外資企業生產率與東道國經濟增長可持續性研究

楊 勇

(重慶三峽學院 經濟與管理學院，重慶 404100)

一、引 言

金融危機導致全國2010年2 500萬農民工失業，而緊接其后卻是“用工荒”，學者們對于短時間內出現“失業”到“缺工”的逆轉見仁見智，莫衷一是［1］。眾所周知的是，1999年以來60%的世界貿易量和FDI總量的70%都是由小部分的工業國家所主導的［2］，因此，本文試圖從FDI在東道國的組織方式如何決定中國可持續發展能力方面來解釋這一問題。從收集的文獻來看，研究結果還存有明顯分歧。例如，針對既有文獻僅關注FDI是惡化還是改善東道國“貿易價格條件”的片面性，楊勇曾試圖在古典經濟學理論的基礎上整合新古典經濟理論的分析框架來解釋FDI、發展模式與東道國TFP變化動態之間的聯系［3］。其實，“貿易條件”并不能全面反映一國貿易利益的實際變動［4］，其原因是忽略了外資企業本身的生產率對外資企業組織形式(出口或FDI)的決定作用。例如，Helpman等提出，假如是為了節約貿易成本，較高生產率的外資企業就會以直接投資的形式進入海外市場［5］，Head和Ries還發現，假如是為了獲取生產成本優勢，較高生產率的外資企業是否采用直接投資形式進入海外市場則是不確定的［6］。而劉渝林使用“福利條件”代替“貿易條件”作為東道國經濟增長可持續性的衡量標準，在委托—代理框架中建立了一個防范“貧困化增長”的FDI甄別模型，后來她又將外商直接投資效應分為數量效應和質量效應［7］。就東道國引資動機、外資性質與東道國技術創新關系進行研究的還有成力為和楊勇等［8］［9］。總的看來，現有研究還沒有能夠很好地解釋引致的數量型FDI或質量型FDI的本質原因，從而對進一步研究FDI影響東道國經濟可持續發展能力的機制留下了空間。

本文從外資進入海外市場的方式及FDI區位選擇動機出發，采用“經濟可持續能力”作為衡量東道國貿易利益的標準，在新古典框架中建立外資企業生產率、進入方式與東道國經濟可持續性之間的關系模型;通過構建我國東中西及東北部四大區域的綜合可持續性發展能力指數檢驗模型結論。

本文假定，中國是一個非常開放的經濟系統，國際貿易活動不考慮關稅成本，將決定外資進入方式的主要變量區分為以運輸成本為主的貿易成本和以資源、勞動力價格為主的生產成本。在國內勞動力自由流動的前提下，外資主要為降低生產成本進入東部沿海地區，而隨著外資由數量型轉向質量型時，東部沿海地區的吸引力將會降低，因此，該地區由于數量型外資的集聚而弱化其可持續發展能力;反之，進入內陸地區的外資主要是為了獲取貿易成本優勢，反而質量型外資會在內部地區集聚，進而提高其可持續發展能力。在工業化國家生產率不斷提高的情形下，內陸地區會因為外資活動而大幅度促進生產率提升，沿海地區生產率的上升空間則會進一步放緩。本文與一些早期文獻的結論基本相同，即在不完全競爭市場中的自由貿易可能會降低東道國可持續發展能力［10－11］，但本文不僅建立了更為完整的分析框架，而且得到了發生弱化作用的條件。

二、模型推導

事件假定:一個母國和一個東道國兩個國家，其中，位于母國的企業在出口和FDI兩種生產組織形式之間選擇，并以此與東道國發生經濟聯系。前者在母國生產并將產品賣到東道國，后者在東道國生產并在東道國出售產品，但因此會耗費固定的沉沒成本F。并假定兩種生產組織均僅需唯一的、不可以在國際流動的生產要素L。最后，假定規模報酬不變。設λ為生產率指數，生產單位產品需要1/λ個單位的L。兩個國家的勞動力市場假定為完全競爭，母國的工資率為w。最后，按照Head和Ries的做法，將東道國商品需求方程簡化為:

其中，q為需求量，p是價格。以上假設有一個自然的推論:縱然將我們研究的對象無限復制n倍也不會改變模型的結論。

1.情形Ⅰ:FDI為獲取貿易成本優勢

隱含假定是，兩國的工資率都為w，出口單位產品要承擔t的貿易成本，FDI則不會有此成本支出。假如貿易成本主要是關稅，母國企業采取出口形式則會因為關稅收入而增加東道國福利;但假如主要是運輸成本，母國企業采取何種方式生產也不會因為關稅收入方面影響到東道國福利。因此，我們將分別討論這兩種情況下的東道國福利的總效應。

貿易成本主要由運輸成本構成的時候，假如母國企業選擇出口，最大化條件為:

因此，該企業的最優產出為qx=(a－w/λt)/2，相應利潤為 πx=(a－w/λ－t)2/4。

假如母國企業選擇FDI，最大化條件則為:

其均衡的產出和利潤分別為 qf=(a－w/λ)/2 和 πf=(a－w/λ)2/4－F。因此，母國企業要實施FDI必須滿足以下條件:

πf=(a－w/λ)2/4－F＞πx=(a－w/λ－t)2/4，也就是

命題1:母國企業的生產率與FDI激勵正相關 (證明略)。

顯然，假如貿易成本主要是運輸成本，更高生產率的外資企業由出口轉為FDI組織生產，東道國消費者剩余會相應的更高，從而提高東道國總體福利水平。但是，當貿易成本主要由外生的關稅率所決定的時候，結果則會發生變化。因為當更高生產率的母國企業轉為FDI企業之后，東道國得到的將會是更低的關稅收入，從而對東道國福利水平產生負面影響。例如，假定母國企業的生產率從λ1上升到λ2，并使該企業由出口轉向FDI組織生產，東道國相應的福利水平分別為(a－w/λ1－t)2/8+ (a － w/λ1－ t)t/2 和(a－w/λ2)2/8。因此，只有(a－w/λ1－t)2/8+(aw/λ1－t)t/2＜(a－w/λ2)2/8 時，母國企業的 FDI才會提高東道國的福利水平。即滿足式 (5)的條件:

命題2:假如母國企業FDI是為了獲取貿易成本優勢，(1)假如貿易成本主要由運輸成本等組成，東道國福利與母國企業的生產率會同方向變動;(2)假如貿易成本主要是由關稅率構成，東道國福利與母國企業生產率一般會反向變化，除非滿足 (5)式。

2.情形Ⅱ:FDI為獲取生產成本優勢

生產成本優勢主要是由較低的要素成本所構成，包括工資率和資源價格等。假定貿易成本為t=0，但工資率卻有差別，母國的工資率為w，而東道國的工資率則為 (w－α)，其中，α∈(0，w］。

母國企業采用出口形式時的最大化條件是:

因此，最優產出水平和利潤分別是qx=(a－w/λ)/2，πx=(a－w/λ)2/4。相反，假如采用FDI，其相應的最大化條件為:

其最優化產出和利潤分別是qf=(a－(wα)/λ)/2，πf=(a－ (w－α)/λ)2/4－F。顯然，母國企業要進行FDI，除非滿足πf＞πx，即:

命題3:如果母國企業生產率滿足λ＜λ*=(w－α/2)/a，母國企業的生產率與FDI激勵正相關，否則，就呈負相關 (證明略)。

從上面的討論中可以發現，當外資企業出于獲取生產成本優勢而進行FDI的話，只會在一個有限制的生產率水平之內才會出現FDI激勵與其生產率正向變化的規律，當生產率水平超過了這一閾值，外資企業FDI的激勵就會下降。這樣一種生產率與FDI激勵強度之間的規律必然帶來不同的東道國福利效應。

假如母國企業的生產率由λ1上升到λ2，其間越過了生產率閾值 λ*，即有 λ1＜λ*＜λ2，因此，母國企業將會從FDI轉為出口來組織生產。顯然，FDI時和出口時東道國的整體福利分別為各自狀態下的生產者剩余，即 和2()。顯然，東道國在母國企業采用出口組織生產時所獲得的福利要明顯小于母國以FDI組織生產時的福利水平。

命題4:假設母國企業為獲取生產成本優勢而實施FDI，當生產率λ＞λ*時，由于母國企業會更加傾向于以出口組織生產，進而會降低東道國的整體福利，但是，當λ＜λ*時，由于母國企業更加傾向于以FDI組織生產，因此會提高東道國的整體福利水平。

三、理論模型的實證檢驗

1.實證假設及依據

假設1:假定關稅負擔不是外資在選擇對中國出口或FDI時的決定因素之一。

依據:依據UNCTAD Handbook of statistics(2009)的統計數據［12］，就HS系統六位數產業分類水平的簡單平均的實際進口稅率來看，從1992年我國全面開始引進外資以來，平均實際進口關稅率也一直處于快速下降的階段。特別是，中國的平均實際進口稅率與世界同期平均實際進口稅率相比，自2002年以來一直低于世界平均水平，特別是2003、2004和2005三年更是低達近20%①具體的產品類別不包括農產品和燃料等，按照以下六類產品的平均實際進口關稅率再進行簡單平均得到最終的平均實際進口關稅率:SITC(Re 3):5+6+7+8+27+28;SITC(Rev.3):27+28+68:SITC(Rev.3):5+6+7+8 less 68;SITC(Rev.3):5;SITC(Rev.3):7;SITC(Rev.3):6+8 less 68。

假設2:開放條件下東部地區存在“產業鎖定”效應。

依據:命題3和命題4。

假設3:開放條件下西部地區“高技術聚集效應”逐步顯現。

依據:命題1和命題2。

2.經濟增長的可持續能力及測算

全面評價社會福利水平及經濟增長的可持續發展能力及其變化這一抽象指標并沒有統一標準。FDI對東道國福利和可持續發展能力的影響主要是通過生產和消費兩個渠道。對于前者，主要表現為影響東道國產出水平的直接效應和通過影響東道國生產要素配置方式及結構，從而對東道國經濟所產生的間接效應這兩個方面。而對后者，主要是通過改變東道國的居民收入水平、消費結構、國際貿易條件和環境，間接影響東道國經濟的可持續發展能力。將可持續發展能力指數 記為w，具體測算指標見表1所示。

表1 可持續增長能力指數測算的成分及其方法描述

所有數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》、相關年份的《中國環境統計年鑒》及相關省市有關年份的《統計年鑒》。為避免指標之間信息重疊所產生的估計誤差，本文采用基于主成分分析的因子分析方法對可持續發展能力w進行評價。因子分析方法有兩個核心問題，即如何構建因子變量和如何對因子變量進行命名解釋。因此，在具體測算的時候，筆者遵循以下三個步驟:

首先，對指標變量進行相關性分析，以確定是否適合進一步的因子分析過程。最簡單的方法就是計算變量之間的相關系數矩陣。如果相關系數矩陣在進行統計檢驗中，大部分相關系數都小于0.3，并且未通過統計檢驗，那么這些變量就不適合于進行因子分析。本文數據通過了KMO相關性檢驗。

其次，構建因子變量。本文采用基于主成分模型的主成分分析方法，即將原有p個相關變量xi做線性變換，轉換為另外一組不相關變量yi，即有:

其中，yi就是構建的主成分，一般選取特征值大于1的主成分作為公因子變量。由于原始數據存有不同量綱，需要對之進行標準化，其計算公式為:

其中， 是第j個變量的均值，Sj則是其標準差。接下來利用SPSS16.0專業軟件對標準化后的指標計算其協方差矩陣R、矩陣R的特征值、各指標的方差貢獻率和累計方差貢獻率。

最后，計算利用回歸方法得出所選取的公因子得分。再利用各公因子的方差貢獻率占所有公因子總方差貢獻率真的比例作為權重進行加權求和，得到30個省市歷年的可持續發展能力指數w(如表2所示)。

從總體均值來看，中國可持續發展能力從1985年以來呈現明顯上升趨勢，標準分布值顯示，從 1985—1988年的－0.9129上升到了2005—2008年的1.6390。但違背我們的常規思維所設定的是，最初1985—1988年的均值顯示，優勢最強的順序為東北地區、西部地區、中部地區和東部地區。這種優劣勢的區域分布直到2005—2008年也沒有發生根本變化，由強到弱分別為中部地區、西部地區、東部地區和東北地區。除了東北地區的三個省以外，這一變化態勢明顯呈現內陸地區的可持續發展能力不斷提高，而沿海地區的這一能力卻不斷弱化的趨勢。而這一此消彼長的變化過程無疑是與中國對外開放由沿海向內陸地區迅速延伸的過程相伴隨的。而且，對外開放全方位和全區域迅速深化過程中，表現出的可持續發展能力的區域分化現象明顯自2000年開始。而從中國90年代大規模引進FDI以來，1998年達到一個拐點，而這之后，不同區域實際利用外資的結構和數量也明顯表現出異質性波動的規律。而這些我們觀察到的現象能否利用本文建立的理論模型來解釋呢?接下來，我們就來實證檢驗這種設定的理論聯系。

表2 各省市1985—2008年中六個時段的平均可持續發展能力指數

3.建立計量模型

本文基于省際面板數據對FDI占當年實際GDP的比例與綜合可持續發展能力指數之間的關系進行分析。假定可持續發展能力指數是上期該指數、FDI占GDP比例與隨機因素共同影響的結果。因此，建立如下計量模型:

其中，w是可持續發展能力指數，下標i和t分別是省別及時間。FDI為當年FDI占GDP的比率。ε是隨機誤差項。我們采用30個省份的1985—2008年的數據進行分析。所有數據均轉化為以1985年為基的可比數據序列。

(1)單位根檢驗

對于面板數據建立以下AR(1)過程:

其中，i=1，2，…，N，t=1，2，…，Ti。N表示總截面數，Ti表示第i個截面的時期數，X表示模型中外生變量向量，包括了固定效應或時間趨勢，εit服從IID分布。如果 ρi＜1，則說明序列是平穩的，如果 ρi=1，則說明序列含有單位根過程［13］。

根據截面數據是否含有相同單位根過程，可以將單位根檢驗方法分為同質單位根檢驗和異質單位根檢驗兩類。前者又有LLC、Breitung和Hadri三種具體的方法;后者也有IPS、Fisher－ADF及Fisher－PP三種方法。雖然上述幾種方法各有利弊，為使檢驗更加可信，我們同時運用LLC、Breitung、IPS、Fisher－ADF 及 Fisher－PP四種方法對使用的面板數據進行單位根檢驗。具體檢驗結果報告在表3中。

表3 面板數據單位根檢驗

檢驗結果可以知道，FDI序列無論在哪一種工具下都是一階單整的。但是對于W序列，卻在五種檢驗方法之間出現了差異。LLC和Breitung的檢驗結果沒有標明其一階單整的性質，而IPS、ADF和PP－Fisher則一致性的表明了W面板序列的一階單整性質。有此，我們認為，W和FDI兩個面板數據序列均是一階單整的，它們之間的回歸關系要依賴于協整檢驗才能可信。

(2)協整檢驗

至于面板數據協整檢驗，一種是基于回歸殘差的檢驗理論，有Pedroni、Kao兩種具體的方法，還有一類是基于最大似然比的理論，主要是Johansen－Fisher聯合檢驗方法。Pedroni(1999)在E－G兩步法回歸殘差的基礎上，針對異質性面板數據，提出了四個組內和三個組間協整統計量。分別使用的是Philips和Perron兩種非參數修正檢驗技術及ADF參數檢驗技術。它們的原假設均是無協整關系。Kao檢驗則是針對同質面板數據的，比較常用的是基于所有回歸元嚴格外生的假定，得到協整系數后構建相應的t統計量，該統計量在原假設下服從正態分布。而Fisher則進一步將截面時間序列單位根檢驗結果加總至面板數據層面，并將之應用到異質性面板數據的協整檢驗。及令pi是耽擱截面Johansen協整檢驗的p值，假如不存在協整關系時，統計量為p=－2(2N)，其中，N是截面的個數。

為穩妥起見，根據不同檢驗理論的適應性特點，我們選取Johansen聯合檢驗和Kao檢驗兩種方法對本文涉及的面板數據進行協整檢驗。結果報告在表4中。通過表4發現，兩種檢驗方法均得到了W和FDI這二者之間的協整關系，并且在1%的水平上顯著。因此，我們拒絕了無協整關系的零假設。并因此可以據此回歸此二者之間的協整關系。

表4 面板數據協整檢驗

(3)協整關系估計

根據中國引進FDI的時間變化態勢，以1998作為研究時段的分界點，借以表現不同階段引進的FDI對中國經濟增長的可持續能力的影響;同時，為印證本文理論模型的推導結論，同時又將中國區分為東部、中部、西部和東北三個區域，在不同時段上研究FDI對這三個區域經濟增長可持續能力的影響。表5是針對這二者的分時段、分區域的完全修正的最小二乘法(FMOLS)協整關系的估計結果。

所有方程的擬合度都非常好，調整后的R2值一般都高于99%。從全國層面來看，所有系數都在1%的水平上顯著，但與劉渝林和曹華(2007)計算的結果略有差異。FDI對東道國經濟增長的可持續能力的影響力度來看，雖然從1985—2008年全時段以及1985—1997年的引資前期與他們的計算得出的趨勢一致，即引資前期，FDI具有顯著正面的影響，而引資后期這種正面影響顯著弱化。不同的是，本文的系數比他們的要低得多，而且，1998—2008年引資后期的FDI對中國經濟增長可持續能力的影響雖然極端小，但也顯著為正。因此，還沒有得到1998年以后得FDI屬于“福利惡化型”的結論，縱然這種惡化趨勢很明顯。

表5 面板數據的時空協整關系估計

另外，我們也證明了可持續發展能力指數滯后一期的影響也非常顯著。這不僅證明了模型設定的合理性，還說明了可持續發展能力的“棘輪效應”。但我們的結果要比劉渝林等 (2007)的結果明顯大得多，這可能是數據采集的時間長短不一致所引起的。

實際上，東部沿海省市引進FDI所導致的可持續發展能力的變化趨勢完全與全國的趨勢一致，而且，影響力度也相差無幾。1998—2008年FDI的影響方面變為負值。看來，FDI的方面影響完全來自于東部地區和東北地區FDI的負面貢獻。

中部地區FDI的正面效應雖然也像東部省市一樣呈現不斷弱化的趨勢，如從顯著的0.081下降為不顯著的0.025，但效應值卻要比相應時期的東部省市大得多。而西部地區的FDI雖然在全時段內依然呈現負面效應，但已經從不顯著的引資前期的0.0006上升到了顯著的0.022，略比中部地區低。而東北沿邊地區也與東部沿海地區具有幾乎一致的變化規律，FDI效應由前期的正效應轉變為后期顯著的負面效應。

因此，分時空的協整檢驗結果給予我們的整體印象就是:隨著對外開放和引進外資的深化，沿海沿邊地區的FDI對其可持續發展能力的影響由強變弱，甚至轉化為負面效應;與之相反的是，內陸地區省市卻由弱變強，越來越分享到了世界高生產率外資企業的技術、管理和產品的外溢好處，不斷增強著它們可持續發展能力。假如與中國發生著密切聯系的外資企業的技術水平在過去的25年內得到了顯著提升的假定得到認可的話，那么，這種我們觀察到的現象就可以利用本文建立的理論模型得到很好的解釋。

四、結論和政策建議

外資企業作為逐利主體，其生產率的異質性必然影響到它們的生產組織形式及FDI的區位選擇動機，并因此決定其在東道國的技術外溢效應、東道國福利水平及可持續發展能力。假如外資是為了節約貿易成本，更高生產率會激勵其實施FDI;假如貿易成本主要是運輸成本，則國外企業的生產率、FDI與東道國可持續發展能力這三者有著一脈相承的正向聯動機制;假如貿易成本主要是關稅等，生產率提高反而會弱化東道國福利和可持續發展能力;假如外資是為節約生產成本并具有較高生產率，生產率是否正向激勵FDI存有閾值，生產率高于閾值，二者關系是反向的，反之則反;假如生產率提高到致使其將FDI轉為出口，外資生產率與東道國可持續發展能力則反向變化。實證表明:1985—2008年間，內陸地區可持續發展能力不斷提高，而沿海沿邊卻不斷弱化的這一此消彼長的過程與中國90年代大規模引進FDI，1998年達到拐點后，不同區域利用外資的結構和數量也明顯表現出異質性波動的規律一致，而可持續發展能力的區域分化也明顯始自2000年。

因此，構建內陸開放型經濟過程中外資政策的首要問題是端正思想，避免地區之間策略雷同性的引資競爭現象，以誘導外資合理布局。另外，還需著眼長遠和夯實可持續發展能力，做好以下幾個基礎性問題:第一，著重勞動者的知識積累和教育投資，提高其整體素質;第二，從制度上不斷提高勞動者在第一次分配中的份額，其實，古典的分工促進技術和社會進步的思想就可以導出勞動者報酬對于社會可持續發展的基礎性作用［13］;第三，改革官員政績考核指標體系，避免去輕發展過程、重短期結果的開放導向。

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