外商直接投資與本土企業價值構成升級

摘要:從價值構成層面分析外商直接投資對本土企業升級的影響，主要表現為產業鏈環節從低附加值產品的生產向高附加值產品生產的轉變。通過從貿易結構轉換、出口產品附加值變化及分布這三個角度，詮釋了受外商直接投資影響下的中國本土企業升級狀況，肯定了FDI對產業鏈升級所發揮的積極作用。

關鍵詞:外商直接投資;價值構成;附加值

中圖分類號:F830.593 文獻標識碼:B

從價值構成角度來看，本土企業的升級主要體現為生產產品的附加值不斷增加的過程，由低附加值向高附加值的過渡。產品附加值越低，利潤越微薄;產品附加值越大，企業的利潤越豐厚。

一、 有關產品附加值的文獻述評

最早隱射產品附加值意思的是馬克思的《資本論》，馬克思在其第一卷第七章中提到了產品價值的劃分:“我們把產品——生產過程的結果——分成幾個量。一個量只代表生產資料中包含的勞動，或不變資本部分。另一個量只代表生產過程中加進的必要勞動，或可變資本部分。最后一個量的產品只代表同一過程中加進的剩余勞動，或剩余價值”[1]，從剩余價值的概念中可以看到產品附加值的影子。Sanjay Lall et al. 從專業化分工角度提出了產品附加值概念，這里的附加值(Sophistication)與前面所提的產品附加值(Value added)不同，指的是出口國人均收入的加權平均值，權重為該國出口某種產品占世界該種產品總出口的比重。因此，這個含義也暗含著高收入國家由于擁有較多的先進技術和高素質的人才，在參與產品的生產中獲得的產品附加值也較高。在這個定義中可以看出，技術因素是附加值概念的最基本內涵。

1.比較優勢附加值原則。眾所周知，亞當#8226;斯密、大衛#8226;李嘉圖倡導的自由貿易會引致貿易伙伴國的福利增加，如果把增加的福利貨幣化，就表現為一定量的利潤。而利潤的來源除了自由貿易下比較優勢成本的體現之外，還有一個就是增加附加值。周琛影(2006)把附加值作為一個外生變量，假設對資源的另工帶來的附加值是越大越好。在一國生產兩種產品的附加值都小于另一國的前提下，仍然可以按照“兩優取其更優，兩劣取其次劣”的貿易原則，該國生產附加值較大的產品，從而整個世界的附加值增加，世界福利增加。當市場價格等同于商品價值時，附加值從量上表現為廠商的利潤，而利潤或福利來源于廠商創造的更多的附加值，所以比較優勢附加值原則實際上可以與成本原則相互統一。林桂軍、張忠永(2006)根據柯布-道格拉斯函數分析了附加值最大化的經濟效應，認為附加值最大化與利潤最大化不同，它是個福利指標，具有結構提升效應，可以提高資金的利用率，勞動效率，從而實現高投資回報、高工資，增加本國福利。

2.附加值概念的實際應用。Sanjay Lall et al.(2005)[2]研究了中國的出口結構，發現中國在出口結構上逐步向高附加值檔次邁進，暗示我國正處于比較優勢的動態轉化時期。然而中國的附加值水平排名仍屬于低收入國家水平。Dani Rodrik(2006)[3]用EXPY指數量化了我國的出口結構，指出中國的附加值水平與人均GDP6倍于我國的國家相似，EXPY指數與我國的經濟增長有顯著的正相關關系，與制度因素沒有關系。研究的結論是，中國的發展模式有悖于比較優勢理論，應該發展電子、通訊等高技術產業來拉動經濟高速增長。Peter K. Schott(2006)[4]利用ESI出口相似度指數衡量了我國出口的相對附加值優勢。與除OECD外的其他要素稟賦相似的國家相比，中國出口產品的附加值較高。

國內有代表性的研究包括隗斌賢(1995)[5]從各種不同口徑討論了附加值核算的問題。在統計上，附加值已經成為國民經濟核算的基礎指標;在管理上，其已經形成了附加值經營規則。關志雄(2002)采用與Sanjay Lall et al.(2005)相同的附加值計算方法，分析了亞洲主要國家對美國出口信息技術產品的附加值實力， 得到的結論是中國與日本在信息技術產品方面的競爭力都有所提高，但中日兩國有明顯的分工:日本擅長生產高附加值產品，中國擅長生產低附加值產品，特別是在高附加值產品領域幾乎看不到兩國的重疊部分。齊俊妍(2006)以附加值分布的視角對比了中韓兩國的貿易結構，從20世紀90年代到2000年，中國產業結構中占絕對份額的仍然是低附加值的低技術產品;而韓國的產業結構變化較為明顯，2000年已經變為較高附加值的中技術產品占主導。兩個國家產業重合的程度不高，即使是相同行業，兩國所處的加工環節也各不相同。

二、外商直接投資對本土企業升級的價值構成層面模型

Borensztein(1998)[6]可以用來經驗檢驗發展中國家技術擴散與經濟增長本土企業生產產品附加值的提高離不開外資企業的溢出效應的支持，外資企業的外溢效應主要來自于其資本積累和對資本的運用對本地企業效率和產出的影響。因此，本文借鑒Feder(1982)[7]研究出口對經濟增長貢獻的模型和Borensztein(1998)的技術溢出模型，將外資企業對本土企業的影響納入分析函數中。鑒于外商直接投資主要集中在制造業各個行業，而且制造業各行業的數據指標口徑較統一、易采集，所以模型的建立與檢驗均以制造業為分析對象。

(一)模型構建

為了保證回歸結果有意義，時間序列的數據首先需要考慮序列的平穩性。因此，對2001-2007年的全國數據進行平穩性檢驗。利用Eviews計量軟件，檢驗方程中選取“None”形式，即指不包括常數項C和時間趨勢T，同時滯后階數仍然根據AIC最小的原則選取，經運算后得到各變量時間序列的檢驗結果，如表1所示。ADF檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，五個變量的一階差分序列不全是平穩序列，但其二階差分均是平穩的，即這五個變量均為二階單整序列。

經計量軟件運算可得，α₂的值為0.5902，大于0，這就說明在同一產業中外商直接投資的運作對本土內資企業的工業增加值增加有正面效應，在溢出機制的作用下，促進內資企業不斷提升企業的價值。在這里，同時可以得到α4的值最大，為0.9093，也就是說內資企業自身資本的作用對企業價值提升的影響最大。

三、中國產品附加值變化:貿易結構的轉換

對外貿易結構早期是由比較優勢狀況及其演進決定的，但一國的技術進步也可以通過改變原有的比較優勢從而實現貿易結構的轉換。在對外貿易結構方面，如果技術進步發生在中國具有傳統比較優勢的勞動密集型產業，會出現:一是勞動生產率的提高，勞動要素上的比較優勢得到更進一步的加強，低質勞動密集型產品的出口迅速擴張;二是勞動密集型產品質量的提高與種類的更新，可以生產并出口高檔勞動密集型產品;如果技術進步發生在原本不具有比較優勢的資本密集型產業，那么中國將有可能大量出口低質資本密集型產品和部分高檔的資本密集型產品，甚至是大量出口高檔的資本密集型產品。

(一)外商直接投資對貿易結構轉換的促進

在全球生產網絡的組織架構下，外商直接投資可以通過如中間產品進口的要素流動機制、技術溢出機制以及對東道國需求因素的改變影響東道國的貿易結構。

1.要素流動機制。發展中國家為主的東道國吸引外商直接投資以后，外商投資企業不斷地將其生產基地、研發基地、地區總部建立在東道國市場。隨著在東道國市場業務的開工，外資企業可能會不斷地從國外子公司或其他企業進口原材料、零部件等中間產品，引進先進的技術、機器設備等，這一點從中國外商投資企業已經成為貿易主體的事實中可以證明。

2.技術傳導機制。在外商投資企業的溢出機制作用下，東道國的產業結構不斷地優化，體現在貿易結構上會發生轉變。東道國的本土企業在參與外商投資企業的全球生產網絡下，會按照外資發包企業的要求引進國外一流的先進技術和機器設備，獲得外資發包企業的技術指導、員工培訓機會等。因此，東道國本土企業尤其是參與外資配套的本土企業的技術進步離不開外資的溢出效應，本土企業的技術進步會促進企業的升級發展，帶動東道國整體的產業結構調整。

3.消費需求調整機制。在東道國市場，外資企業的生產、研發、營銷等眾多的經濟活動需要東道國的勞動力要素的支撐。外資企業由于領先的技術、先進的工藝以及現實的高薪收入也吸引著東道國居民進入。東道國的居民在開放經濟的市場中，人均收入水平提升，發達國家或外資企業母國的消費理念和消費模式也不斷地被東道國居民接受，引起東道國居民需求結構的變化。需求結構的調整也反映在東道國的貿易結構的轉換中。

(二)中國貿易結構轉換的表現

1.初級產品與工業制成品的相對比重顯著改變。中國的出口商品結構自1986年開始發生結構性的轉折，工業制成品占出口總額的比重從1986年的63.57%不斷上升，2007年工業制成品出口額為11 562.67億美元，占全部出口總額的比重已經達到94.95%，在對外貿易商品結構中完全占據絕對優勢地位。2008年在經濟不景氣的情況下，工業制成品的出口比重也高達94.55%。由此可以看出，在過去的30多年間，中國出口商品結構實現了持續快速的高度化。

2.工業制成品內部結構的變化。伴隨著工業制成品出口份額的極速上升，其內部其內部結構也產生了較大的變化。從相關數據中可以看出，一是絕對值方面，2008年工業制成品的出口額已經突破萬億美元，高達13 527.36億美元，是20世紀90年代初期水平的20多倍;二是從相對值來看，以紡織品為代表的勞動密集型產品所占比重在逐年下降，以化學品、機械和運輸設備為代表的資本技術密集型產品所占比重在逐年上升。資本密集型產品占工業制成品出口總額的比重1991年僅為19.69%，到2008年該比值已經上升到55.64%，大大改變了以往主要倚重資源密集型和勞動密集型產品擴大出口的局面。

從出口商品的主要類別來看，出口商品結構已經由低技術含量的機電產品向知識、技術密集型的機電產品和高技術產品邁進。2008年高技術產品出口額占工業制成品出口總額的比重為30.72%，進口比重則高達44.40%，其貿易特化系數(顯示性比較優勢系數)從2004年(RCA=0.04)開始轉負為正，競爭力不斷提升。2007年機電產品出口額突破7 000億，達到7 011.71億美元，占出口總額的57.6%。2008年機電產品進出口總額達到1.36萬億美元，占我國進出口總額的53%，其進、出口額，以及進出口總規模均已位居全球第二。直觀地看，機電產品和高技術產品在出口總額、工業制成品中的比重不斷增長，表明中國出口商品結構的升級。

(三) 配套加工與出口商品結構升級的關系

從中國出口商品結構演變的過程來看，其與外商直接投資的走勢基本吻合。出口商品結構方面，制成品在中國出口中的地位不斷上升，成為主導出口品;從外商直接投資的行業分布可知，外資企業主要投資于第二產業、尤其是制造業，主要以機電產品和高新技術產品為主導。而外商直接投資對出口商品結構升級的影響，可以通過加工貿易的形式有所體現。在大量吸引外資的背景下，加工貿易主要通過FDI的種種溢出引入先進技術，通過產業鏈前后向關聯效應及人員流動等擴散傳播技術，再與現有資源稟賦相互結合，加工貿易以其特有的方式拉動著中國出口商品結構的升級。趙曉晨(2006)通過兩者的回歸方程說明，加工貿易的出口比重在高技術產品出口中每增加1個百分點，高技術產品出口在出口總額中所占比重就會上升0.79個百分點，由此彰顯出加工貿易在中國產品結構升級中的作用。

為了考察中國吸引外資與貿易結構轉換之間的關系，本文選定的解釋變量為實際利用外資額，被解釋變量有兩個，M代表工業制成品占出口總額的比重，T代表資本技術密集型產品出口額。數據來源是歷年的《中國統計年鑒》，時間跨度為1991-2008年。各個變量均取對數值，分別記為lnM、lnT和lnFDI。

1.ADF檢驗。用ADF檢驗方法分別對各個變量進行單位根檢驗。由表2可知，在5%的顯著性水平下，所有變量的水平序列都是非平穩的，ADF檢驗值均大于給定顯著水平的臨界值。對于一階差分穩定的時間序列變量，lnT變量存在一個單位根，變量不平穩。但是，所有變量的二階差分都是平穩的，ADF檢驗值均小于給定顯著水平的臨界值。這表明各個變量不存在單位根，是平穩的，可以判定所有變量為二階單整序列，可以進行Granger檢驗。

2.Granger檢驗。格蘭杰檢驗的結果如表3所示，在滯后2期5%的顯著水平上，lnFDI是lnT、lnM的格蘭杰原因，而lnT、lnM都不是lnFDI的格蘭杰原因。這說明中國的外商直接投資有助于解釋中國產業結構升級、貿易結構轉換的原因，是中國工業制成品出口比重上升、資本技術密集型商品出口額增加的原因。但是反過來，中國貿易結構的變化不是外商直接投資變化的原因，貿易結構轉換與外商直接投資之間只有單向的Granger原因。

四、中國出口產品附加值變化

一國經濟增長如果是由要素投入以外的因素即全要素生產率引起的，可以稱為內涵式經濟增長。全要素生產率(TFP)是衡量一個地區經濟運行狀況、反映該地區技術進步或技術效率等方面水平的綜合指標，反映在對經濟增長的貢獻上，表現為不能由要素投入增長來解釋的產出增長部分。羅伯特#8226;索洛將技術進步因素納入經濟增長模型，把經濟增長的因素分為三項:勞動力數量的增長、固定資本存量的增長和廣義的技術進步(即索洛意義上的技術進步)。索洛將人均產出增長扣除資本集約增長后的未被解釋部分歸為技術進步的結果，成為技術進步率，即“索洛余值”，后來稱之為全要素生產率的增長率。

附加值是產品價值中剔除生產要素價值之后的剩余價值，這其實剛好與全要素生產率的定義相互對應。產品的附加值可以作為與全要素生產率相對應的量用來解釋內涵式經濟增長。

總體看來，1980-2007年中國的全要素生產率比較平穩，基本上在0.30左右徘徊。從增長率的角度來進行分析，1980-1990年屬于第一個階段，這期間TFP屬于較明顯的負增長現象。說明這一階段出現的技術進步不多，甚至由于宏觀經濟環境的因素沒有出現什么技術進步。自20世紀90年代初期開始， TFP值平步上揚，從1991年的0.2242逐漸上升至2007年的0.37246。由此可見，在資本存量快速增長的依托下，中國不斷地提升技術的學習、消化、吸收能力，全要素生產率是推動中國經濟內涵式增長的主要動力。盡管全要素生產率仍不是很高，但其基本發展態勢已經充分說明中國產業結構整體正在不斷優化，生產、出口商品的附加值也得到了提升，這一發展方向路線是十分明確的。

五、中國出口產品附加值與國家附加值分布

在前面貿易結構轉換效應和全要素生產率增長兩個角度的分析基礎上，國內產品附加值的變化大體能反應產業鏈升級、產業結構調整的面貌。為了更明確地判斷產品附加值的狀況，最后一部分則從產品附加值的角度，利用聯合國詳細的貿易分類統計數據，展示中國出口產品的附加值分布狀況以及國家附加值所處的水平。

(一)附加值的計算方法

(二)中國附加值分布

根據UNCOMTRADE數據庫提供的2007年全球近180個國家和地區的出口數據以及聯合國的人均GDP的數據，按照HS2000編碼制度對商品的分類，首先計算出2007年100多個國家實際22類97種商品附加值的原始值，找出其中的最小值和最大值，分別為0.0000001和90384.747，然后將97種商品的原始附加值單位化，得到所有產品附加值的標準值S(i)，其值的分布情況見圖2。93.81%商品附加值的標準值都在1以內，標準值大于1的商品主要集中在第十四、二十九、三十二、四十六、五十和六十五這五種商品上，這些商品以油漆染料、有機化學品、編織品、蠶絲等資源型產品為主，這些產品雖然技術含量不高，但由于技術壁壘、運輸成本或資源狀況導致這些產品的附加值仍然很高。

參考文獻:

[1] 卡爾#8226;馬克思.資本論(第一卷)[M].北京:人民出版社，1975:249.

[2] Sanjaya Lall， John Weiss and Jingkang Zhang. The ‘Sophistication’ of exports: A new measure of product characteristics， development economics at the International Development Centre. Queen Elizabeth House， Oxford University， Working Paper. No. 123， 2005.

[3] Dani Rodrik. What’s so special about China’s export? New York: NBER Working Paper No.11947， 2006.

[4] Peter K. Schott. The relative sophistication of Chinese exports. New York: NBER Working Paper. No.12173， 2006.

[5] 隗斌賢.關于附加值核算問題的探討[J].浙江統計，1995(9):12-14.

[6] Borensztein E， De Gregorio J， Lee J W.，How does foreign direct investment affect economic growth?[J].Journal of International Economics，1998(45): 115-135.

[7] Gershon Feder. On exports and economic growth[J].International development economics. 1982(12):59-73.

(責任編輯:李江)