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摘要：外资企业生产率的异质性必然影响到生产组织形式及FDI区位选择动机，进而影响东道国贸易利益和可持续发展。其中的机制是：节约贸易成本的动机使得外资企业生产率、FDI与东道国可持续发展能力有正向联动效应；但关税是主要贸易成本时，则有逆向效应；节约生产成本的动机使得外资企业生产率可能与其实施FDI反向联动，进而会弱化东道国的可持续发展能力和福利。实证表明：1985年以来，中部和西部内陆地区的可持续发展能力不断提高，而沿海沿边的东部和东北部地区却先增后降。这一此消彼长的过程也正好与中国自90年代大规模引进FDI以来，1998年达到拐点，此后，不同区域的外资结构和数量也明显出现异质性波动的过程一致。因此，着眼于可持续发展能力的区域异质性引资政策和基础性分配政策变革是构建内陆开放型经济的基点。
关键词：外资企业；生产率；可持续发展；东道国
中图分类号：F110 文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）10-0112-08
收稿日期：2011-09-06
基金项目：国家社会科学基金项目“贸易保护主义背景下反倾销应急体系建设研究”（09BJY012）；重庆市社会科学基金项目“重庆市发展内陆开放型经济的动力机制研究”（2009JJ33）；重庆三峡学院科技项目
作者简介：杨 勇（1971 - ），男，湖南常德人，副教授，经济学博士，主要从事开放型经济和国际供应链管理研究。E-mail: changdeyangyong@hotmail.com
一、引 言
金融危机导致全国2010年2 500万农民工失业，而紧接其后却是“用工荒”， 学者们对于短时间内出现“失业”到“缺工”的逆转见仁见智，莫衷一是［1］。众所周知的是，1999年以来60%的世界贸易量和FDI总量的70%都是由小部分的工业国家所主导的［2］，因此，本文试图从FDI在东道国的组织方式如何决定中国可持续发展能力方面来解释这一问题。从收集的文献来看，研究结果还存有明显分歧。例如，针对既有文献仅关注FDI是恶化还是改善东道国“贸易价格条件”的片面性，杨勇曾试图在古典经济学理论的基础上整合新古典经济理论的分析框架来解释FDI、发展模式与东道国TFP变化动态之间的联系［3］。其实，“贸易条件”并不能全面反映一国贸易利益的实际变动［4］，其原因是忽略了外资企业本身的生产率对外资企业组织形式（出口或FDI）的决定作用。例如，Helpman等提出，假如是为了节约贸易成本，较高生产率的外资企业就会以直接投资的形式进入海外市场［5］，Head和Ries还发现，假如是为了获取生产成本优势，较高生产率的外资企业是否采用直接投资形式进入海外市场则是不确定的［6］。而刘渝林使用“福利条件”代替“贸易条件”作为东道国经济增长可持续性的衡量标准，在委托—代理框架中建立了一个防范“贫困化增长”的FDI甄别模型，后来她又将外商直接投资效应分为数量效应和质量效应［7］。就东道国引资动机、外资性质与东道国技术创新关系进行研究的还有成力为和杨勇等［8］［9］。总的看来，现有研究还没有能够很好地解释引致的数量型FDI或质量型FDI的本质原因，从而对进一步研究FDI影响东道国经济可持续发展能力的机制留下了空间。
本文从外资进入海外市场的方式及FDI区位选择动机出发，采用“经济可持续能力”作为衡量东道国贸易利益的标准，在新古典框架中建立外资企业生产率、进入方式与东道国经济可持续性之间的关系模型；通过构建我国东中西及东北部四大区域的综合可持续性发展能力指数检验模型结论。
本文假定，中国是一个非常开放的经济系统，国际贸易活动不考虑关税成本，将决定外资进入方式的主要变量区分为以运输成本为主的贸易成本和以资源、劳动力价格为主的生产成本。在国内劳动力自由流动的前提下，外资主要为降低生产成本进入东部沿海地区，而随着外资由数量型转向质量型时，东部沿海地区的吸引力将会降低，因此，该地区由于数量型外资的集聚而弱化其可持续发展能力；反之，进入内陆地区的外资主要是为了获取贸易成本优势，反而质量型外资会在内部地区集聚，进而提高其可持续发展能力。在工业化国家生产率不断提高的情形下，内陆地区会因为外资活动而大幅度促进生产率提升，沿海地区生产率的上升空间则会进一步放缓。本文与一些早期文献的结论基本相同，即在不完全竞争市场中的自由贸易可能会降低东道国可持续发展能力［10-11］，但本文不仅建立了更为完整的分析框架，而且得到了发生弱化作用的条件。
二、模型推导
事件假定：一个母国和一个东道国两个国家，其中，位于母国的企业在出口和FDI两种生产组织形式之间选择，并以此与东道国发生经济联系。前者在母国生产并将产品卖到东道国，后者在东道国生产并在东道国出售产品，但因此会耗费固定的沉没成本F。并假定两种生产组织均仅需唯一的、不可以在国际流动的生产要素L。最后，假定规模报酬不变。设λ为生产率指数，生产单位产品需要1/λ个单位的L。两个国家的劳动力市场假定为完全竞争，母国的工资率为w。最后，按照Head和Ries的做法，将东道国商品需求方程简化为：
qa－p（1）
其中，q为需求量，p是价格。以上假设有一个自然的推论：纵然将我们研究的对象无限复制n倍也不会改变模型的结论。
1.情形Ⅰ：FDI为获取贸易成本优势
隐含假定是，两国的工资率都为w，出口单位产品要承担t的贸易成本，FDI则不会有此成本支出。假如贸易成本主要是关税，母国企业采取出口形式则会因为关税收入而增加东道国福利；但假如主要是运输成本，母国企业采取何种方式生产也不会因为关税收入方面影响到东道国福利。因此，我们将分别讨论这两种情况下的东道国福利的总效应。
贸易成本主要由运输成本构成的时候，假如母国企业选择出口，最大化条件为：
Max（a－q－w/λ－t）q（2）
因此，该企业的最优产出为qx（a－w/λ－t）/2，相应利润为πx（a－w/λ－t）2/4。
假如母国企业选择FDI，最大化条件则为：
Max（a－q－w/λ）q－F（3）
其均衡的产出和利润分别为qf（a－w/λ）/2和πf（a－w/λ）2/4－F。因此，母国企业要实施FDI必须满足以下条件：
πf（a－w/λ）2/4－F>πx（a－w/λ－t）2/4，也就是
F<（2a－2w/λ－t）t/4≡F1（4）
命题1：母国企业的生产率与FDI激励正相关（证明略）。
显然，假如贸易成本主要是运输成本，更高生产率的外资企业由出口转为FDI组织生产，东道国消费者剩余会相应的更高，从而提高东道国总体福利水平。但是，当贸易成本主要由外生的关税率所决定的时候，结果则会发生变化。因为当更高生产率的母国企业转为FDI企业之后，东道国得到的将会是更低的关税收入，从而对东道国福利水平产生负面影响。例如，假定母国企业的生产率从λ1上升到λ2，并使该企业由出口转向FDI组织生产，东道国相应的福利水平分别为（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+（a－w/λ1－t）t/2<（a－w/λ2）2/8时，母国企业的FDI才会提高东道国的福利水平。即满足式（5）的条件：
（a－w/λ2）2－（a－w/λ1）2>t（2a－2w/λ1－3t）（5）
命题2：假如母国企业FDI是为了获取贸易成本优势，（1）假如贸易成本主要由运输成本等组成，东道国福利与母国企业的生产率会同方向变动；（2）假如贸易成本主要是由关税率构成，东道国福利与母国企业生产率一般会反向变化，除非满足（5）式。
2.情形Ⅱ：FDI为获取生产成本优势
生产成本优势主要是由较低的要素成本所构成，包括工资率和资源价格等。假定贸易成本为t0，但工资率却有差别，母国的工资率为w，而东道国的工资率则为（w－α），其中，α∈（0,w］。
母国企业采用出口形式时的最大化条件是：
Max（a－q－w/λ）q（6）
因此，最优产出水平和利润分别是qx（a－w/λ）/2，πx（a－w/λ）2/4。相反，假如采用FDI，其相应的最大化条件为：
Max（a－q－（w－α）/λ）q－F（7）
其最优化产出和利润分别是qf（a－（w－α）/λ）/2，πf（a－（w－α）/λ）2/4－F。显然，母国企业要进行FDI，除非满足πf>πx，即：
F<（2a－（2w－α）/λ）α/4λ≡F2（8）
命题3：如果母国企业生产率满足λ<λ（w－α/2）/a，母国企业的生产率与FDI激励正相关，否则，就呈负相关（证明略）。
从上面的讨论中可以发现，当外资企业出于获取生产成本优势而进行FDI的话，只会在一个有限制的生产率水平之内才会出现FDI激励与其生产率正向变化的规律，当生产率水平超过了这一阈值，外资企业FDI的激励就会下降。这样一种生产率与FDI激励强度之间的规律必然带来不同的东道国福利效应。
假如母国企业的生产率由λ1上升到λ2，其间越过了生产率阈值λ，即有λ1<λ<λ2，因此，母国企业将会从FDI转为出口来组织生产。显然，FDI时和出口时东道国的整体福利分别为各自状态下的生产者剩余，即（a－）2和
（a－）2。显然，东道国在母国企业采用出口组织生产时所获得的福利要明显小于母国以FDI组织生产时的福利水平。
命题4：假设母国企业为获取生产成本优势而实施FDI，当生产率λ>λ时，由于母国企业会更加倾向于以出口组织生产，进而会降低东道国的整体福利，但是，当λ<λ时，由于母国企业更加倾向于以FDI组织生产，因此会提高东道国的整体福利水平。
三、理论模型的实证检验
1.实证假设及依据
假设1：假定关税负担不是外资在选择对中国出口或FDI时的决定因素之一。
依据：依据UNCTAD Handbook of statistics（2009）的统计数据［12］，就HS系统六位数产业分类水平的简单平均的实际进口税率来看，从1992年我国全面开始引进外资以来，平均实际进口关税率也一直处于快速下降的阶段。特别是，中国的平均实际进口税率与世界同期平均实际进口税率相比，自2002年以来一直低于世界平均水平，特别是2003、2004和2005三年更是低达近20%具体的产品类别不包括农产品和燃料等，按照以下六类产品的平均实际进口关税率再进行简单平均得到最终的平均实际进口关税率：SITC （Rev.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。
假设2：开放条件下东部地区存在“产业锁定”效应。
依据：命题3和命题4。
假设3：开放条件下西部地区“高技术聚集效应”逐步显现。
依据：命题1和命题2。
2.经济增长的可持续能力及测算
全面评价社会福利水平及经济增长的可持续发展能力及其变化这一抽象指标并没有统一标准。FDI对东道国福利和可持续发展能力的影响主要是通过生产和消费两个渠道。对于前者，主要表现为影响东道国产出水平的直接效应和通过影响东道国生产要素配置方式及结构，从而对东道国经济所产生的间接效应这两个方面。而对后者，主要是通过改变东道国的居民收入水平、消费结构、国际贸易条件和环境，间接影响东道国经济的可持续发展能力。将可持续发展能力指数记为w，具体测算指标见表1所示。
表1 可持续增长能力指数测算的成分及其方法描述
所有数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、相关年份的《中国环境统计年鉴》及相关省市有关年份的《统计年鉴》。为避免指标之间信息重叠所产生的估计误差，本文采用基于主成分分析的因子分析方法对可持续发展能力w进行评价。因子分析方法有两个核心问题，即如何构建因子变量和如何对因子变量进行命名解释。因此，在具体测算的时候，笔者遵循以下三个步骤：
首先，对指标变量进行相关性分析，以确定是否适合进一步的因子分析过程。最简单的方法就是计算变量之间的相关系数矩阵。如果相关系数矩阵在进行统计检验中，大部分相关系数都小于0.3，并且未通过统计检验，那么这些变量就不适合于进行因子分析。本文数据通过了KMO相关性检验。
其次，构建因子变量。本文采用基于主成分模型的主成分分析方法，即将原有p个相关变量xi做线性变换，转换为另外一组不相关变量yi，即有：
（1）
其中，yi就是构建的主成分，一般选取特征值大于1的主成分作为公因子变量。由于原始数据存有不同量纲，需要对之进行标准化，其计算公式为：
zij,i,j1,2,...,n（2）
其中，X-j是第j个变量的均值，Sj则是其标准差。接下来利用SPSS16.0专业软件对标准化后的指标计算其协方差矩阵R、矩阵R的特征值、各指标的方差贡献率和累计方差贡献率。
最后，计算利用回归方法得出所选取的公因子得分。再利用各公因子的方差贡献率占所有公因子总方差贡献率真的比例作为权重进行加权求和，得到30个省市历年的可持续发展能力指数w（如表2所示）。
从总体均值来看，中国可持续发展能力从1985年以来呈现明显上升趋势，标准分布值显示，从1985—1988年的-0.9129上升到了2005—2008年的1.6390。但违背我们的常规思维所设定的是，最初1985—1988年的均值显示，优势最强的顺序为东北地区、西部地区、中部地区和东部地区。这种优劣势的区域分布直到2005—2008年也没有发生根本变化，由强到弱分别为中部地区、西部地区、东部地区和东北地区。除了东北地区的三个省以外，这一变化态势明显呈现内陆地区的可持续发展能力不断提高，而沿海地区的这一能力却不断弱化的趋势。而这一此消彼长的变化过程无疑是与中国对外开放由沿海向内陆地区迅速延伸的过程相伴随的。而且，对外开放全方位和全区域迅速深化过程中，表现出的可持续发展能力的区域分化现象明显自2000年开始。而从中国90年代大规模引进FDI以来，1998年达到一个拐点，而这之后，不同区域实际利用外资的结构和数量也明显表现出异质性波动的规律。而这些我们观察到的现象能否利用本文建立的理论模型来解释呢？接下来，我们就来实证检验这种设定的理论联系。
表2 各省市1985—2008年中六个时段的平均可持续发展能力指数
3.建立计量模型
本文基于省际面板数据对FDI占当年实际GDP的比例与综合可持续发展能力指数之间的关系进行分析。假定可持续发展能力指数是上期该指数、FDI占GDP比例与随机因素共同影响的结果。因此，建立如下计量模型：
witc+α·wi,t－1+β·FDIit+εit（3）
其中，w是可持续发展能力指数，下标i和t分别是省别及时间。FDI为当年FDI占GDP的比率。ε是随机误差项。我们采用30个省份的1985—2008年的数据进行分析。所有数据均转化为以1985年为基的可比数据序列。
（1）单位根检验
对于面板数据建立以下AR（1）过程：
yitρiyit－1+Xitδi+εit（4）
其中，i1,2,…,N，t1,2,…,Ti。N表示总截面数，Ti表示第i个截面的时期数，X表示模型中外生变量向量，包括了固定效应或时间趋势，εit服从IID分布。如果ρi<1，则说明序列是平稳的，如果ρi1，则说明序列含有单位根过程［13］。
根据截面数据是否含有相同单位根过程，可以将单位根检验方法分为同质单位根检验和异质单位根检验两类。前者又有LLC、Breitung和Hadri三种具体的方法；后者也有IPS、Fisher-ADF及Fisher-PP三种方法。虽然上述几种方法各有利弊，为使检验更加可信，我们同时运用LLC、Breitung、IPS、Fisher-ADF及Fisher-PP四种方法对使用的面板数据进行单位根检验。具体检验结果报告在表3中。
表3 面板数据单位根检验
注：根据这原始时间序列的观测，在对原始序列进行单位根过程检验中包含了截距项和实践趋势项；一阶差分时间序列只包括截距项；依据AIC信息准则，滞后阶数为2。
检验结果可以知道，FDI序列无论在哪一种工具下都是一阶单整的。但是对于W序列，却在五种检验方法之间出现了差异。LLC和Breitung的检验结果没有标明其一阶单整的性质，而IPS、ADF和PP-Fisher则一致性的表明了W面板序列的一阶单整性质。有此，我们认为，W和FDI两个面板数据序列均是一阶单整的，它们之间的回归关系要依赖于协整检验才能可信。
（2）协整检验
至于面板数据协整检验，一种是基于回归残差的检验理论，有Pedroni、Kao两种具体的方法，还有一类是基于最大似然比的理论，主要是Johansen-Fisher联合检验方法。Pedroni（1999）在E-G两步法回归残差的基础上，针对异质性面板数据，提出了四个组内和三个组间协整统计量。分别使用的是Philips和Perron两种非参数修正检验技术及ADF参数检验技术。它们的原假设均是无协整关系。Kao检验则是针对同质面板数据的，比较常用的是基于所有回归元严格外生的假定，得到协整系数后构建相应的t统计量，该统计量在原假设下服从正态分布。而Fisher则进一步将截面时间序列单位根检验结果加总至面板数据层面，并将之应用到异质性面板数据的协整检验。及令pi是耽搁截面Johansen协整检验的p值，假如不存在协整关系时，统计量为p－2∑Ni1logpi→χ2（2N），其中，N是截面的个数。
为稳妥起见，根据不同检验理论的适应性特点，我们选取Johansen联合检验和Kao检验两种方法对本文涉及的面板数据进行协整检验。结果报告在表4中。通过表4发现，两种检验方法均得到了W和FDI这二者之间的协整关系，并且在1%的水平上显著。因此，我们拒绝了无协整关系的零假设。并因此可以据此回归此二者之间的协整关系。
表4 面板数据协整检验
注：协整检验包含了截距项；AIC准则决定的最大滞后阶数为2。
（3）协整关系估计
根据中国引进FDI的时间变化态势，以1998作为研究时段的分界点，借以表现不同阶段引进的FDI对中国经济增长的可持续能力的影响；同时，为印证本文理论模型的推导结论，同时又将中国区分为东部、中部、西部和东北三个区域，在不同时段上研究FDI对这三个区域经济增长可持续能力的影响。表5是针对这二者的分时段、分区域的完全修正的最小二乘法（FMOLS）协整关系的估计结果。
所有方程的拟合度都非常好，调整后的R2值一般都高于99%。从全国层面来看，所有系数都在1%的水平上显著，但与刘渝林和曹华（2007）计算的结果略有差异。FDI对东道国经济增长的可持续能力的影响力度来看，虽然从1985—2008年全时段以及1985—1997年的引资前期与他们的计算得出的趋势一致，即引资前期，FDI具有显著正面的影响，而引资后期这种正面影响显著弱化。不同的是，本文的系数比他们的要低得多，而且，1998—2008年引资后期的FDI对中国经济增长可持续能力的影响虽然极端小，但也显著为正。因此，还没有得到1998年以后得FDI属于“福利恶化型”的结论，纵然这种恶化趋势很明显。
表5面板数据的时空协整关系估计
注：括号中表示统计量t值。lw表示可持续发展能力指数的滞后一期序列。
另外，我们也证明了可持续发展能力指数滞后一期的影响也非常显著。这不仅证明了模型设定的合理性，还说明了可持续发展能力的“棘轮效应”。但我们的结果要比刘渝林等（2007）的结果明显大得多，这可能是数据采集的时间长短不一致所引起的。
实际上，东部沿海省市引进FDI所导致的可持续发展能力的变化趋势完全与全国的趋势一致，而且，影响力度也相差无几。1998—2008年FDI的影响方面变为负值。看来，FDI的方面影响完全来自于东部地区和东北地区FDI的负面贡献。
中部地区FDI的正面效应虽然也像东部省市一样呈现不断弱化的趋势，如从显著的0.081下降为不显著的0.025，但效应值却要比相应时期的东部省市大得多。而西部地区的FDI虽然在全时段内依然呈现负面效应，但已经从不显著的引资前期的0.0006上升到了显著的0.022，略比中部地区低。而东北沿边地区也与东部沿海地区具有几乎一致的变化规律，FDI效应由前期的正效应转变为后期显著的负面效应。
因此，分时空的协整检验结果给予我们的整体印象就是：随着对外开放和引进外资的深化，沿海沿边地区的FDI对其可持续发展能力的影响由强变弱，甚至转化为负面效应；与之相反的是，内陆地区省市却由弱变强，越来越分享到了世界高生产率外资企业的技术、管理和产品的外溢好处，不断增强着它们可持续发展能力。假如与中国发生着密切联系的外资企业的技术水平在过去的25年内得到了显著提升的假定得到认可的话，那么，这种我们观察到的现象就可以利用本文建立的理论模型得到很好的解释。
四、结论和政策建议
外资企业作为逐利主体，其生产率的异质性必然影响到它们的生产组织形式及FDI的区位选择动机，并因此决定其在东道国的技术外溢效应、东道国福利水平及可持续发展能力。假如外资是为了节约贸易成本，更高生产率会激励其实施FDI；假如贸易成本主要是运输成本，则国外企业的生产率、FDI与东道国可持续发展能力这三者有着一脉相承的正向联动机制；假如贸易成本主要是关税等，生产率提高反而会弱化东道国福利和可持续发展能力；假如外资是为节约生产成本并具有较高生产率，生产率是否正向激励FDI存有阈值，生产率高于阈值，二者关系是反向的，反之则反；假如生产率提高到致使其将FDI转为出口，外资生产率与东道国可持续发展能力则反向变化。实证表明：1985—2008年间，内陆地区可持续发展能力不断提高，而沿海沿边却不断弱化的这一此消彼长的过程与中国90年代大规模引进FDI，1998年达到拐点后，不同区域利用外资的结构和数量也明显表现出异质性波动的规律一致，而可持续发展能力的区域分化也明显始自2000年。
因此，构建内陆开放型经济过程中外资政策的首要问题是端正思想，避免地区之间策略雷同性的引资竞争现象，以诱导外资合理布局。另外，还需着眼长远和夯实可持续发展能力，做好以下几个基础性问题：第一，着重劳动者的知识积累和教育投资，提高其整体素质；第二，从制度上不断提高劳动者在第一次分配中的份额，其实，古典的分工促进技术和社会进步的思想就可以导出劳动者报酬对于社会可持续发展的基础性作用［13］；第三，改革官员政绩考核指标体系，避免去轻发展过程、重短期结果的开放导向。
参考文献：
［1］ 郑秉文.如何从经济学角度看待“用工荒”［J］.经济学动态，2010，（3）：73-78.
［2］ Caves, R., Frankel,J., Jones,R. World Trade and Payments: An Introduction［M］.New Jersey: Addison Wesley,2002.
［3］ 杨勇.FDI技术外溢效应不确定性的古典解释与经济转型［J］.国际贸易问题，2011，（9）.
［4］ 刘渝林，曹华.防范“贫困化增长”的FDI甄别机制与评价指数的构建［J］.数量经济技术经济研究，2007，（5）：70-79.
［5］ Helpmen, E., Melitz,M.J., Yeaple,S.R. Export Versus FDI with Heterogeneous Firms［J］.The American Economic Review, 2004,94（1）: 300-316.
［6］ Head, K.,Ries, J.Heterogeneity and The FDI Versus Export Decision of Japanese Manufacturers［J］. Journal of the Japanese and International Economies, 2003, 17（4）: 448-467.
［7］ 刘渝林.防范“贫困化增长”：FDI甄别与区域差异性检验［J］.国际贸易问题，2010，（1）：101-109.
［8］ 成力为，孙玮，王九云.引资动机、外资特征与我国高技术产业自主创新效率［J］.中国软科学，2010，235（7）：45-57.
［9］ 杨勇.技术差距、企业行为与FDI技术外溢：理论及经验研究［J］.山西财经大学学报，2010，（8）.
［10］ Brander, J. Intra-Industry Trade in Indentiacal Commodities［J］.Journal of International Economics, 1981, （11）: 1-14.
［11］ Markusen, J. Trade and the Gains from Trade with Imperfect Competition［J］.Journal of International Economics, 1981, （11）:531-551.
［12］ 联合国贸发会统计手册［DB/OL］.http://stats.unctad.org/Handbook/TableViewer/tableView.aspx.2010-8-20
［13］ 易丹辉.数据分析与EViews应用［M］.北京：中国人民大学出版社，2008.315-320.
［14］ 杨勇.从全要素生产率看经济发展方式转型［N］.光明日报理论版，2010-07-20.
（责任编辑：杨全山）
关键词：外资企业；生产率；可持续发展；东道国
中图分类号：F110 文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）10-0112-08
收稿日期：2011-09-06
基金项目：国家社会科学基金项目“贸易保护主义背景下反倾销应急体系建设研究”（09BJY012）；重庆市社会科学基金项目“重庆市发展内陆开放型经济的动力机制研究”（2009JJ33）；重庆三峡学院科技项目
作者简介：杨 勇（1971 - ），男，湖南常德人，副教授，经济学博士，主要从事开放型经济和国际供应链管理研究。E-mail: changdeyangyong@hotmail.com
一、引 言
金融危机导致全国2010年2 500万农民工失业，而紧接其后却是“用工荒”， 学者们对于短时间内出现“失业”到“缺工”的逆转见仁见智，莫衷一是［1］。众所周知的是，1999年以来60%的世界贸易量和FDI总量的70%都是由小部分的工业国家所主导的［2］，因此，本文试图从FDI在东道国的组织方式如何决定中国可持续发展能力方面来解释这一问题。从收集的文献来看，研究结果还存有明显分歧。例如，针对既有文献仅关注FDI是恶化还是改善东道国“贸易价格条件”的片面性，杨勇曾试图在古典经济学理论的基础上整合新古典经济理论的分析框架来解释FDI、发展模式与东道国TFP变化动态之间的联系［3］。其实，“贸易条件”并不能全面反映一国贸易利益的实际变动［4］，其原因是忽略了外资企业本身的生产率对外资企业组织形式（出口或FDI）的决定作用。例如，Helpman等提出，假如是为了节约贸易成本，较高生产率的外资企业就会以直接投资的形式进入海外市场［5］，Head和Ries还发现，假如是为了获取生产成本优势，较高生产率的外资企业是否采用直接投资形式进入海外市场则是不确定的［6］。而刘渝林使用“福利条件”代替“贸易条件”作为东道国经济增长可持续性的衡量标准，在委托—代理框架中建立了一个防范“贫困化增长”的FDI甄别模型，后来她又将外商直接投资效应分为数量效应和质量效应［7］。就东道国引资动机、外资性质与东道国技术创新关系进行研究的还有成力为和杨勇等［8］［9］。总的看来，现有研究还没有能够很好地解释引致的数量型FDI或质量型FDI的本质原因，从而对进一步研究FDI影响东道国经济可持续发展能力的机制留下了空间。
本文从外资进入海外市场的方式及FDI区位选择动机出发，采用“经济可持续能力”作为衡量东道国贸易利益的标准，在新古典框架中建立外资企业生产率、进入方式与东道国经济可持续性之间的关系模型；通过构建我国东中西及东北部四大区域的综合可持续性发展能力指数检验模型结论。
本文假定，中国是一个非常开放的经济系统，国际贸易活动不考虑关税成本，将决定外资进入方式的主要变量区分为以运输成本为主的贸易成本和以资源、劳动力价格为主的生产成本。在国内劳动力自由流动的前提下，外资主要为降低生产成本进入东部沿海地区，而随着外资由数量型转向质量型时，东部沿海地区的吸引力将会降低，因此，该地区由于数量型外资的集聚而弱化其可持续发展能力；反之，进入内陆地区的外资主要是为了获取贸易成本优势，反而质量型外资会在内部地区集聚，进而提高其可持续发展能力。在工业化国家生产率不断提高的情形下，内陆地区会因为外资活动而大幅度促进生产率提升，沿海地区生产率的上升空间则会进一步放缓。本文与一些早期文献的结论基本相同，即在不完全竞争市场中的自由贸易可能会降低东道国可持续发展能力［10-11］，但本文不仅建立了更为完整的分析框架，而且得到了发生弱化作用的条件。
二、模型推导
事件假定：一个母国和一个东道国两个国家，其中，位于母国的企业在出口和FDI两种生产组织形式之间选择，并以此与东道国发生经济联系。前者在母国生产并将产品卖到东道国，后者在东道国生产并在东道国出售产品，但因此会耗费固定的沉没成本F。并假定两种生产组织均仅需唯一的、不可以在国际流动的生产要素L。最后，假定规模报酬不变。设λ为生产率指数，生产单位产品需要1/λ个单位的L。两个国家的劳动力市场假定为完全竞争，母国的工资率为w。最后，按照Head和Ries的做法，将东道国商品需求方程简化为：
qa－p（1）
其中，q为需求量，p是价格。以上假设有一个自然的推论：纵然将我们研究的对象无限复制n倍也不会改变模型的结论。
1.情形Ⅰ：FDI为获取贸易成本优势
隐含假定是，两国的工资率都为w，出口单位产品要承担t的贸易成本，FDI则不会有此成本支出。假如贸易成本主要是关税，母国企业采取出口形式则会因为关税收入而增加东道国福利；但假如主要是运输成本，母国企业采取何种方式生产也不会因为关税收入方面影响到东道国福利。因此，我们将分别讨论这两种情况下的东道国福利的总效应。
贸易成本主要由运输成本构成的时候，假如母国企业选择出口，最大化条件为：
Max（a－q－w/λ－t）q（2）
因此，该企业的最优产出为qx（a－w/λ－t）/2，相应利润为πx（a－w/λ－t）2/4。
假如母国企业选择FDI，最大化条件则为：
Max（a－q－w/λ）q－F（3）
其均衡的产出和利润分别为qf（a－w/λ）/2和πf（a－w/λ）2/4－F。因此，母国企业要实施FDI必须满足以下条件：
πf（a－w/λ）2/4－F>πx（a－w/λ－t）2/4，也就是
F<（2a－2w/λ－t）t/4≡F1（4）
命题1：母国企业的生产率与FDI激励正相关（证明略）。
显然，假如贸易成本主要是运输成本，更高生产率的外资企业由出口转为FDI组织生产，东道国消费者剩余会相应的更高，从而提高东道国总体福利水平。但是，当贸易成本主要由外生的关税率所决定的时候，结果则会发生变化。因为当更高生产率的母国企业转为FDI企业之后，东道国得到的将会是更低的关税收入，从而对东道国福利水平产生负面影响。例如，假定母国企业的生产率从λ1上升到λ2，并使该企业由出口转向FDI组织生产，东道国相应的福利水平分别为（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+（a－w/λ1－t）t/2<（a－w/λ2）2/8时，母国企业的FDI才会提高东道国的福利水平。即满足式（5）的条件：
（a－w/λ2）2－（a－w/λ1）2>t（2a－2w/λ1－3t）（5）
命题2：假如母国企业FDI是为了获取贸易成本优势，（1）假如贸易成本主要由运输成本等组成，东道国福利与母国企业的生产率会同方向变动；（2）假如贸易成本主要是由关税率构成，东道国福利与母国企业生产率一般会反向变化，除非满足（5）式。
2.情形Ⅱ：FDI为获取生产成本优势
生产成本优势主要是由较低的要素成本所构成，包括工资率和资源价格等。假定贸易成本为t0，但工资率却有差别，母国的工资率为w，而东道国的工资率则为（w－α），其中，α∈（0,w］。
母国企业采用出口形式时的最大化条件是：
Max（a－q－w/λ）q（6）
因此，最优产出水平和利润分别是qx（a－w/λ）/2，πx（a－w/λ）2/4。相反，假如采用FDI，其相应的最大化条件为：
Max（a－q－（w－α）/λ）q－F（7）
其最优化产出和利润分别是qf（a－（w－α）/λ）/2，πf（a－（w－α）/λ）2/4－F。显然，母国企业要进行FDI，除非满足πf>πx，即：
F<（2a－（2w－α）/λ）α/4λ≡F2（8）
命题3：如果母国企业生产率满足λ<λ（w－α/2）/a，母国企业的生产率与FDI激励正相关，否则，就呈负相关（证明略）。
从上面的讨论中可以发现，当外资企业出于获取生产成本优势而进行FDI的话，只会在一个有限制的生产率水平之内才会出现FDI激励与其生产率正向变化的规律，当生产率水平超过了这一阈值，外资企业FDI的激励就会下降。这样一种生产率与FDI激励强度之间的规律必然带来不同的东道国福利效应。
假如母国企业的生产率由λ1上升到λ2，其间越过了生产率阈值λ，即有λ1<λ<λ2，因此，母国企业将会从FDI转为出口来组织生产。显然，FDI时和出口时东道国的整体福利分别为各自状态下的生产者剩余，即（a－）2和
（a－）2。显然，东道国在母国企业采用出口组织生产时所获得的福利要明显小于母国以FDI组织生产时的福利水平。
命题4：假设母国企业为获取生产成本优势而实施FDI，当生产率λ>λ时，由于母国企业会更加倾向于以出口组织生产，进而会降低东道国的整体福利，但是，当λ<λ时，由于母国企业更加倾向于以FDI组织生产，因此会提高东道国的整体福利水平。
三、理论模型的实证检验
1.实证假设及依据
假设1：假定关税负担不是外资在选择对中国出口或FDI时的决定因素之一。
依据：依据UNCTAD Handbook of statistics（2009）的统计数据［12］，就HS系统六位数产业分类水平的简单平均的实际进口税率来看，从1992年我国全面开始引进外资以来，平均实际进口关税率也一直处于快速下降的阶段。特别是，中国的平均实际进口税率与世界同期平均实际进口税率相比，自2002年以来一直低于世界平均水平，特别是2003、2004和2005三年更是低达近20%具体的产品类别不包括农产品和燃料等，按照以下六类产品的平均实际进口关税率再进行简单平均得到最终的平均实际进口关税率：SITC （Rev.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。
假设2：开放条件下东部地区存在“产业锁定”效应。
依据：命题3和命题4。
假设3：开放条件下西部地区“高技术聚集效应”逐步显现。
依据：命题1和命题2。
2.经济增长的可持续能力及测算
全面评价社会福利水平及经济增长的可持续发展能力及其变化这一抽象指标并没有统一标准。FDI对东道国福利和可持续发展能力的影响主要是通过生产和消费两个渠道。对于前者，主要表现为影响东道国产出水平的直接效应和通过影响东道国生产要素配置方式及结构，从而对东道国经济所产生的间接效应这两个方面。而对后者，主要是通过改变东道国的居民收入水平、消费结构、国际贸易条件和环境，间接影响东道国经济的可持续发展能力。将可持续发展能力指数记为w，具体测算指标见表1所示。
表1 可持续增长能力指数测算的成分及其方法描述
所有数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、相关年份的《中国环境统计年鉴》及相关省市有关年份的《统计年鉴》。为避免指标之间信息重叠所产生的估计误差，本文采用基于主成分分析的因子分析方法对可持续发展能力w进行评价。因子分析方法有两个核心问题，即如何构建因子变量和如何对因子变量进行命名解释。因此，在具体测算的时候，笔者遵循以下三个步骤：
首先，对指标变量进行相关性分析，以确定是否适合进一步的因子分析过程。最简单的方法就是计算变量之间的相关系数矩阵。如果相关系数矩阵在进行统计检验中，大部分相关系数都小于0.3，并且未通过统计检验，那么这些变量就不适合于进行因子分析。本文数据通过了KMO相关性检验。
其次，构建因子变量。本文采用基于主成分模型的主成分分析方法，即将原有p个相关变量xi做线性变换，转换为另外一组不相关变量yi，即有：
（1）
其中，yi就是构建的主成分，一般选取特征值大于1的主成分作为公因子变量。由于原始数据存有不同量纲，需要对之进行标准化，其计算公式为：
zij,i,j1,2,...,n（2）
其中，X-j是第j个变量的均值，Sj则是其标准差。接下来利用SPSS16.0专业软件对标准化后的指标计算其协方差矩阵R、矩阵R的特征值、各指标的方差贡献率和累计方差贡献率。
最后，计算利用回归方法得出所选取的公因子得分。再利用各公因子的方差贡献率占所有公因子总方差贡献率真的比例作为权重进行加权求和，得到30个省市历年的可持续发展能力指数w（如表2所示）。
从总体均值来看，中国可持续发展能力从1985年以来呈现明显上升趋势，标准分布值显示，从1985—1988年的-0.9129上升到了2005—2008年的1.6390。但违背我们的常规思维所设定的是，最初1985—1988年的均值显示，优势最强的顺序为东北地区、西部地区、中部地区和东部地区。这种优劣势的区域分布直到2005—2008年也没有发生根本变化，由强到弱分别为中部地区、西部地区、东部地区和东北地区。除了东北地区的三个省以外，这一变化态势明显呈现内陆地区的可持续发展能力不断提高，而沿海地区的这一能力却不断弱化的趋势。而这一此消彼长的变化过程无疑是与中国对外开放由沿海向内陆地区迅速延伸的过程相伴随的。而且，对外开放全方位和全区域迅速深化过程中，表现出的可持续发展能力的区域分化现象明显自2000年开始。而从中国90年代大规模引进FDI以来，1998年达到一个拐点，而这之后，不同区域实际利用外资的结构和数量也明显表现出异质性波动的规律。而这些我们观察到的现象能否利用本文建立的理论模型来解释呢？接下来，我们就来实证检验这种设定的理论联系。
表2 各省市1985—2008年中六个时段的平均可持续发展能力指数
3.建立计量模型
本文基于省际面板数据对FDI占当年实际GDP的比例与综合可持续发展能力指数之间的关系进行分析。假定可持续发展能力指数是上期该指数、FDI占GDP比例与随机因素共同影响的结果。因此，建立如下计量模型：
witc+α·wi,t－1+β·FDIit+εit（3）
其中，w是可持续发展能力指数，下标i和t分别是省别及时间。FDI为当年FDI占GDP的比率。ε是随机误差项。我们采用30个省份的1985—2008年的数据进行分析。所有数据均转化为以1985年为基的可比数据序列。
（1）单位根检验
对于面板数据建立以下AR（1）过程：
yitρiyit－1+Xitδi+εit（4）
其中，i1,2,…,N，t1,2,…,Ti。N表示总截面数，Ti表示第i个截面的时期数，X表示模型中外生变量向量，包括了固定效应或时间趋势，εit服从IID分布。如果ρi<1，则说明序列是平稳的，如果ρi1，则说明序列含有单位根过程［13］。
根据截面数据是否含有相同单位根过程，可以将单位根检验方法分为同质单位根检验和异质单位根检验两类。前者又有LLC、Breitung和Hadri三种具体的方法；后者也有IPS、Fisher-ADF及Fisher-PP三种方法。虽然上述几种方法各有利弊，为使检验更加可信，我们同时运用LLC、Breitung、IPS、Fisher-ADF及Fisher-PP四种方法对使用的面板数据进行单位根检验。具体检验结果报告在表3中。
表3 面板数据单位根检验
注：根据这原始时间序列的观测，在对原始序列进行单位根过程检验中包含了截距项和实践趋势项；一阶差分时间序列只包括截距项；依据AIC信息准则，滞后阶数为2。
检验结果可以知道，FDI序列无论在哪一种工具下都是一阶单整的。但是对于W序列，却在五种检验方法之间出现了差异。LLC和Breitung的检验结果没有标明其一阶单整的性质，而IPS、ADF和PP-Fisher则一致性的表明了W面板序列的一阶单整性质。有此，我们认为，W和FDI两个面板数据序列均是一阶单整的，它们之间的回归关系要依赖于协整检验才能可信。
（2）协整检验
至于面板数据协整检验，一种是基于回归残差的检验理论，有Pedroni、Kao两种具体的方法，还有一类是基于最大似然比的理论，主要是Johansen-Fisher联合检验方法。Pedroni（1999）在E-G两步法回归残差的基础上，针对异质性面板数据，提出了四个组内和三个组间协整统计量。分别使用的是Philips和Perron两种非参数修正检验技术及ADF参数检验技术。它们的原假设均是无协整关系。Kao检验则是针对同质面板数据的，比较常用的是基于所有回归元严格外生的假定，得到协整系数后构建相应的t统计量，该统计量在原假设下服从正态分布。而Fisher则进一步将截面时间序列单位根检验结果加总至面板数据层面，并将之应用到异质性面板数据的协整检验。及令pi是耽搁截面Johansen协整检验的p值，假如不存在协整关系时，统计量为p－2∑Ni1logpi→χ2（2N），其中，N是截面的个数。
为稳妥起见，根据不同检验理论的适应性特点，我们选取Johansen联合检验和Kao检验两种方法对本文涉及的面板数据进行协整检验。结果报告在表4中。通过表4发现，两种检验方法均得到了W和FDI这二者之间的协整关系，并且在1%的水平上显著。因此，我们拒绝了无协整关系的零假设。并因此可以据此回归此二者之间的协整关系。
表4 面板数据协整检验
注：协整检验包含了截距项；AIC准则决定的最大滞后阶数为2。
（3）协整关系估计
根据中国引进FDI的时间变化态势，以1998作为研究时段的分界点，借以表现不同阶段引进的FDI对中国经济增长的可持续能力的影响；同时，为印证本文理论模型的推导结论，同时又将中国区分为东部、中部、西部和东北三个区域，在不同时段上研究FDI对这三个区域经济增长可持续能力的影响。表5是针对这二者的分时段、分区域的完全修正的最小二乘法（FMOLS）协整关系的估计结果。
所有方程的拟合度都非常好，调整后的R2值一般都高于99%。从全国层面来看，所有系数都在1%的水平上显著，但与刘渝林和曹华（2007）计算的结果略有差异。FDI对东道国经济增长的可持续能力的影响力度来看，虽然从1985—2008年全时段以及1985—1997年的引资前期与他们的计算得出的趋势一致，即引资前期，FDI具有显著正面的影响，而引资后期这种正面影响显著弱化。不同的是，本文的系数比他们的要低得多，而且，1998—2008年引资后期的FDI对中国经济增长可持续能力的影响虽然极端小，但也显著为正。因此，还没有得到1998年以后得FDI属于“福利恶化型”的结论，纵然这种恶化趋势很明显。
表5面板数据的时空协整关系估计
注：括号中表示统计量t值。lw表示可持续发展能力指数的滞后一期序列。
另外，我们也证明了可持续发展能力指数滞后一期的影响也非常显著。这不仅证明了模型设定的合理性，还说明了可持续发展能力的“棘轮效应”。但我们的结果要比刘渝林等（2007）的结果明显大得多，这可能是数据采集的时间长短不一致所引起的。
实际上，东部沿海省市引进FDI所导致的可持续发展能力的变化趋势完全与全国的趋势一致，而且，影响力度也相差无几。1998—2008年FDI的影响方面变为负值。看来，FDI的方面影响完全来自于东部地区和东北地区FDI的负面贡献。
中部地区FDI的正面效应虽然也像东部省市一样呈现不断弱化的趋势，如从显著的0.081下降为不显著的0.025，但效应值却要比相应时期的东部省市大得多。而西部地区的FDI虽然在全时段内依然呈现负面效应，但已经从不显著的引资前期的0.0006上升到了显著的0.022，略比中部地区低。而东北沿边地区也与东部沿海地区具有几乎一致的变化规律，FDI效应由前期的正效应转变为后期显著的负面效应。
因此，分时空的协整检验结果给予我们的整体印象就是：随着对外开放和引进外资的深化，沿海沿边地区的FDI对其可持续发展能力的影响由强变弱，甚至转化为负面效应；与之相反的是，内陆地区省市却由弱变强，越来越分享到了世界高生产率外资企业的技术、管理和产品的外溢好处，不断增强着它们可持续发展能力。假如与中国发生着密切联系的外资企业的技术水平在过去的25年内得到了显著提升的假定得到认可的话，那么，这种我们观察到的现象就可以利用本文建立的理论模型得到很好的解释。
四、结论和政策建议
外资企业作为逐利主体，其生产率的异质性必然影响到它们的生产组织形式及FDI的区位选择动机，并因此决定其在东道国的技术外溢效应、东道国福利水平及可持续发展能力。假如外资是为了节约贸易成本，更高生产率会激励其实施FDI；假如贸易成本主要是运输成本，则国外企业的生产率、FDI与东道国可持续发展能力这三者有着一脉相承的正向联动机制；假如贸易成本主要是关税等，生产率提高反而会弱化东道国福利和可持续发展能力；假如外资是为节约生产成本并具有较高生产率，生产率是否正向激励FDI存有阈值，生产率高于阈值，二者关系是反向的，反之则反；假如生产率提高到致使其将FDI转为出口，外资生产率与东道国可持续发展能力则反向变化。实证表明：1985—2008年间，内陆地区可持续发展能力不断提高，而沿海沿边却不断弱化的这一此消彼长的过程与中国90年代大规模引进FDI，1998年达到拐点后，不同区域利用外资的结构和数量也明显表现出异质性波动的规律一致，而可持续发展能力的区域分化也明显始自2000年。
因此，构建内陆开放型经济过程中外资政策的首要问题是端正思想，避免地区之间策略雷同性的引资竞争现象，以诱导外资合理布局。另外，还需着眼长远和夯实可持续发展能力，做好以下几个基础性问题：第一，着重劳动者的知识积累和教育投资，提高其整体素质；第二，从制度上不断提高劳动者在第一次分配中的份额，其实，古典的分工促进技术和社会进步的思想就可以导出劳动者报酬对于社会可持续发展的基础性作用［13］；第三，改革官员政绩考核指标体系，避免去轻发展过程、重短期结果的开放导向。
参考文献：
［1］ 郑秉文.如何从经济学角度看待“用工荒”［J］.经济学动态，2010，（3）：73-78.
［2］ Caves, R., Frankel,J., Jones,R. World Trade and Payments: An Introduction［M］.New Jersey: Addison Wesley,2002.
［3］ 杨勇.FDI技术外溢效应不确定性的古典解释与经济转型［J］.国际贸易问题，2011，（9）.
［4］ 刘渝林，曹华.防范“贫困化增长”的FDI甄别机制与评价指数的构建［J］.数量经济技术经济研究，2007，（5）：70-79.
［5］ Helpmen, E., Melitz,M.J., Yeaple,S.R. Export Versus FDI with Heterogeneous Firms［J］.The American Economic Review, 2004,94（1）: 300-316.
［6］ Head, K.,Ries, J.Heterogeneity and The FDI Versus Export Decision of Japanese Manufacturers［J］. Journal of the Japanese and International Economies, 2003, 17（4）: 448-467.
［7］ 刘渝林.防范“贫困化增长”：FDI甄别与区域差异性检验［J］.国际贸易问题，2010，（1）：101-109.
［8］ 成力为，孙玮，王九云.引资动机、外资特征与我国高技术产业自主创新效率［J］.中国软科学，2010，235（7）：45-57.
［9］ 杨勇.技术差距、企业行为与FDI技术外溢：理论及经验研究［J］.山西财经大学学报，2010，（8）.
［10］ Brander, J. Intra-Industry Trade in Indentiacal Commodities［J］.Journal of International Economics, 1981, （11）: 1-14.
［11］ Markusen, J. Trade and the Gains from Trade with Imperfect Competition［J］.Journal of International Economics, 1981, （11）:531-551.
［12］ 联合国贸发会统计手册［DB/OL］.http://stats.unctad.org/Handbook/TableViewer/tableView.aspx.2010-8-20
［13］ 易丹辉.数据分析与EViews应用［M］.北京：中国人民大学出版社，2008.315-320.
［14］ 杨勇.从全要素生产率看经济发展方式转型［N］.光明日报理论版，2010-07-20.
（责任编辑：杨全山）