè)人員和外籍員工數目等詳細信息。首先本文將存在外籍員工數大于員工總數、中方注冊資本大于總注冊資本、凈利潤大于利潤總額或者長期負債大于負債總額情況的企業(yè)樣本刪除。另外我們按照Ramondo的做法，將與刻畫跨國生產相關的企業(yè)變量包括銷售收入、總資產、總注冊資本、員工人數、所處國民經濟行業(yè)在內至少一項缺失或者為負的企業(yè)剔除，還剔除了外資注冊資本所占比重小于10%的企業(yè)[4]。

(二)指標構建

1.跨國生產水平(multinational production)

早期的研究大多使用外商實際投資額來衡量跨國生產水平，但從上文可知，東道國內的外商直接投資和跨國生產有本質區(qū)別，外商直接投資反映的是投資金額大小，其并不能很好地反映全球其他國家(地區(qū))在我國真實的生產活動情況。與以往研究不同的是，本文首次使用中國外商投資企業(yè)數據庫，并借鑒Ramondo以及Fukui和Lakatos的思路從“年份—來源國家(地區(qū))—行業(yè)”三個維度出發(fā)測算我國跨國生產水平[11][12]，具體為全球約150個國家(地區(qū))在我國近800個四分位國民經濟行業(yè)開設的跨國企業(yè)數目(Affliates)和跨國生產銷售收入(Totalsales)。上述兩個變量的統(tǒng)計描述如表2所示。

表2

2000～2001年中國“年份—來源國家(地區(qū))—行業(yè)”的跨國生產活動指標統(tǒng)計描述

注：銷售總收入數值單位為百萬元人民幣，實際回歸中本文使用中國外商投資企業(yè)數據庫的原始計價單位萬元人民幣。

2.市場開放程度

結合中國改革開放和經濟發(fā)展的進程，對外開放一直是我國市場開放的重點領域，也是引入市場競爭的重要手段和途徑[15][23]。因此，本文主要從對外開放角度來衡量我國的市場開放程度。本文使用全樣本的外資企業(yè)數據庫，若按照以往研究利用外資進入額或者外資比重來進行刻畫，可能出現(xiàn)嚴重的內生性問題。因此，本文借鑒現(xiàn)有研究[17][18]，從外生的政府政策入手，利用我國對外開放政策信息來構建對外開放指標。具體而言，利用目前研究中較為常見的《外商投資產業(yè)指導目錄》(以下簡稱《目錄》)中，關于各個行業(yè)產品的外資準入信息構建對外開放度指標，作為衡量中國市場開放程度的代理變量。

為了與本文測算的中國跨國生產指標時間相匹配，本文使用1997年《目錄》構建分行業(yè)對外開放程度指標。首先，本文按照孫浦陽等的方法將《目錄》中的信息與國民經濟行業(yè)代碼進行匹配[24]。接著，本文將存在被限制或禁止的國民經濟四分位行業(yè)取值為1，否則取0，用DIndex標記該行業(yè)的對外開放程度，如果該指標取1，說明該行業(yè)對外開放程度低。最后，為了契合本文的理論模型中要素投入的影響渠道，本文利用投入產出關系進行刻畫，具體計算式如下：

Indexdt=∑j?dDIndexjt×?dj

(13)

式(13)中，j行業(yè)是d行業(yè)的上游行業(yè)。?dj是根據中國2002年投入產出表計算的行業(yè)間投入產出系數，即j行業(yè)的產品作為中間投入品在d行業(yè)所需的全部中間投入品中所占的比重。Indexdt表示行業(yè)d在t年的市場開放度指標。對于制造業(yè)開放度指標，我們將式(10)中的上游j行業(yè)設定在制造業(yè)行業(yè)，再進行市場開放指標的要素投入的加權，并同理計算出服務業(yè)市場開放指標，以此構建出制造業(yè)開放指標MIndexdt和服務業(yè)開放指標SIndexdt。這三類指標在數值上越小表示行業(yè)d面臨的市場開放程度越高。

(三)計量模型設定

本文的實證思路是構建市場開放度作為核心解釋變量，將使用中國外商投資企業(yè)數據庫計算的“年份—來源國家(地區(qū))—行業(yè)”層面的跨國企業(yè)數目(Affliates)和跨國生產銷售收入(Totalsales)作為被解釋變量，就本文的理論假說進行實證檢驗，具體模型設定如下：

lnMPidt=α+βlnIndexd+γXdt+λXit+δt+δI+δD+εidt

(14)

式(14)中，下標d表示四分位行業(yè)，D表示二分位行業(yè)，t表示時間，i表示在中國開展跨國生產的投資來源國家(地區(qū))，I表示來源國家(地區(qū))所在洲。其中，MP表示“年份-來源國家(地區(qū))-行業(yè)”層面上來華跨國企業(yè)數量(Affiliates)或者跨國生產銷售水平(Totalsales)，分別對應假說1和假說2的驗證。Indexdt表示t年d行業(yè)的市場開放度指標，該變量數值越大表明市場開放程度越低，根據上文理論分析，我們預期估計系數β為負，表明若市場開放程度增加，則其他國家(地區(qū))在我國各個行業(yè)內開展跨國生產的企業(yè)數量和生產銷售額將增加。

此外，在回歸方程中，δt是年份的固定效應，δD是二分位行業(yè)的固定效應，δI是來源國家(地區(qū))所在洲的固定效應。Xdt和Xit為本文加入的行業(yè)以及來源國家(地區(qū))層面的控制變量，具體有：(1)本行業(yè)外商投資限制程度(FDI_Restrict)。為了控制外資限制的影響，本文加入上文所述的衡量本行業(yè)外資限制程度的代理變量Dindexd進行回歸，具體為存在禁止或者限制外資進入項目的行業(yè)，該變量取值為1，反之取值為0。(2)地理距離(Distance)。結合理論分析，本文回歸加入來源國家(地區(qū))與中國的地理距離(單位：公里，并取對數處理)以控制經濟環(huán)境的影響，數據來源于CEPII數據庫。(3)共同語言(Comm_Lang)。本文同樣加入共同語言控制經濟環(huán)境的影響，來源國家(地區(qū))與中國語言相同則取1，否則取0，數據來源于CEPII數據庫。(4)來源國家(地區(qū))的生產總值(GDP)。來源國家(地區(qū))的經濟發(fā)展水平越高代表其投資供給能力越強，則其向外投資和開展跨國生產活動的可能性越大。本文加入來源國家(地區(qū))的名義生產總值(單位：百萬美元，并取對數處理)來衡量其經濟發(fā)展水平，數據來源于佩恩表9.0。(5)行業(yè)進口中間品關稅(Input Tariff)。為了控制跨國生產水平受進口中間品貿易的影響，本文在控制變量中加入進口中間品關稅。本文使用的是中國進口產品關稅數據，利用投入產出系數構造分行業(yè)的進口中間品關稅，計算式為：Input Tariffdt=∑j?dTariffjt×?dj，其中，Tariffjt為上游行業(yè)j的簡單平均關稅值④。(6)行業(yè)規(guī)模經濟特征(Scale)。規(guī)模經濟越顯著的行業(yè)，對外資企業(yè)的吸引力越大[14]。本文以每個行業(yè)中企業(yè)的最高銷售額與該行業(yè)所有企業(yè)平均銷售收入的比值作為衡量行業(yè)規(guī)模經濟特征的代理變量，并且取對數處理。

(四)描述性分析

我們先從各行業(yè)的跨國生產入手，計算出匯總至二分位國民經濟行業(yè)下的跨國生產企業(yè)數目和銷售額分別占總體的比重，并挑選出以這兩個指標衡量其他國家(地區(qū))在我國進行跨國生產活動水平前十位的二分位行業(yè)進行統(tǒng)計分析，這十個二分位行業(yè)的跨國生產企業(yè)數目和銷售收入均占到整體的50%以上，具有較好的代表性，具體如圖1和圖2所示。圖1是2000～2001年跨國生產企業(yè)數量排名前十的二分位行業(yè)，相比2000年，排名前十的行業(yè)內企業(yè)數目都呈現(xiàn)較快增長。其中，塑料制品業(yè)，紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)和房地產業(yè)增長速度較快，分別為15.88%、14%和12.23%。圖2為跨國生產銷售收入排名前十的行業(yè)，其中以紡織業(yè)的增長最快，增幅達到4.3%，但部分行業(yè)銷售收入增長緩慢，金屬制品業(yè)的總體銷售收入甚至出現(xiàn)下滑，這說明雖然其他國家(地區(qū))在我國開設的跨國子公司數量在增加但是總的銷售收入并沒有同步上升?？偨Y來看，2000年和2001年相比，我國主要跨國生產行業(yè)分布基本穩(wěn)定，跨國生產活動開展的廣度在不斷上升，表現(xiàn)為行業(yè)內進行跨國生產的企業(yè)數量增加。但是從深度來看，跨國生產銷售收入并沒有同步增長。從行業(yè)分布來看，其他國家(地區(qū))在我國進行跨國生產活動水平前十位的二分位行業(yè)中的服務業(yè)僅有房地產業(yè)，其余均是制造業(yè)，說明制造業(yè)是其他國家(地區(qū))在我國開展跨國生產的主要行業(yè)。并且跨國生產主要分布在我國具有傳統(tǒng)產業(yè)優(yōu)勢的制造行業(yè)中，如紡織業(yè)，儀器儀表及文化、辦公用機械制造,通用設備計算機及其他電子設備制造等。

圖1 跨國生產企業(yè)數量前十位的二分位行業(yè)

圖2 跨國生產銷售收入排名前十位的二分位行業(yè)

此外，在不考慮具體跨國生產行業(yè)的情況下，我們著重挑選出在我國開展跨國生產活動水平排名前十位的國家和地區(qū)，如圖3～4所示。這十個國家和地區(qū)在我國的跨國生產企業(yè)數量和銷售水平占到整體的88%以上，這說明我國跨國生產活動具有來源地集中的特點，主要集中在鄰近的地區(qū)以及世界主要發(fā)達國家。具體來看，來自我國香港特別行政區(qū)的跨國生產程度最高且增長速度也較快，企業(yè)數目和銷售收入增長率分別為14.25%和2.49%，行業(yè)上主要集中在紡織服裝、鞋、帽制造業(yè)，房地產業(yè)以及塑料制品業(yè)。除香港特別行政區(qū)是我國內地最主要的境外生產來源地區(qū)外，其他投資來源地也主要是世界上重要的發(fā)達國家和地區(qū)，例如日本、美國、英國和德國等。無論是跨國生產企業(yè)數量還是跨國生產銷售收入，來我國開展跨國生產程度較高的地區(qū)往往經濟發(fā)達、技術先進。

四、實證結果與分析

(一)基準回歸

根據計量方程式(14)，我們采用市場開放變量Index度量各行業(yè)面臨的和要素投入相關的市場開放程度，結合中國外商投資企業(yè)數據庫計算的衡量全球約150個國家(地區(qū))在我國近800個國民經濟四分位行業(yè)下的跨國生產企業(yè)數量(Affiliates)以及跨國生產銷售水平(Totalsales)，就我國市場開放與別國和地區(qū)在我國開展的跨國生產水平之間的關系進行檢驗，回歸結果見表3。表3中(1)列和(4)列是未加入其他控制變量的回歸結果，其中市場開放變量Index的估計系數均為負，且顯著性水平達到1%；(2)、(3)、(5)和(6)列為逐步加入控制變量后的結果，其市場開放變量Index的估計系數仍然保持在1%的水平下顯著為負。這表明，市場開放程度提高通過要素投入的途徑能顯著增加全球其他國家(地區(qū))在我國四分位行業(yè)內開展的跨國生產活動。具體表現(xiàn)為：Index值越小，即市場開放程度越高，跨國生產程度越高，首先體現(xiàn)為跨國生產企業(yè)數量的上升(對應(1)～(3)列)，其次是跨國生產銷售額的提高(對應(4)～(6)列)，說明中國市場開放水平的提高通過跨國生產企業(yè)數量和跨國生產銷售規(guī)模兩方面推動了我國國內跨國生產水平的上升，基準回歸結果印證了本文理論機制部分提出的兩個研究假說。

圖3 跨國生產企業(yè)數量排名前十位的國家和地區(qū)

圖4 跨國生產銷售收入排名前十位的國家和地區(qū)

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.內生性問題

由于跨國生產活動在我國經濟發(fā)展中有著重要地位，政府在制定對外開放政策時可能需要考慮其對來華跨國生產的影響，各行業(yè)來自其他國家(地區(qū))投資的跨國生產活動也可能會影響市場開放政策，即兩者之間可能存在雙向因果關系引發(fā)的內生性問題。本文利用工具變量通過兩階段回歸來處理內生性問題。在工具變量的選擇上，借鑒Arnold等的思路，一國與其經濟發(fā)展歷史進程相似的鄰國在產業(yè)政策上往往具有很強的相似性[22]。印度外資開放進程與中國類似，主要是在外界壓力下進行外資開放。同時在一定程度上，印度和中國在產品市場上處于競爭關系，中國和印度的產業(yè)開放政策具有相似性。因此，中國和印度的對外開放政策具有相關性，并且印度是在國際相關組織的壓力下從根本上取消對外開放限制，其對外開放的實施具有外生性，可以認為其對本文研究的來華跨國生產并不存在影響。于是，本文選用OECD公布的Stan數據庫⑤中1997年印度的FDI管制數據，構建出衡量印度各行業(yè)的市場開放程度指標，并與中國的行業(yè)代碼相匹配進行內生性檢驗。表4展示了2SLS回歸得到的結果，市場開放程度的估計系數依舊顯著為負，說明本文的基本結論依舊成立。K-P rk LM和K-P rk Wald F統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平上拒絕了“工具變量識別不足”和“工具變量是弱識別”的原假設，證明了本文工具變量的有效性。

表3基準回歸結果

注：限于篇幅，未顯示t值，*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平，下表同。

表4工具變量回歸結果

2.市場開放程度的再度量

本文對市場開放的刻畫是以中國政府頒布的《目錄》為基礎，用我國對外開放程度來度量。這種方法可能存在的問題是僅考慮了禁止和限制外資進入兩方面的影響。但在實際中，對外開放限制可能包含外資股權比例、投資準入金額等規(guī)定，但這些信息在選用的《目錄》和本文構建的市場開放代理變量中并未體現(xiàn)，則可能產生以偏概全的問題。對此，本文選用OECD發(fā)布的FDI Restrictiveness Index作為衡量中國對外開放的替換指標。該指標雖然并未細致分類到四分位行業(yè)，卻相對詳細地度量了外資股權比例、外資投資審批準入配額比例、外籍人員進入限制等所有方面的對外開放限制程度，最后平均為分行業(yè)的對外開放水平指數。本文利用該指數與投入產出系數的加權，得到中國市場開放的替代指標OECD-Index進行回歸，結果如表5的(1)～(2)列所示。市場開放變量的估計系數均在1%的水平上顯著為負，說明市場開放水平的提高對我國跨國生產企業(yè)數量和銷售規(guī)模起到顯著促進作用，本文提出的理論假說得到證實。

表5其他穩(wěn)健性檢驗回歸結果

3.樣本的重新選擇

由統(tǒng)計分析可知，中國各行業(yè)中跨國生產的來源地具有鮮明特點，港澳臺地區(qū)在我國內地各行業(yè)中開展的生產活動占據了主要地位，這與政策的傾向、投資的便利和地域政治的特殊性有一定的關聯(lián)。這種現(xiàn)象的存在可能對估計結果造成偏誤，對此我們將樣本中的港澳臺企業(yè)剔除后再進行回歸，結果如表5的(3)～(4)列所示。市場開放估計系數依舊保持顯著為負的結果，本文的基本結論保持穩(wěn)健。

4.跨國生產水平的再度量

除了跨國生產企業(yè)數量和銷售收入可以衡量跨國生產外，Ramando指出外資投資資產以及雇傭規(guī)模同樣也是衡量跨國生產水平的標準[11]。為了更全面地考察市場開放對跨國生產活動的影響，我們同樣基于中國外商投資企業(yè)數據庫計算“年份—來源國家(地區(qū))—行業(yè)”層面上的外資總資產(Foreignassets)以及外籍員工數(Foreignstaff)作為衡量跨國生產的補充變量進行回歸，結果展示在表5的(5)～(6)列中。市場開放指標的估計系數仍然保持在1%的水平下顯著為負，本文的基本結論依舊成立。

5.進一步排除其他因素的干擾

考慮到本文回歸樣本的時間為2000～2001年，這期間中國還存在國有企業(yè)改革和進口關稅削減的政策改革?？紤]到這兩項政策改革可能同時影響我國市場開放和跨國生產，我們參照Liu和Qiu的思路加入另外兩個控制變量進行穩(wěn)健性檢驗[25]：行業(yè)關稅水平Final Tariff(將HS6分位關稅水平匯總至四分位國民經濟行業(yè)計算平均值)和行業(yè)國有企業(yè)份額SOEshare(使用國家統(tǒng)計局公布的各行業(yè)企業(yè)數量計算國有企業(yè)數量所占份額)。從表5的(7)～(8)列結果來看，市場開放指標對跨國生產的回歸系數依舊顯著為負，本文基本結論保持穩(wěn)定。

(三)影響機制的進一步分析

1.市場開放對跨國生產的增長效應

上文的回歸只驗證了市場開放對來華跨國生產直接的促進作用，并沒有考察增長作用。鑒于跨國生產在我國經濟發(fā)展中的影響地位，跨國生產水平的增長同樣在拉動我國經濟增長中有重要影響。另外，本文使用的是市場開放的截面指標，并沒有包含時間動態(tài)變化的作用。因此，本文進一步從增長的角度來分析市場開放和來華跨國生產之間的關系。

本文利用2000年和2001年的數據，計算跨國企業(yè)數量和銷售水平的增長率作為被解釋變量，并且回歸中加入2000年的跨國生產變量和2000年的其他控制變量，并控制大類行業(yè)和來源國(地區(qū))所在洲的固定效應，方程設定如下：

(15)

式(15)的回歸結果見表6的(1)～(2)列，市場開放變量的估計系數均顯著為負，表明市場開放通過要素投入的影響渠道顯著促進跨國生產企業(yè)數量以及銷售規(guī)模增長，存在增長效應。

表6影響機制分析

2.區(qū)分制造業(yè)和服務業(yè)市場開放

根據本文的理論分析，制造業(yè)和服務業(yè)的市場開放均對跨國生產決策及其生產規(guī)模有正向影響，并且在影響渠道上并不相同。對此，我們區(qū)分制造業(yè)和服務業(yè)市場開放進行回歸，結果展示在表6的(3)～(4)列。首先，MIndex和SIndex的估計系數均顯著為負，說明制造業(yè)以及服務業(yè)市場開放程度的提高均會顯著提升全球其他國家(地區(qū))在我國開展跨國生產的水平。其次，比較MIndex和SIndex的估計系數可以發(fā)現(xiàn)，服務業(yè)市場開放的影響明顯大于制造業(yè)市場開放。本文的理論分析表明服務不僅是跨國企業(yè)的生產投入品，而且也是固定成本的主要部分，服務業(yè)市場開放的作用不僅體現(xiàn)在服務要素價格降低上，更通過提高服務效率促進了東道國的跨國生產水平提升。本文的回歸結果表明相較于上游制造業(yè)市場開放，上游服務業(yè)市場開放對提高其他國家(地區(qū))在我國開展跨國生產活動的作用更大。

五、結論與政策含義

中國外商直接投資流入量居世界前列，而全球其他國家(地區(qū))的公司在我國各行業(yè)開展的實際經營生產活動卻一直被現(xiàn)有研究所忽略。隨著經濟全球化推進，跨國企業(yè)的生產活動對我國經濟發(fā)展產生巨大的推動作用。本文分析了市場開放對我國跨國生產活動的影響。首先，本文通過理論模型揭示了東道國內市場開放通過要素投入的渠道，對其他國家(地區(qū))開展的跨國生產產生重要影響，這種作用體現(xiàn)在對跨國生產企業(yè)數量和銷售額的提升上。其次，本文利用中國工商行政管理總局的外資企業(yè)數據庫，否定跨國生產等價于實際投資額的假設后，首次測算分析了約150個投資來源國家(地區(qū))在中國近800個四分位行業(yè)內的跨國生產企業(yè)數量和跨國生產銷售額，以此衡量我國全行業(yè)的跨國生產活動規(guī)模。本文統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)中國的跨國生產具有行業(yè)集中在制造業(yè)和投資來源地集中在發(fā)達國家和地區(qū)的特點。接著，本文用對外開放度量我國市場開放，通過實證回歸發(fā)現(xiàn)，我國市場開放水平的提升通過要素投入的途徑顯著提高了我國在“來源國家(地區(qū))-行業(yè)”層面上的跨國生產活動規(guī)模。同時，本文進一步研究發(fā)現(xiàn)這種促進作用還體現(xiàn)在拉動了跨國生產的增長，并且服務業(yè)市場開放的邊際作用大于制造業(yè)市場開放。最后在考慮了內生性、指標替換、樣本選擇、排除其他改革影響等問題后，本文的結論保持穩(wěn)健。

基于以上的分析，本文認為我國的市場開放水平是影響其他國家和地區(qū)在我國各個行業(yè)開展跨國生產的關鍵因素。為了更好發(fā)揮跨國生產活動對我國經濟發(fā)展的推動作用，促進我國產業(yè)發(fā)展和技術升級，相關管理部門可以考慮通過制定積極的政策提高我國市場對外開放水平，特別是完善我國要素市場機制的建設；并且要重視服務業(yè)要素投入的影響，實現(xiàn)服務業(yè)和制造業(yè)開放的有效配合，以發(fā)揮市場開放促進跨國生產的最大福利效應。

注釋：

①本文使用的中國工商總局外商投資企業(yè)數據庫在數據說明部分有詳細的介紹。

②進出口數據及表1的GDP數據來源于國家統(tǒng)計局：http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。

④由于WTO公布的中國關稅數據缺失1998～2000年，本文使用1997年關稅值代替2000年關稅水平。另外，本文使用HS6位碼和2002年中國投入產出表122個行業(yè)代碼進行匹配，得到投入產出表中各個行業(yè)的平均關稅值。

⑤Stan數據庫的具體介紹見：http://stats.oecd.org/Index.aspx?datasetcode=FDIINDEX#。

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(責任編輯：易會文)

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2017-06-02

國家社會科學基金重大項目“引進外資與對外投資兩大開放戰(zhàn)略的協(xié)調機制與政策研究”(15ZDA057)；教育部人文社會科學重點研究基地(南開大學跨國公司研究中心)重大項目“外資政策自由化、產業(yè)動態(tài)演化及其競爭力研究”(16JJD790026)

侯欣裕(1992— )，女，福建南平人，南開大學經濟學院、中國特色社會主義經濟建設協(xié)同創(chuàng)新中心博士生； 張?zhí)鹛?1994— )，女，江西景德鎮(zhèn)人，南開大學經濟學院、中國特色社會主義經濟建設協(xié)同創(chuàng)新中心博士生； 孫浦陽(1982— )，男，江蘇連云港人，南開大學經濟學院、中國特色社會主義經濟建設協(xié)同創(chuàng)新中心、南開大學跨國公司研究中心教授。