外商直接投资与中国的出口竞争力———个中国的经验研究，本文主要内容关键词为：中国论文,外商论文,直接投资论文,竞争力论文,经验论文，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。
中图分类号：F12 文献标识码：A 文章编号：1007-6964[2003]07-030520-0429
一、引言
相当多的研究文献认为，外商直接投资对东道国经济起着一种有利的促进作用。对东道国来说，特别是对作为发展中国家的东道国来说，他们之所以愿意吸引跨国公司到本国来投资，一个重要的目的就是想通过这些外商直接投资来提升本国的工业及技术水平，促进本国的工业化进程。
Blomstrom、Graham、Brenton、Narula & Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究。这些实证研究的结果一般都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。相对于投资东道国同行业的本地企业来说，跨国公司被认为具有更高的技术密集水平；同时，跨国公司比投资东道国本地企业具有更为有效的全球资源的组织集中与分配网络；而且，与投资东道国的本地企业相比，跨国公司经常被认为是在这一生产行业的行业规范与行业标准的制定者。因此，更多的外商直接投资往往意味着本国生产竞争力的提高以及东道国更高的外贸依存度。Radosevic、Dyker、Cuerreri、Camilla等分别研究了东欧转轨经济国家中FDI与东道国对外贸易的关系，也得出了同样的结果。
中国自20世纪70年代末期开始吸引外商直接投资，截止2001年底，中国已经累计批准外商直接投资合同金额7459.09亿美元，实际利用外资金额3954.6亿美元，外商在华投资企业已达390484户。与此同时，中国的对外贸易也得到了快速的发展，进出口贸易总额从1978年的206.4亿美元增长到2001年的4742.9亿美元，占世界贸易总额的比重由1978年的2%上升到2001年的4%。在出口商品结构中，中国出口商品的工业制成品比重由1980年的49.7%上升到2001年的90.1%。关于FDI与中国产品的出口竞争力的关系，国内学者一般都认为FDI促进了中国产业结构的升级，提升了中国产品的出口竞争力水平（詹晓宁，陈建国，葛顺奇等，2002），但这些研究的缺陷在于：只对FDI与中国产品出口竞争力的关系进行了理论及定性描述，而缺乏实证研究的支持。江小涓首次对FDI与中国产品出口竞争力的关系进行了定量研究。江小涓对外商直接投资企业与国内企业的高新技术产品出口份额进行了比较，认为FDI有利于优化中国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。但这种研究也有一个缺陷，那就是即使FDI确实促使某种商品的出口份额上升，我们也不能简单得出这种商品的出口竞争力上升的结论。如果FDI在促进某种商品的出口份额上升的同时增大了对同类商品进口的话，那么这类商品的出口竞争力可能还会下降。本文试图通过对FDI与中国产品出口竞争力关系的实证检验，研究外商直接投资在多大程度上促进了中国产品出口竞争力的提高，以及中国出口结构的优化在多大程度上得宜于外商直接投资。
二、中国出口产品的竞争力及FDI关系检验
1、数据来源及说明
本文原始进出口商品分类金额数据来自于《中国对外经济统计年鉴》（1994至1999年），分行业的外商直接投资数据来自于《中国固定资产投资统计年鉴》(1998)。由于《中国对外经济统计年鉴》中的进出口商品分类金额数据是按国际贸易标准(SITC)两位数商品分类法分类，而《中国固定资产投资统计年鉴》(1998)中的外商直接投资是按行业分类法分类，因此在实证研究中不能直接对两者进行回归分析。为此，本文对SITC标准下的进出口商品金额重新按行业法进行分类，最后得到可以进入模型计算的数据。在《中国固定资产投资统计年鉴》(1998)中，给出了外商直接投资的计划总投资、实际需要总投资、累计完成投资及当年完成投资等几个指标。选取外商直接投资的存量还是投资流量作为解释变量取决于所研究的问题，如果所研究的对象为对外贸易（进口或出口）的绝对变动额，则采用投资的流量作为解释变量比较合适。而本文的研究对象为中国出口竞争力与出口的专业化，由于出口竞争力与出口的专业化不仅仅取决于当年的外商直接投资量，它更与历年投资存量相关。因此，本文选取了1997年底FDI累计完成投资额作为变量进入模型回归。
2、中国出口产品的竞争力及FDI关系的一般性检验
在研究一国的出口竞争力与出口专业化时，一般文献都采用了Balassa指数来度量出口的显示竞争优势(revealed comparative advantage,RCA)。Balassa指数由下式给出：
其中，表示出口值，下标表示出口产业（或商品）类型，下标表示研究对象国，下标表示参照国。Balassa指数构建的思想就是当某国的某类商品的出口比例高于贸易伙伴国该类商品的出口比例，则该国的此类商品相对于贸易伙伴国来说具有显示竞争优势。Balassa指数的直接用研究对象国的出口商品结构与参照国的出口商品结构进行比较，一般可以得到研究对象国一个比较准确的出口显示优势指数，在研究两国相对优势的变化方面非常有效。但这种指数一个最大的缺陷在于当研究对象为一国的整体出口竞争优势时，很难选择一个合适的参照国。而且，参照国的不同，Balassa指数所反映的显示比较优势也不同。因此，本文使用Grubel-Lloiyd指数来度量中国商品的出口竞争力。该指数最初由Grubel和Lloiyd提出，Krugman在理论上证明了该指数的正确性。Grubel-Lloiyd指数构造如下：
上式中，X[,it]为i产品的出口值，M[,it]为i产品的进口值，RCA[,it]表示i产品的出口竞争力，当RCA[,it]＞0时，表示该国对i产品的出口大于对i产品的进口，从而该国在i产品的生产中具有比较优势；反之，当RCA[,it]＜0时，表示该国对i产品的进口大于对产品的出口，从而该国在i产品的生产中具有比较劣势。RCA[,it]的取值范围为-1到+1。
由于RCA[,it]的取值范围为可能为负，因此不能直接把两个时期的RCA[,i]简单相除以得到一个反映出口比较优势的相对变化的指数，为了度量中国出口比较优势的相对变化，还必须构造一个新的指数。本文采用Dalum提出的方法对RCA[,it]做一个简单的变换，令RCA[,it]′=RCA[,it]+1，这个变换相当于把原数据投射到一个新的坐标空间，在新的坐标空间里，RCA[,it]′的取值范围为0到2。则t1到t2中国出口比较优势的相对变化可以表示为：
利用1994、1996、1999年中国进出口SITC两位数商品分类金额分别计算中国出口商品的竞争力指数及竞争力指数的相对变动并归类，结果见表1。表1显示了1994-1996年及1996-1999年两个时段的中国产品出口竞争力指数变动的区间分布。
表1 中国产品出口竞争力指数变动的区间分布：
产品进出口额占总进出口额比例(%) 产品数占总产品数比例(%)
1994-1996
1996-1999 1994-1996
1996-1999
显示优势增加 17
20.7
30 26
显示劣势减少 42.8 36.9
20 25
显示优势减少 25
28.3
33 27
显示劣势增加 15.2 14.1
17 22
注：根据《中国对外经济统计年鉴》1994至1999年有关数据重新分类计算而得。
从表1可以看出，在1994-1999年中，中国出口产品竞争力有持续提高的趋势。虽然从产品数来看竞争力上升与竞争力下降的产品数基本相等，但竞争力增加的产品贸易量占总贸易量的比例高于竞争力下降的产品贸易量比例。其中，1994-1996年中国出口产品显示优势增加或显示劣势减少的产品进出口比例约占中国总的进出口的70%，1996-1999年，这一比例约为58%，
将按SITC两位数商品分类金额重新按行业归类并计算它们的出口竞争力指数，计算结果见表2。表2同时还给出了产品的要素密集类型及按国际贸易产品分类的产品类型。
表2 中国分行业出口竞争力指数及FDI
注：1、FDI分行业投资额数据来自《中国固定资产投资统计年鉴》(1998)；2、产品竞争力指数通过对《中国对外经济统计年鉴》1994至1999年有关数据重新分类计算而得。
对表2重新分类，计算中国分行业的出口竞争力的变化及FDI的投资比例，可以得到FDI对中国产业竞争力的影响，结果见表3。
表3 中国出口产品竞争力的变化与FDI投资比例
FDI投资比例
1994-1996年
1996-1999年
显示优势增加
0.239
0.04
显示劣势减少
0.550
0.439
显示优势减少
0.098
0.486
显示劣势增加
0.111
0.032
由表3可以看出，相当部分的FDI发生在中国显示劣势减少的行业及产业，在1994-1996年这一比例为55%，1996-1999年这一比例为43.9%。从1994-1996年来看，FDI与中国出口产品竞争力的提高似乎有比较明显的正相关关系，但在1996-1999年，这样的关系又有所弱化。因此，从上表并不能简单得出FDI有利于提高中国出口产品竞争力的结论，还必须对FDI与中国出口产品竞争力之间的动态关系做进一步的分析。
3、中国产品的出口竞争力与FDI关系的模型检验
在这一部分我们用计量分析方法对中国产品的出口竞争力与FDI关系进行检验。首先以1994年为基年，检验1994年中国产品的出口竞争力在某种程度是否构成1997年跨国公司对中国FDI的直接原因。检验模型为
logFDI[,i]=α[,0]+α[,1]RCA94[,i]
(1)
其次，检验FDI与中国产品的出口竞争力之间是否与检验1具有相反的因果关系，即1997年FDI是否1999年中国出口竞争力的部分原因。检验模型为：
RCA99[,i]=α[,0]+α[,1]logFDI[,i]
(2)
第三个检验以1999年中国分行业的出口竞争力指数为被解释变量，以1997年分行业FDI及1994年中国分行业的出口竞争力指数为解释变量进行回归。在这个检验中，假定中国出口产品竞争力具有一种路径依赖的特征，即产品的出口竞争力是一个前定变量，它由一国的资源及历史环境所决定。如果某个产品一开始就具有比较优势，那么这种优势在以后也一直会持续下去，除非有某种外生的力量改变它为止，而跨国公司的FDI投资则作为一个独立变量构成打破这种路径依赖的原因。检验模型为：
RCA99[,i]=α[,0]+α[,1]logFDI[,i]+α[,2]RCA94[,i] (3)
第四，用代表不同产品类型及不同要素密集类型，的虚拟变量分别乘以FD I，把FDl分解为在不同产业（产品）部门的投资，来检验FDI对这些不同产业（产品）部门出口竞争力的影响。首先检验在不同类型产品的FDI对这些不同产品出口竞争力的影响，检验模型为：
RCA99[,i]=α[,0]+(α[,1]D1+α[,2]D2)logFDI[,i]+α[,3]RCA94[,i]＾ (4a)
在上式中，D为代表产品类型的虚拟变量，当D[,1]等于1时表示产品类型为初级产品，D[,1]等于0时表示产品类型为工业制成品。同样定义D[,2]，当D[,2]等于1时表示产品类型为工业制成品，D[,2]等于0时表示产品类型为初级产品。
然后，检验在不同要素密集类型产业的FDI对这些不同产业出口竞争力的影响，检验模型为：
RCA99[,i]=α[,0]+(α[,1]G1+α[,2]G2+α[,3]G3+α[,4]G4)logFDI[,i]+α[,5]RCA94[,i] (4b)
G为代表产品要素密集型类型的虚拟变量，当产品为资源密集型产品时G[,1]等于1，当产品为其他要素密集类型时G[,1]等于0。同样定义G[,2]、G[,3]、G[,4]，其中G[,2]代表劳动密集型产品，G[,3]代表资本密集型产品，G[,4]代表资本及技术密集型产品，当产品为其他要素密集类型时G[,2]、G[,3]、G[,4]等于0。
表4 FDI与中国产品出口竞争力模型（以1994年为基期）回归结果(1)。
模型
12 3
被解释变量 LogFDI
RCA1999
RCA1999
C
3.119(8.41)***
0.271(1.80)*-0.108(-1.13)
LogFDI
-
-0.045(-0.956)
0.042(1.66)*
RCA1994 -1.532(-2.30)**
-
0.783(8.00)***
样本N29 29 29
R[2]0.160.03
0.72
DW 1.632.65
2.28
F 5.321.09
32.52
注：括号值为T统计值。***表示显著性水平为1%；**表示显著性水平为55；*表示显著性水平为10%。
三、结果分析及讨论
由本文的回归结果，我们可以得出以下几个结论：
(1)中国产品的出口竞争力在一定程度上构成跨国公司对中国直接投资的原因。由模型1可以看出，当以1994年中国产品的出口竞争力指数(RCAl994)为解释变量，FDI为被解释变量进行回归时，RCAl994系数为负值，且通过显著性检验，这说明跨国公司对中国的直接投资有较强的市场导向的特征，偏向于投向中国相对不具有竞争优势的产业与行业。但是从模型1的决定系数来看，其可决系数仅0.16，说明尚有其他因素未纳入模型回归。因此，模型并不排斥资源导向型及战略资产寻求型投资在跨国公司对华投资中的重要作用。
(2)中国产品出口竞争力的变化具有较强的路径依赖的特征。由模型2的回归结果可以看出，当把FDI作为唯一解释变量对中国产品出口竞争力进行回归时，模型的可决系数仅0.04，说明FDI作为一个单独的变量很难解释中国产品出口竞争力形成的原因。但当在模型中加入1994年中国产品出口竞争力指数时，模型的可决系数上升到0.72，且FDI系数通过10%的统计显著性检验。模型显示，跨国公司对华FDI每上升1个百分点，中国产品的出口竞争力上升0.042个指数点。由模型可以看出，在模型可以解释的中国产品出口竞争力变动的原因中，前期中国出口竞争力的贡献率为78%，而FDI的贡献率为20%左右，说明中国产品出口竞争力的变化具有较强的路径依赖的特征。模型的回归结果表明，这种路径依赖具有一种非累积效应，即随着时间的推移，某些原来具有比较优势的产品其竞争优势可能会下降，而原来具有比较劣势的产品其竞争优势可能会上升，从而产生比较优势的迁移，这也是转轨经济国家的典型特征，而不是成熟经济体那种强者恒强，弱者恒弱累积效应。
(3)FDI显著提高了中国工业制成品及高技术含量产品的出口竞争力，但对初级产品及资源密集型、劳动密集型与资本密集型产品FDI这种影响却只具有较低的统计显著性。由模型4a可以看出，FDI每增加1个百分点，工业制成品的出口竞争力指数提高0.05，而初级产品系数为负且未通过10%的统计显著性检验，说明FDI对中国初级产品的出口竞争力的提高并不具有明显的促进作用。由模型4b可以看出，相对于其他要素密集型产品，FDI对资本及技术密集型产品的出口竞争力的影响更大，FDI每增加1个百分点，资本及技术密集型产品的出口竞争力指数上升0.069，且通过了10%的统计显著性检验。模型同时显示，劳动密集型产品、资本密集型产品系数虽然为正但却未通过10%的显著性检验，说明跨国公司FDI对中国资源密集型产品、劳动密集型产品与资本密集型产品的出口竞争力的提高并不具有明显的促进作用。
关于如何提高FDI对中国出口竞争力促进作用，目前国内有两种观点：一种是“竞争说”（江小涓，2002），另一种是“关联说”（冼国明，2002）。前者认为，以前的“技术换市场”对提高中国产品的出口竞争力政策效果极为有限，往往是国内市场被跨国公司所占有，而国内合资企业却没有得到跨国公司的先进技术。“技术换市场”政策之所以达到预期目标，是由于缺少一种有效约束机制保证来跨国公司对华投资的技术水平。要提高FDI对中国出口竞争力的促进作用，只有提高跨国公司对华投资的技术水平，而要提高跨国公司对华投资的技术水平，必须通过竞争来实现，即通过外资企业与外资企业的竞争、外资企业与内资企业的竞争促使跨国公司先进技术向中国的转移。江小涓的研究表明，跨国公司的中国投资企业一般都使用了母公司先进或比较先进的技术，因此，把FDI对中国一般制造业及相关行业出口竞争力影响的低效与不足归因于跨国公司投资企业未提供先进技术并不具有说服力。“关联说”认为，跨国公司对东道国的出口竞争力的促进作用取决于一定的条件，其中，跨国公司与当地企业的关联度是非常重要的条件，如果跨国公司在东道国的投资只是形成一种“孤岛经济”，与当地企业没有多少联系，则当地企业很难从跨国公司学到真正有用生产技术与管理经验，则跨国公司对东道国的出口竞争力的促进作用极为有限。因此，在今后的外资引进工作中，中国在继续强化跨国公司对华技术转移，实行对高新技术产业投资优惠倾斜政策的同时，一定要注意国内相应产业链及配套网络的建设，为在中国投资的跨国公司提供范围广泛的上下游关联产品及服务，加快跨国公司技术的本地转化，在促进国内产业结构升级的同时，提高产品的出口竞争力。
表5 FDI与中国产品出口竞争力模型（以1994年为基期）回归结果(2)
模型 4a 4b
C
-0.130(-1.30) -0.164(-1.49)
RCA1994
0.808(7.73)***0.850(6.90)***
Dl*logFDI
-0.013(-0.17)
-
D2*logFDI
0.050(1.79)*
-
G0*logFDI- 0.057(-0.04)
G1*logFDI- 0.052(1.415)
G2*logFDI- 0.051(1.37)
G3*logFDI- 0.069(1.89)*
样本N
29
29
R[2]
0.71 0.74
DW
2.35 2.40
F22.1613.01
注：括号值为T统计值。***表示显著性水平为1%；**表示显著性水平为5%；*表示显著性水平为10%；
四、结论
本文以实证的方法研究了中国产品出口竞争力与FDI的关系，结果表明，中国产品竞争力的变化有较强的路径依赖特征，FDI虽然不是中国产品出口竞争力的决定因素，但却是打破这种路径依赖的重要原因。FDI有利于中国产业结构的优化，促进了中国出口结构向高技术产品出口结构的迁移，提高了中国工业制成品及高技术含量产品的出口竞争力，但却对初级产品及一般技术制造业的出口竞争力不具有显著影响。跨国公司与当地企业的关联度较低是跨国公司对中国一般制造业及相关行业竞争力提升的低效和不足的重要原因之一。因此，注意加强FDI国内相应产业链及配套网络的建设，加快跨国公司技术的本地转化，是提高中国产品的出口竞争力的重要途径之一。