FDI同中国工业增长效率的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,效率论文,工业论文,FDI论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 理论评述
中国良好的投资环境吸引了大规模的外商直接投资(Foreign Direct Iinvestment,FDI)的流入，自1993年中国就成为世界第一大吸引FDI的发展中国家，并在2003年超过美国成为第一大FDI引资国。FDI是否促进了中国经济的增长作用，已得到了国内外学者的大量研究，实证检验结果表明，FDI作为一种技术外溢的主要渠道，对于增强中国企业的技术水平和组织效率，提高国民经济的综合生产率，促进了中国的经济发展起着积极的正面作用。[1-5]
FDI流入到中国主要集中在工业部门，1999年至今，工业部门年均利用外资合同额和实际利用额分别占当年引资总额的70％以上，这为研究FDI对中国工业部门的影响提供了一个很好的实验样本。国内学者对FDI是否促进中国工业部门的增长做了一些研究，王志鹏和李子奈[2] 利用2000年工业部门企业数据，以销售收入为被解释变量，以外资企业的股权比例作为FDI的替代变量，使用横截面数据模型，发现FDI对于工业部门企业的销售收入存在显著的正效应，但是外溢效应主要发生在产业内，地区内的外溢效应不明显。张海洋和刘海云[6] 使用1997年至2001年广东省的工业部门数据，利用面板数据模型检验了FDI对于广东省工业部门的影响，以工业增加值为被解释变量，分别使用外资企业固定资产净值和从业人员在总就业人数的比例作为溢出效应和竞争效应，结果发现外资同内资部门存在显著的正向溢出效应和负向竞争效应，并且负向竞争效应大于正向的溢出效应，总体效应为负。陈涛涛[7] 认为内外资企业的劳动生产率会相互影响，他使用制造业84个4位码行业的数据，用劳动生产率作为被解释变量，使用外资企业资产在行业总资产中的比例和外资企业的劳动生产率为解释变量，发现在内外资企业竞争能力差距较小的行业，存在明显外溢效应，内外资企业的充分竞争促进了内资企业的发展，而在差距较大行业不存在外溢效应。潘文卿[8] 使用面板数据模型对1995至2000年FDI对中国工业部门外溢效应进行分析，在研究中使用工业部门的总产出作为被解释变量，使用外资企业的总资产作为FDI的替代变量，回归结果表明FDI对于工业部门的外溢效应为正，但他认为FDI对中国工业部门总体资源利用效率提高的帮助有限。何洁[9] 同样使用工业部门的总产出作为被解释变量，研究结果表明，90年代以来工业部门引进的FDI的总体质量没有得到实质性的提高，工业部门的外资企业的要素边际生产率相对于内资企业并无明显优势，FDI对我国总体资源利用效率的提高并无太大帮助。
增长的方式主要有二种：一种是通过扩大要素投入达到产出增长的目的——粗放式增长；另外一种是集约式增长——通过提高技术水平和生产效率，以尽量少的投入达到尽量高的产出。上述研究FDI与中国工业关系的文献中，绝大部分实证检验都认为工业部门的增长和发展就是总产出的增长或增加值的增长或改变率，因此表征工业部门增长的替代变量普遍使用总产值，[2] [8-9] 或者使用工业增加值、[6] [10] 劳动生产率。[7] 以使用劳动生产率(工业增加值与从业人员的比值)这个变量作为工业增长的替代变量为例，中国工业企业普遍存在“隐性失业”的问题，近几年各行业纷纷使用减员增效的方式，即使企业不增加任何投入，仅是减少冗员也可以在表面上、数字上达到提高人均增加值、提高劳动生产率的结果。同时外资企业有着高于内资企业的生产率，当外资企业挤出一些竞争力较弱的内资企业，也可以表现出总体的劳动生产率提高。同样使用工业部门的总产值、销售收入或者增加值的绝对值以及变化率也无法准确衡量产业部门真实的增长效率。首先工业部门整体产出的增加不代表着内资企业的产出也会得到提高，可能出现外资企业的进入抢占了原来的市场，并且外企业增加产出使得总行业的产出增加，但是使得内资企业边缘化，使用总行业的产出无法准确衡量外资对内资企业的影响程度。其次，这些绝对值或者改变量可以通过加大生产要素的投入来实现，即通过“高投入——高消耗——高产出”粗放式的增长方式实现，而不一定是通过提高产业技术效率和管理水平、增加生产效率的集约式增长方式，而前一种增长方式是不可长久持续保证工业部门增长的。
现有文献主要使用工业部门的总产出或者增加值作为衡量工业部门增长的指标，这种方法无法准确衡量FDI对工业部门以及内资企业的增长效率影响情况，也无益于相关政策的制定。大规模出现在工业部门的FDI是否促进了工业部门和内资企业增长以及效率？FDI通过哪一种方式(粗放式或者集约式)影响工业部门以及内资企业的增长和绩效？这对于正处在工业化发展阶段的中国具有极为重要的战略意义，为了准确度量FDI对中国产业部门以及内资企业增长的影响机制，本文设立新的表征产业增长和绩效的指标来实证检验FDI对工业部门的增长的关系。
二 模型设立及数据说明
FDI主要通过以下四种效应影响东道国的本土企业：(1)竞争效应。FDI在东道国生产经营必然会增加市场主体，消除市场垄断现象，迫使本土企业加强研发水平以增强市场竞争力，从而提高生产率水平。(2)前后关联效应。FDI在东道国开展经营活动会同当地企业发生经济往来，例如与供应商等上游企业发生后向联系以及同销售商等下游企业发生前向联系，在这些往来中，本土企业可以学习、“干中学”等方式提高生产率。(3)示范模仿效应。FDI企业在生产技术、管理水平和经营方式方面同本土企业存在一定的差距，在一定条件下，本土企业可以模仿这些先进的技能，以促进竞争能力的提高。(4)人员培训效应。FDI在东道国聘用大量本地员工，对这些员工进行培训，这些员工同外方的技术、管理或者专家一起工作中可以学习到先进的知识，当这些人员回流到本土企业或者独立创业时能促使本土企业技术水平提高。
鉴于FDI影响本土企业生产率的内在机制，本文参照Caves[11] 的建模方法，构造FDI对各地区工业部门和内资企业增长效率的基础模型：
t和i分别表示时间和地区，d、f分别表示内资和外资工业企业。
为随机误差项，服从期望值为0，方差不随时间和地区变化的常数，表示本文没有考虑到的变量对被解释变量的影响。
要素结构变化只有符合地区的比较优势才有利于促进增长及效率。[12] 
为各地区工业部门内资企业资本存量与从业人数的比值，该变量主要是为了考察内资企业生产要素变化是否符合各地区的比较优势。本文借鉴喻世友等人[13] 的方法，使用各地区工业部门外资企业资本存量的比重
表征FDI。没有采用资本存量作为FDI的替代变量，因为单纯的存量无法准确衡量一个地区外资企业进入对内资企业带来的竞争压力和关联程度，使用外资存量在各地区的比重可以有效克服以上缺陷——该比例越大，外资企业的同内资企业相接触的可能性、前后关联的可能性越高，外资企业的员工回流到内资企业或者独立创业的可能性也越高，对内资企业的竞争压力会越大，内资企业吸收外溢效应的可能性越大。ln S[，it]为科研支出的自然对数，用来检验科技投入对工业部门以及内资企业增长是否起到了促进作用。
鉴于数据的可得性，本文使用资产规模在500万元以上的工业企业的相关数据。由于大中型企业的生产效率要高于小型企业，[14] 因此本文使用规模以上企业的数据不会影响到最终结果。y作为被解释变量反映工业增长效率，为了检验FDI对工业部门整体以及内资企业的真实影响，本文分别使用工业增加值y[，1]作为增长的替代变量，同时使用总资产贡献率y[，2]以检验工业部门增长方式是否为集约式增长。y[，2]的计算公式为：总资产贡献率=(利润总额+税金总额+利息支出)/平均资产总额，该指标表示在控制要素投入的情况下，生产要素的使用绩效，反映企业全部资产的获利能力，是企业经营业绩和管理水平的集中体现；税金总额为产品销售税金及附加与应交增值税之和；平均资产总额为期初期末资产之和的算术平均值。使用该变量可以避免只注重产出的绝对规模，而忽略了产出增长方式的问题。综合使用以上被解释变量，可以验证增长是由于“高投入——高消耗——高增长”的粗放式，还是由于提高生产效率的集约式增长的结果。内资企业工业增加值使用工业部门全部国有及规模以上非国有工业企业的工业增加值减去三资企业的工业增加值求得。内资企业的从业人数、总产值使用同样的方法计算而得。为了消除物价变动的影响，以1999年为基期设立工业产品出厂价格平减指数，对各年的产出给予修正。
资本存量的计算较为复杂，国际上通用的资本存量度量方法主要是永续盘存法和资本租赁价格度量法。部分学者估计了中国以及各省市的资本存量，结果不尽相同，对于具体的方法无太大的争议，主要是关于起始点的存量估计。目前尚无文献准确计算我国工业部门的内外资企业的资本存量数据，因此我们这里使用工业企业资产合计作为资本存量的替代。国内部分学者通常选择固定资产净值年平均余额，[15] 或者年末资产合计[2] 作为资本存量的替代变量，本文选择使用内外资企业的年末资产合计分别作为内外资的资本存量的替代变量。使用固定资产净值作为资本存量的替代变量可能会低估真实的资本存量，因为除固定资产之外还有诸如专利权、商誉等无形资产，这些无形资产同有形资产相结合会产生更大的生产效率，尤其是对于外资企业，因此本文使用内外资企业的年末资产合计作为资本存量的替代变量，为了消除物价变动因素，以1999年为基期建立固定资产投资价格平减指数，对各年的资产予以修正。
S[，it]表示各地区工业部门大中型内资企业科技活动经费支出，反映内资企业R&D支出对于工业增长效率的影响，该值越大表示工业部门的科技投入力度越大，对工业部门的增长绩效越有积极影响。科技活动经费支出使用固定资产价格平减指数修正。为了消除量纲以及异方差对回归结果的影响，对该变量取自然对数。以上数据均来自各期的《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。
由于自1999年才开始统计工业部门外资企业的相关数据，而2004年统计口径发生了一些变化，为了保证数据的可得性以及数据统计口径的一致性，本文使用1999年至2003年的30个省市自治区工业部门的相关数据，建立面板数据模型，检验FDI对工业部门和内资企业增长的影响机制。
面板模型的一般形式为：
面板数据具有的两维性，模型设定不正确以及由此造成的参数估计方法的不当，将对参数估计结果造成较大的偏差，因此面板数据模型首先要确定具体形式。模型属于固定效应模型(FE)还是属于随机效应模型(RE)对于计量结果存在较大的差异。本文使用Hausman检验具体的模型类型。设立检验值W
b是固定效应模型的估计系数，
是随机效应模型的估计系数，
，为采用固定效应模型和随机效应模型参数值的协方差矩阵之差阵。在原假设成立的条件下，如果H(k)大于自由度为k的卡方分布的临界值，则选择模型为固定效应模型，否则为随机效应。
三 实证结果与说明
仅用增加值的绝对量无法衡量增长效率，即无法衡量是集约式增长或者是粗放式增长。为了检验FDI对中国工业部门以及内资工业企业增长效率的影响，本文分别选取工业部门以及内资工业企业的增加值和总资产贡献率作为增效效率的替代变量。两个被解释变量相结合可以较为准确地衡量各解释变量是通过哪一种方式促进了工业部门的增长。如果增加值同各解释变量正相关，但总资产贡献率同各解释变量无关的话，表明工业部门的增长是一种粗放式的增长；如果两个被解释变量同各解释变量都正相关的话，说明工业部门的增长是集约式的增长；如果增加值同各解释变量不相关，而总资产贡献率同各解释变量相关，表明产业部门产出规模减少但效率提高。
首先对全国30个省市自治区的工业部门以及内资工业企业5年的相关数据进行回归，结果见表1。内资企业资本密集程度同工业部门整体及以内资工业企业的增加值均显著正相关，但是同总资产贡献率的回归系数的系数虽然为正，但是并不显著。企业技术结构的选择取决于相应的要素投入结构，而企业的要素投入结构只有与本地的禀赋结构相吻合，才能在技术结构选择上实现成本极小化的目的，进而实现持续的增长和发展。[16] 中国目前的比较优势在于劳动密集型产业，工业部门向资本密集型产业转变，违背了比较优势理论，不利于产业生产效率地提高。内资企业主要是通过用资本替代劳动，单纯的依靠增加投入量来获得高产出，缺乏自主技术创新，技术水平也没有较快的提升，因此目前工业部门主要是通过高投入——高产出的方式增长，生产要素结构并不符合地区优势，违背比较优势的总量增长，不利于工业部门的长远发展和生产要素的有效利用。表征FDI的外资企业资本存量在工业部门的比重同工业部门整体及以内资工业企业的增加值、总资产贡献率均显著正相关，说明随着工业部门外资的增加，内外资企业接触的可能性增加，内资企业可以通过前后关联、示范模仿以及人员培训效应学习到外资企业的先进技术和管理水平，促进了工业部门和内资企业的增长效率，表明FDI在工业部门存在正的外部性，有利于中国工业部门和内资企业的发展。表示科技投入的变量与被解释变量均显著正相关，说明内资企业科技投入力度的加大提高了内资企业的技术水平，促进了增长效率，这符合基本的经济规律，也同我们的预期相符。
FDI在中国的分布极不均匀，为了准确检验FDI对各地区工业增长的影响，接下来我们按照传统的经济区域划分，把30个省市自治区分为东、中、西3个地区。分别使用上述变量对不同地区的相关数据进行回归，以检验不同地区工业部门的具体情况。东部地区的实证结果见表2。内资企业要素结构同工业部门和内资工业企业的增加值以及总资产贡献率显著正相关，即增加资本密集度能够提高工业部门的增长及效率，说明东部地区内资企业生产要素结构的转变符合当地的比较优势，有利于内资企业以及工业部门整体增长效率的提高。这同东部内资企业减员增效，进行技术升级的产业政策的现实是相符的。提高企业的资本劳动比率，这种资本密集型的发展道路符合东部地区目前的比较优势，从而提高了资本的产出效率。[17] 从回归系数上可以发现，内资企业的资本密集度同增加值的回归系数要明显大于其对资产贡献率的回归系数，这说明内资企业的生产要素结构变化促进了总产出以及效率的提高，但相对而言，产出效率贡献效率相对总产出要低，因此在提高技术水平，增加生产效率、提升产业绩效方面还应加大力度。表示外资企业市场分额的变量同工业部门的被解释变量均显著正相关，同内资企业的总资产贡献率显著正相关，而与内资企业的增加值无关，这可能是因为生产率较高的外资企业进入东部地区工业部门，挤出了部分效率低下的内资企业，但促进了其他内资企业的生产效率，抵消了因挤出部分企业而对内资企业总产出的影响，表现为对内资的增加值无关，但总体而言，东部地区的外资企业促进了内资企业以及整体工业部门的发展和增长效率的提高。东部地区的内资企业的研发支出同各被解释变量均显著正相关，说明东部地区内资企业的研发支出产生了显著作用，促进工业部门的增长效率。
中部地区的实证结果见表3。内资企业生产要素结构同工业部门以及内资工业企业的增价值显著正相关，但对表征增长效率的总资产贡献率无关。这说明中部地区的内资企业的资本密集程度的提高仅增加了其绝对产出，但对工业部门以及内资企业的增长效率没有实质的影响，表明中部地区工业部门的内资企业没有按照地区的比较优势发展其产业。外资促进了中部地区工业部门以及内资企业的增长效率，中部地区工业部门外资企业所占份额要远低于东部地区，但外资的进入不仅促进了中部地区的内资企业增长效率，而且还提高了总产出，并且在中部地区外资同各被解释变量之间的系数明显大于东部地区，这说明并非外资的份额越高越好，只有在一定限度内，才有利于外溢的发生以及促进内资企业的发展，这同Kokko[18] 的研究相一致。研发支出对于中部地区的工业部门以及内资企业的产出没有明显的影响，这可能因为中部地区研发效率较低，或者中部地区缺乏将技术成果转化为生产力的能力有关。
西部地区的实证结果见表4。内资的资本密集度的提高与被解释变量均不相关，说明西部地区工业部门的比较优势在于廉价的劳动力和自然资源，其生产要素结构超前向资本密集型转化不符合西部地区的比较优势，因此不利于生产效率的提高，无法获得长期的发展。外资仅同内资企业的增加值显著负相关，说明外资的进入不仅没有提高西部地区工业部门以及内资企业的增长效率，反而挤出了内资企业的产出，这同西部地区内资企业的竞争力较为落后，并且缺乏足够的吸收能力有关。西部地区的内资企业的研发支出同各被解释变量均通过了显著性检验，回归系数均为正，说明西部地区的研发支出促进了工业部门以及内资的增长和效率。
四 结论与建议
本文使用全国30个省市自治区1999年至2003年工业部门的相关数据，检验了内资工业企业生产要素的变化、外资市场分额以及内资企业研发投入对于工业部门以及内资企业增长效率的影响。实证结果表明，内资生产要素结构的转化和FDI的进入对工业部门增长效率的影响在不同地区存在差异。就全国而言，内资企业生产要素结构的变化促进了工业部门以及内资企业总产出的增长，但对增长效率没有显著影响。这可能同中国工业发展偏离了比较优势的路径有关，也可能目前工业部门的要素结构变化只是减少冗员的结果，这种调整不会促进增长效率。FDI的进入在工业部门产生了正的外部性，内资企业获得了外资进入带来的外溢效应，使其增长效率得到提高。科研投入经费对于增长效率也起到了积极的作用。在东中西部不同地区，该因素对工业部门以及内资企业的增长的关系不尽相同。在东部地区，内资要素结构的改变促进了工业部门以及内资企业的增长效率，说明东部地区向资金密集型发展符合东部地区充裕的资金、较高人力资本的比较优势；在中西部地区，内资要素结构的变化对于工业部门以及内资企业的增长效率没有影响，工业增长呈现出粗放性特征，资金的投入和地区的工业基础与初始禀赋因素相背导致增长效率没有得到明显提高。外资在不同地区对工业部门的增长效率的影响也存在明显的差异。在东中部地区，外资企业促进了工业部门以及内资企业的增长效率和总产出，但在西部地区则缺乏这种效应，这可能是因为西部地区缺乏吸收外资外溢效应的能力有关，也可能因为流入西部的外资规模较小，其竞争效应和关联效应无法发挥。研发支出在各地区的表现也不尽相同，在东部和西部，内资企业的研发支出都促进了增长效率，但在中部地区几乎没有影响，这或许同中部地区缺乏将科技成果转化为现实生产力的配套设施有关。
针对本文的实证结果，促进中国工业部门以及内资企业的增长效率应注意以下几点：首先，各地区的产业发展政策必须符合当地的比较优势。东部地区保持目前的发展态势，重点发展资本、技术密集产业，促进产业结构升级，中西部地区必须要改变目前的增长方式，优先发展劳动密集型和资源密集型产业，使产业发展和地区优势相结合。同时提高企业的技术水平，不断增强内资的生产效率，强调集约化生产，将增长方式转变到以技术、管理水平的提高而带动的增长上来，逐渐改变“高投入——高消耗——高产出”的增长模式，将增长方式从粗放型增长转到集约型增长的路径上来。其次，进一步加大西部引进外资力度，特别是把引进外资同促进增长方式转变和产业结构优化紧密结合起来，针对西部地区特殊的经济发展水平，有针对性的吸引外资，坚持引进资金、技术、人才和现代管理经验等一切优质资源并举，实现外资对当地内资企业的促进作用。最后，增加技术投入，通过自主技术创新与技术引进提高工业企业的技术水平。工业增长偏重于依靠物质资源的投入来支撑是难以为继的，推动经济发展应主要依靠科技进步，无论是财政还是企业都应加大对科技的投入，并建立相应的技术转化为现实生产力的配套设施，提高各地区的技术创新能力，促进工业部门的技术水平，同时增强技术向生产力的转化能力，这样有利于推动工业增长方式的根本性转变，也有利于推动中国工业部门的可持续发展。
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