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摘要：跨国公司在全球的迅速扩张使得发展中国家逐渐融入了全球分工体系之中。FDI作为跨国公司主要的投资方式之一，其进入东道国的动机多种多样。不同类型的FDI在促进东道国融入世界分工体系的效应方面也不尽相同，就中国参与产品内国际分工的程度与FDI之间的关系进行了实证分析。流入中国的FDI类型极大的提升了中国参与产品内国际分工的程度。
关键词：产品内分工;FDI；研究
中图分类号：F7
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2011）12-0081-02
1 前言
伴随着经济的全球化，国际贸易正在经历着巨大的变化。原本在一个国家制造加工的产品正在以纵向贸易链的形式使多个国家参与到产品制造加工过程中来，每个国家专注于产品制造的某些特定环节（Grossman &Helpman , 2004 ） 。这种产品制造的国际化促进了专业化的垂直专门化和跨国外包的发展。中国也逐渐加入到以生产工序分工为主要特征的国际垂直分工体系中，凭借自身在制造业的低成本生产优势及较强的产业配套能力，吸引了大批跨国公司进入中国。
很多学者对影响产品内分工和外包的因素进行了研究，刘志彪与吴福象（2005）度量了中国及长江三角洲地区参与产品内国际分工的程度，并使用行业层面数据对其影响因素做了实证分析，结果表明产品内国际分工的程度与行业的外向度及资本化程度等因素正相关，与交易费用负相关。王爱虎与钟雨晨（2006）使用我国九省市数据进行实证分析的结论是，国内经济环境、工业发展水平和对外经济政策等是影响跨国公司转移生产环节地区定位的重要因素,在这些方面条件好的地区，其制造业参与产品内国际分工的程度就高。Grossman 和Helpman（2004） 认为生产率、工业规模、合同的完备性、工资水平是发达国家向发展中国家实施跨国外包要考虑的因素，并证明如果高工资国家能够提供良好的基础设施、合作外包方所需要的技能、或者高效率的法律系统以确保外包双方合作关系,它们可能继续吸引外包业务。此外，还有胡昭玲与张蕊（2008）利用东部九省市的面板数据对中国制造业参与产品内国际分工的影响因素进行了回归分析。
2 研究问题的提出
本文的分析角度与上述研究有些不同，本文着重要分析的是中国参与产品内国际分工的程度与中国接受的外商直接投资（FDI）有何关系。这一分析并不同于上述的影响因素分析。因为FDI和生产率、劳动工资、宏观经济环境等不同，它并非一个影响中国参与产品内国际分工的因素，而是中国可能通过FDI的形式参与到产品内国际分工。这两者应该共同受生产率、劳动工资、宏观经济环境等的影响。
本文研究的理论逻辑如下，中国一方面劳动力数量很多，另一方面资本总量也不是很丰富。这就使得人均资本占有量K/L较低，如果靠自身的资本积累来达到较高的人均资本存量，则需要一个比较漫长的过程。引入外商直接投资即FDI，是一个提高资本存量的有效途径，同时随着资本的流入国外的一些相对先进的技术也会随之流入国内，这都有利于中国经济的迅速发展。此外，对跨国公司而言，中国的人均资本量比较低就意味着资本边际收益会相对比较高，因此跨国企业也会愿意在中国进行投资。但FDI的动机和形式也有多种，若FDI投向服务业，或FDI投入制造业但是属于市场导向型（即看中了中国巨大的消费市场），那么这些形式的FDI不会引起很大的贸易流量。这里要说明的是，由于产品的国际分工，产品生产的不同工序或各个部件的生产分散到不同国家，这必然会引起贸易流量的很大增加。因此，本文首先分析的是流入中国的FDI与中国参与产品内国际分工程度的关系如何，即FDI是否是中国参与产品内国际分工的重要形式。其次，如果这两者存在比较明显的关系，如何量化出这种关系。
本文将选取两组变量进行时间序列分析。由于中国参与产品内国际分工的主要形式是加工贸易，即利用自身的资源或进口国外的零部件进行产品的加工组装然后再出口。因次，本文将选取每一年的加工贸易进出口总额占全部贸易进出口总额的比率来反映中国参与产品内国际分工的程度。同时选取每一年中国的FDI存量，两者建立回归方程进行分析。
3 研究过程
比的形式，故不采用对数形式。 FDIt表示年度外商直接投资的存量。本文选取了1988-2007年的数据来进行分析。为了获得两变量之间的长期均衡数量关系，本文采取E-G两步法建立误差修正模型（ECM）进行分析。
（1） 对变量1nFDIt 的一阶差分d1nFDIt 进行包含趋势项和截距项及滞后期为1的ADF单根检验，结果见下图。趋势项及截距项的t统计量都很显著，而且ADF检验值为-4.082214＜-3.8288，由此可见在5%的显著性水平下，变量1 （2） 对变量 TRt的一阶差分dTRt 进行包含趋势项和截距项及滞后期为2的ADF单根检验，选择滞后期为2是因为这时的AIC和SC的值分别为-5和-4.8，相对其他滞后期最小。但这时趋势项和截距项的t统计量如下图所示，并不显著。
可见，ADF的检验值为-2.116618＜-1.9725，变量TRt 一阶单整，即TRt ～I（1）。
经过对两个变量的数据平稳性检验后，发现两个变量同为一阶单整，可能存在协整关系。下一步是进行协整检验。确定变量TRt和FDIt 是否具有协整关系。
3.2 对方程TRt=β0+β11nFDIt+μt进行回归，得到结果如下
下面对残差 进行数据平稳性检验，如果是平稳的则变量TRt和1nFDIt 具有协整关系。对残差的水平值进行不含趋势项及截距项的ADF检验，结果如下：
t和1nFDIt 具有协整关系。
（1）在建立误差修正方程前，我们先向方程加入分布滞后项消除自相关，从而得到两变量的长期均衡关系。加入分布滞后项的方程后的估计结果如下：
自相关性初步消除，可以认为上述方程反应了变量TRt 和1nFDIt 的长期稳定关系。此估计方程的残差设为 ，它具有平稳性及非自相关的特性。
（2）由于两变量存在协整关系，我们可以用一阶误差修正方程来估计他们的短期非均衡关系。先建立误差修正方程，如下：
ΔTRt=β1Δ1n FDIt+λecmt-1+εt，
其中，误差项 ecmt-1=TRt-1-β0-β11nFDIt-1。
使用误差修正方程的前提之一是方程中的εt非自相关，因此使用3中的包含变量差分滞后项的方程来构造误差修正方程，从而消除残差的自相关。同时使用3中所得出的稳定非自相关的时间序列t作为误差修正项，由此可建立如下新的误差修正方程，
ΔTRt=β1Δ1nFDIt+β2Δ1nFDIt-1+β3ΔTRt-1+β4ΔTRt-2-1.193ecmt-1。
对上述的新的误差修正方程进行OLS估计后我们可以得到误差修正模型，即
t=（2.65）（-2.22）（3.06）（-1.21）（-2.33）
R2 0.67DW=2.05。
4 结论
由上述的研究结果我们可以看出，中国参与产品内国际分工的程度与流入的FDI有着长期的稳定的关系，FDI的流入与中国参与产品内国际分工程度有着显著的正相关关系，即FDF是中国参与产品内国际分工的重要形式。现实的统计数据也验证了的这一点。2010年排在中国出口最终目的前四位的分别是美国、香港、日本、韩国，而作为中国进口来源地前四位的分别是日本、韩国、美国、台湾。从外商直接投资来看，2010年，中国的前十大FDI来源地分别为香港（674.74亿美元）、台湾（67.01亿美元）、新加坡（56.57亿美元）、日本（42.42亿美元）、美国（40.52亿美元）、韩国（26.93亿美元）、英国（16.42亿美元）、法国（12.39亿美元）、荷兰（9.52亿美元）和德国（9.33亿美元）。在国际产业分工体系中，欧美处于顶端，日韩和港台次之。在FDI中主要是日韩和港台向中国转移制造业，利用中国的成本优势和良好的宏观环境进行加工贸易，尽管近两年人民币汇率走向了更为灵活的形成机制，人民币不断升值，但中国作为世界加工制造基地的地位没有明显改变。
参考文献
［1］ 刘志彪,吴福象.全球化经济中的生产非—体化——基于江苏投入产出表的实证研究［J］.中国工业经济，2005.
［2］ 王爱虎,钟雨晨.中国吸引跨国外包的经济环境和政策研究［J］.经济研究，2006.
［3］ 胡昭玲,张蕊.中国制造业参与产品内国际分工的影响因素分析［J］. 世界经济研究，2008 .
［4］ GM Grossman, E Helpman,, Managerial incentives and the international organization of production, Journal of International Economics,2004.
注：“本文中所涉及到的图表、公式、注解等请以PDF格式阅读”
关键词：产品内分工;FDI；研究
中图分类号：F7
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2011）12-0081-02
1 前言
伴随着经济的全球化，国际贸易正在经历着巨大的变化。原本在一个国家制造加工的产品正在以纵向贸易链的形式使多个国家参与到产品制造加工过程中来，每个国家专注于产品制造的某些特定环节（Grossman &Helpman , 2004 ） 。这种产品制造的国际化促进了专业化的垂直专门化和跨国外包的发展。中国也逐渐加入到以生产工序分工为主要特征的国际垂直分工体系中，凭借自身在制造业的低成本生产优势及较强的产业配套能力，吸引了大批跨国公司进入中国。
很多学者对影响产品内分工和外包的因素进行了研究，刘志彪与吴福象（2005）度量了中国及长江三角洲地区参与产品内国际分工的程度，并使用行业层面数据对其影响因素做了实证分析，结果表明产品内国际分工的程度与行业的外向度及资本化程度等因素正相关，与交易费用负相关。王爱虎与钟雨晨（2006）使用我国九省市数据进行实证分析的结论是，国内经济环境、工业发展水平和对外经济政策等是影响跨国公司转移生产环节地区定位的重要因素,在这些方面条件好的地区，其制造业参与产品内国际分工的程度就高。Grossman 和Helpman（2004） 认为生产率、工业规模、合同的完备性、工资水平是发达国家向发展中国家实施跨国外包要考虑的因素，并证明如果高工资国家能够提供良好的基础设施、合作外包方所需要的技能、或者高效率的法律系统以确保外包双方合作关系,它们可能继续吸引外包业务。此外，还有胡昭玲与张蕊（2008）利用东部九省市的面板数据对中国制造业参与产品内国际分工的影响因素进行了回归分析。
2 研究问题的提出
本文的分析角度与上述研究有些不同，本文着重要分析的是中国参与产品内国际分工的程度与中国接受的外商直接投资（FDI）有何关系。这一分析并不同于上述的影响因素分析。因为FDI和生产率、劳动工资、宏观经济环境等不同，它并非一个影响中国参与产品内国际分工的因素，而是中国可能通过FDI的形式参与到产品内国际分工。这两者应该共同受生产率、劳动工资、宏观经济环境等的影响。
本文研究的理论逻辑如下，中国一方面劳动力数量很多，另一方面资本总量也不是很丰富。这就使得人均资本占有量K/L较低，如果靠自身的资本积累来达到较高的人均资本存量，则需要一个比较漫长的过程。引入外商直接投资即FDI，是一个提高资本存量的有效途径，同时随着资本的流入国外的一些相对先进的技术也会随之流入国内，这都有利于中国经济的迅速发展。此外，对跨国公司而言，中国的人均资本量比较低就意味着资本边际收益会相对比较高，因此跨国企业也会愿意在中国进行投资。但FDI的动机和形式也有多种，若FDI投向服务业，或FDI投入制造业但是属于市场导向型（即看中了中国巨大的消费市场），那么这些形式的FDI不会引起很大的贸易流量。这里要说明的是，由于产品的国际分工，产品生产的不同工序或各个部件的生产分散到不同国家，这必然会引起贸易流量的很大增加。因此，本文首先分析的是流入中国的FDI与中国参与产品内国际分工程度的关系如何，即FDI是否是中国参与产品内国际分工的重要形式。其次，如果这两者存在比较明显的关系，如何量化出这种关系。
本文将选取两组变量进行时间序列分析。由于中国参与产品内国际分工的主要形式是加工贸易，即利用自身的资源或进口国外的零部件进行产品的加工组装然后再出口。因次，本文将选取每一年的加工贸易进出口总额占全部贸易进出口总额的比率来反映中国参与产品内国际分工的程度。同时选取每一年中国的FDI存量，两者建立回归方程进行分析。
3 研究过程
比的形式，故不采用对数形式。 FDIt表示年度外商直接投资的存量。本文选取了1988-2007年的数据来进行分析。为了获得两变量之间的长期均衡数量关系，本文采取E-G两步法建立误差修正模型（ECM）进行分析。
（1） 对变量1nFDIt 的一阶差分d1nFDIt 进行包含趋势项和截距项及滞后期为1的ADF单根检验，结果见下图。趋势项及截距项的t统计量都很显著，而且ADF检验值为-4.082214＜-3.8288，由此可见在5%的显著性水平下，变量1 （2） 对变量 TRt的一阶差分dTRt 进行包含趋势项和截距项及滞后期为2的ADF单根检验，选择滞后期为2是因为这时的AIC和SC的值分别为-5和-4.8，相对其他滞后期最小。但这时趋势项和截距项的t统计量如下图所示，并不显著。
可见，ADF的检验值为-2.116618＜-1.9725，变量TRt 一阶单整，即TRt ～I（1）。
经过对两个变量的数据平稳性检验后，发现两个变量同为一阶单整，可能存在协整关系。下一步是进行协整检验。确定变量TRt和FDIt 是否具有协整关系。
3.2 对方程TRt=β0+β11nFDIt+μt进行回归，得到结果如下
下面对残差 进行数据平稳性检验，如果是平稳的则变量TRt和1nFDIt 具有协整关系。对残差的水平值进行不含趋势项及截距项的ADF检验，结果如下：
t和1nFDIt 具有协整关系。
（1）在建立误差修正方程前，我们先向方程加入分布滞后项消除自相关，从而得到两变量的长期均衡关系。加入分布滞后项的方程后的估计结果如下：
自相关性初步消除，可以认为上述方程反应了变量TRt 和1nFDIt 的长期稳定关系。此估计方程的残差设为 ，它具有平稳性及非自相关的特性。
（2）由于两变量存在协整关系，我们可以用一阶误差修正方程来估计他们的短期非均衡关系。先建立误差修正方程，如下：
ΔTRt=β1Δ1n FDIt+λecmt-1+εt，
其中，误差项 ecmt-1=TRt-1-β0-β11nFDIt-1。
使用误差修正方程的前提之一是方程中的εt非自相关，因此使用3中的包含变量差分滞后项的方程来构造误差修正方程，从而消除残差的自相关。同时使用3中所得出的稳定非自相关的时间序列t作为误差修正项，由此可建立如下新的误差修正方程，
ΔTRt=β1Δ1nFDIt+β2Δ1nFDIt-1+β3ΔTRt-1+β4ΔTRt-2-1.193ecmt-1。
对上述的新的误差修正方程进行OLS估计后我们可以得到误差修正模型，即
t=（2.65）（-2.22）（3.06）（-1.21）（-2.33）
R2 0.67DW=2.05。
4 结论
由上述的研究结果我们可以看出，中国参与产品内国际分工的程度与流入的FDI有着长期的稳定的关系，FDI的流入与中国参与产品内国际分工程度有着显著的正相关关系，即FDF是中国参与产品内国际分工的重要形式。现实的统计数据也验证了的这一点。2010年排在中国出口最终目的前四位的分别是美国、香港、日本、韩国，而作为中国进口来源地前四位的分别是日本、韩国、美国、台湾。从外商直接投资来看，2010年，中国的前十大FDI来源地分别为香港（674.74亿美元）、台湾（67.01亿美元）、新加坡（56.57亿美元）、日本（42.42亿美元）、美国（40.52亿美元）、韩国（26.93亿美元）、英国（16.42亿美元）、法国（12.39亿美元）、荷兰（9.52亿美元）和德国（9.33亿美元）。在国际产业分工体系中，欧美处于顶端，日韩和港台次之。在FDI中主要是日韩和港台向中国转移制造业，利用中国的成本优势和良好的宏观环境进行加工贸易，尽管近两年人民币汇率走向了更为灵活的形成机制，人民币不断升值，但中国作为世界加工制造基地的地位没有明显改变。
参考文献
［1］ 刘志彪,吴福象.全球化经济中的生产非—体化——基于江苏投入产出表的实证研究［J］.中国工业经济，2005.
［2］ 王爱虎,钟雨晨.中国吸引跨国外包的经济环境和政策研究［J］.经济研究，2006.
［3］ 胡昭玲,张蕊.中国制造业参与产品内国际分工的影响因素分析［J］. 世界经济研究，2008 .
［4］ GM Grossman, E Helpman,, Managerial incentives and the international organization of production, Journal of International Economics,2004.
注：“本文中所涉及到的图表、公式、注解等请以PDF格式阅读”