市場規(guī)模、市場化程度與外商直接投資溢出——來自中國中部地區(qū)制造業(yè)的實(shí)證研究

陳著石

(合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,合肥　230601)

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市場規(guī)模、市場化程度與外商直接投資溢出
——來自中國中部地區(qū)制造業(yè)的實(shí)證研究

陳著石

(合肥工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,合肥230601)

摘要：采用中國中部地區(qū)9個省1990-2013年的面板數(shù)據(jù)，考察外商直接投資(FDI)溢出效應(yīng)在該地區(qū)制造業(yè)是否存在，并找出影響FDI溢出效應(yīng)的環(huán)境因素。結(jié)果表明，F(xiàn)DI對中部地區(qū)內(nèi)資制造業(yè)的溢出效應(yīng)是分階段逐步顯現(xiàn)的；市場規(guī)模沒有明顯促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮，而市場化程度對FDI溢出效應(yīng)具有顯著的積極影響，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)是隨著該地區(qū)市場化程度的提高而提高的；進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，政府對市場干預(yù)的減少、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以促進(jìn)中部地區(qū)制造業(yè)的FDI 溢出效應(yīng)；而產(chǎn)品市場發(fā)育、要素市場發(fā)育和市場法律環(huán)境不是影響FDI 溢出效應(yīng)的積極因素。最后提出相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；市場規(guī)模；市場化程度；溢出效應(yīng)

一、引言

改革開放以來，中國的外商直接投資(FDI)流入量逐年增加，這一方面為中國的技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)升級提供了機(jī)遇 , 另一方面也對國內(nèi)某些落后產(chǎn)業(yè)，特別是制造業(yè)的發(fā)展構(gòu)成了不小的沖擊。當(dāng)今世界制造業(yè)的格局正面臨著變化，新技術(shù)的發(fā)展、企業(yè)的變革及市場制度的完善對傳統(tǒng)制造業(yè)提出了新要求，而中國與其他依賴制造業(yè)的發(fā)展中國家都在設(shè)法使其國內(nèi)的制造業(yè)在新格局下獲得持續(xù)增長，以維持其國際競爭力。中國自改革開放以來的經(jīng)濟(jì)增長離不開制造業(yè)的貢獻(xiàn)，而大多數(shù)在中國的外商直接投資也都集中在制造業(yè)。近期東部沿海地區(qū)投資成本的上升導(dǎo)致外資制造業(yè)逐步向內(nèi)陸轉(zhuǎn)移，中部地區(qū)存在通過承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移從而實(shí)現(xiàn)其區(qū)域內(nèi)制造業(yè)升級的機(jī)遇。另外，當(dāng)前中國正處于以市場化改革為中心的經(jīng)濟(jì)體制改革新時期，中國國內(nèi)的市場規(guī)模龐大，市場化程度也在逐步加深，但部分地區(qū)距離完全的市場經(jīng)濟(jì)體系這一標(biāo)準(zhǔn)仍存有較大差距,這導(dǎo)致了一些影響經(jīng)濟(jì)效率的問題的產(chǎn)生,其中包括可能存在的對FDI溢出效應(yīng)的抑制問題。因此，如何評價中部地區(qū)制造業(yè)的FDI溢出效應(yīng)，以及市場規(guī)模和市場化程度對FDI溢出效應(yīng)的影響，有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)在理論上已經(jīng)得到學(xué)界普遍認(rèn)同, 但是大部分對FDI技術(shù)外溢效應(yīng)影響因素的研究都局限于一國或地區(qū)的局部或者顯性因素上，對制度環(huán)境因素則關(guān)注不夠。這顯然無法全面闡述在國內(nèi)市場化轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)體制改革的政策環(huán)境下，龐大的市場規(guī)模和逐步加深的市場化程度如何影響FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。本文選取市場規(guī)模作為投資環(huán)境的顯性因素，市場化程度作為制度因素，以期能夠從不同方面綜合考察投資環(huán)境對FDI溢出效應(yīng)的影響。研究擬分為以下幾步驟：首先通過中國中部地區(qū)9個省1990-2013年的面板數(shù)據(jù)，考察FDI溢出效應(yīng)在該地區(qū)制造業(yè)是否存在，并將樣本期合理劃分成三階段，以體現(xiàn)出FDI溢出效應(yīng)的動態(tài)特點(diǎn)，從而提出可能造成這一變化的環(huán)境因素；之后將環(huán)境因素分為市場規(guī)模和市場化程度兩方面，分別檢驗(yàn)其對FDI溢出效應(yīng)是否具有促進(jìn)作用，并據(jù)此提出具體的政策建議。

二、模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

1.模型設(shè)定

(1) 基礎(chǔ)模型在模型的設(shè)定上，本文借鑒了技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動的內(nèi)生增長模型，以描述FDI技術(shù)溢出對內(nèi)資部門經(jīng)濟(jì)效率的影響：

(1)

其中，下標(biāo) i 和 t 分別代表各省區(qū)和時期，TFP為各省區(qū)內(nèi)資制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率，F(xiàn)為FDI技術(shù)溢出指標(biāo)，Z為影響經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率的若干控制變量，η為面板數(shù)據(jù)模型截距項(xiàng)，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。為了反映FDI溢出效應(yīng)以外影響經(jīng)濟(jì)效率的因素，需加入相應(yīng)的控制變量，否則有可能會高估FDI溢出效應(yīng)，同時擬合度也可能受影響。除了FDI溢出效應(yīng)外，外貿(mào)引起的技術(shù)溢出、固定資產(chǎn)投資增速、人力資本水平以及本地內(nèi)資部門的研發(fā)都有可能提高內(nèi)資部門的經(jīng)濟(jì)效率。于是引入下列控制變量: 通過進(jìn)口產(chǎn)生的技術(shù)溢出M、固定資產(chǎn)投資率I、人力資本存量H、國內(nèi)技術(shù)水平D。

(2) 擴(kuò)展模型在討論FDI溢出效應(yīng)是否存在的同時，本文也試圖確認(rèn)影響FDI溢出效應(yīng)的環(huán)境因素。于是在模型(1)的基礎(chǔ)上，引入了新解釋變量：FDI溢出效應(yīng)的影響因素E(描述外商投資環(huán)境)，以及FDI溢出指標(biāo)和FDI溢出效應(yīng)影響因素的交互項(xiàng)E×F，得到模型(2)：

(2)

為了確保交互項(xiàng)沒有替代FDI溢出效應(yīng)及其影響因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響，回歸方程中依然保留了這兩個變量。對FDI溢出效應(yīng)影響因素的討論主要從兩方面展開：用市場規(guī)模代表投資環(huán)境中的顯性因素；用市場化程度代表制度環(huán)境。這兩個因素共同影響FDI溢出效應(yīng)，但有可能存在相互干擾，很難明確區(qū)分。所以這里將市場化程度和市場規(guī)模兩個變量分別引入回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

外商投資環(huán)境對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，可以體現(xiàn)在模型(2)中的系數(shù)β2上。如果該交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)結(jié)果是顯著的，這意味著FDI溢出效應(yīng)取決于投資環(huán)境。如果交互項(xiàng)的系數(shù)顯著大于零, 表明投資環(huán)境有利于外商直接投資技術(shù)溢出的產(chǎn)生；如果該系數(shù)為負(fù)，說明投資環(huán)境會抑制外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。

計(jì)量方法上，首先通過散點(diǎn)圖分析模型形式，將市場化程度MARKET及其與FDI溢出指標(biāo)F的交互項(xiàng)以外的各變量取對數(shù)，以降低各變量之間可能存在的非線性關(guān)系和異方差。對于可能出現(xiàn)的DW值接近 0或4、存在自相關(guān)的情況，需通過統(tǒng)計(jì)軟件在模型中加入變量AR(1)。如果AR(1)的系數(shù)顯著的不為零，DW的值接近于2，則說明模型已消除了自相關(guān)。

常用的面板數(shù)據(jù)模型一般分三種類型：混合模型、固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型。個體效應(yīng)問題在這里具體表現(xiàn)為：很難區(qū)分較高的全要素生產(chǎn)率是當(dāng)?shù)毓逃械牡貐^(qū)優(yōu)勢造成的還是外資進(jìn)入造成的，外資往往會選擇生產(chǎn)率高的地區(qū)，于是即使沒有發(fā)生外溢效應(yīng)，外資溢出指標(biāo)與生產(chǎn)率之間也是正相關(guān)的，這會高估溢出效應(yīng)。于是需要對可能存在的個體效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

對于選擇混合模型還是固定效應(yīng)模型，一般采用F檢驗(yàn)。由于混合模型的假設(shè)一般與實(shí)際情況不符，這里跳過F檢驗(yàn)。對于選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，采用的是Hausman檢驗(yàn)，即通過判別兩種模型估計(jì)結(jié)果差異的非零顯著性，從而檢驗(yàn)是否存在固定效應(yīng)。如果H統(tǒng)計(jì)量的p值低于5%，選擇固定效應(yīng)模型。對固定效益模型一般運(yùn)用組內(nèi)估計(jì)法；對隨機(jī)效應(yīng)模型運(yùn)用GLS的估計(jì)結(jié)果是一致和有效的。由于篇幅所限，這里省去了對個體效應(yīng)截距項(xiàng)和變量AR(1)系數(shù)的報告。

2.主要變量說明

(1) 內(nèi)資制造業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP本文直接選取TFP的水平量作為技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)度量中部地區(qū)各省內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，運(yùn)用的是依據(jù)C-D模型的參數(shù)法：

TFP=Y/KɑLβ

式中, Y、K和L分別表示內(nèi)資部門的產(chǎn)出、資本存量和勞動力投入。ɑ與β分別是資本存量和勞動力投入對于產(chǎn)出的彈性系數(shù), 并且ɑ與β之和等于 1。對于資本和勞動的產(chǎn)出彈性，國內(nèi)學(xué)者給出了許多估算，被采用的數(shù)值一般是ɑ=0.4 和β=0.6(葉裕民,2002)[1]。Y、K、L分別由內(nèi)資制造業(yè)工業(yè)增加值、內(nèi)資制造業(yè)固定資本存量和內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)年底就業(yè)人數(shù)表示。

內(nèi)資制造業(yè)工業(yè)增加值存在統(tǒng)計(jì)缺失的部分,可以由該地區(qū)制造業(yè)工業(yè)增加值減去規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)中的的外資企業(yè)工業(yè)增加值近似估計(jì),并通過工業(yè)品價格指數(shù)對工業(yè)增加值進(jìn)行平減處理(以1990年為不變價格)。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的中部地區(qū) 9個省區(qū) 1990-2013年期間分地區(qū)、行業(yè)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北。

對于內(nèi)資制造業(yè)固定資本存量，可以先通過《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》匯總獲得各省區(qū)的制造業(yè)固定資產(chǎn)投資額。內(nèi)資制造業(yè)固定資產(chǎn)投資額由制造業(yè)固定資產(chǎn)投資額減去外資企業(yè)固定資產(chǎn)投資額得到近似估計(jì)。通過永續(xù)盤存法計(jì)算固定資本存量，并使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)折算為不變價的固定資本存量。固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)缺失部分由工業(yè)品價格指數(shù)來代替。固定資本折舊率取值5%。

內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)年底就業(yè)人數(shù)，通過《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》匯總的各制造業(yè)行業(yè)年底就業(yè)人數(shù)合計(jì)，再減去外資企業(yè)年底就業(yè)人數(shù)近似估計(jì)得到。

(2) FDI技術(shù)溢出指標(biāo)F該變量的系數(shù)反映外商直接投資對內(nèi)資制造業(yè)技術(shù)外溢效應(yīng)的大小。如果該系數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著大于零，則說明FDI對內(nèi)資制造業(yè)產(chǎn)生了溢出效應(yīng)；如果該系數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著小于零，則說明外商直接投資對內(nèi)資制造業(yè)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。

借鑒L-P模型[2]度量FDI技術(shù)溢出指標(biāo)F，具體計(jì)算如下所示：

其中n表示對東道國存在技術(shù)溢出的國家數(shù)量，這里選取 G-7 以及香港 、韓國 、新加坡作為FDI溢出來源地，即 n = 10。 Fit表示t 期通過FDI 渠道流入東道國i省的國外研發(fā)投入總額， Sjt是 t 期 j國的研發(fā)投入支出， FDIjt是 t 期 j 國對東道國的直接投資總額 ， Kjt是 t 期 j 國的固定資本形成。 Vit是i省的FDI引入量占全國的比重。有關(guān)數(shù)據(jù)來源于OECD統(tǒng)計(jì)資料中的 《主要科學(xué)技術(shù)指標(biāo)》《對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省(市)統(tǒng)計(jì)年鑒。

(3) FDI溢出效應(yīng)的影響因素E本文分別從市場規(guī)模和市場化程度兩方面考察FDI溢出效應(yīng)的影響因素。對于一國或地區(qū)的市場規(guī)模,不同的學(xué)者根據(jù)其研究目的,往往會選擇不同的指標(biāo)。由于GDP是按國土原則核算的生產(chǎn)經(jīng)營的最終成果，外資在中國境內(nèi)創(chuàng)造的產(chǎn)值就應(yīng)該計(jì)算在GDP中，這可能會造成模型(2)的多重共線性問題。所以在借鑒以往研究的基礎(chǔ)上，可以通過按國民原則核算的該地區(qū)實(shí)際人均GNP(PGNP)反映各省份市場規(guī)模的大小，以規(guī)避這一問題。

以往研究多是以國有經(jīng)濟(jì)成分來表示市場競爭程度，與此不同，本文采用的則是樊綱和王小魯?shù)取吨袊袌龌笖?shù)：各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告》[3]中測算的各省市市場化指數(shù)(MARKET)。該指數(shù)除總得分外，分為五個分項(xiàng)得分，包括政府與市場的關(guān)系、非國有化水平、產(chǎn)品市場的發(fā)育、要素市場的發(fā)育、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。缺失時期的指數(shù)采用趨勢外推法進(jìn)行了補(bǔ)充。

(4) 通過外貿(mào)渠道產(chǎn)生的技術(shù)溢出M借鑒Coe和Helpman(1995)[4]的方法對以國際貿(mào)易為途徑的技術(shù)溢出進(jìn)行度量，具體計(jì)算如下所示：

與上述L-P模型相似，假定考慮 n 個國家對東道國存在國際技術(shù)溢出 ， IMit是 t 期通過進(jìn)口渠道流入東道國i省的國外研發(fā)投入總額， Sjt是t期 j國的R&D支出， IMjt是t 期東道國從 j 國的進(jìn)口總額， GDPjt是j國t期的國內(nèi)生產(chǎn)總值，Vit是t期i省的進(jìn)口占中國進(jìn)口總額的比重。

(5) 固定資產(chǎn)投資率I該變量可以控制設(shè)備投入更新導(dǎo)致的內(nèi)資制造業(yè)生產(chǎn)率水平的提升，其指標(biāo)采用的是固定資產(chǎn)價格指數(shù)平減后的實(shí)際固定資產(chǎn)投資占實(shí)際GDP的比重。

(6) 人力資本 H對中國人力資本存量的度量學(xué)界普遍采用的是受教育年限法,即將某一年齡及其以上人口按照學(xué)歷分類，然后用各種學(xué)歷相對應(yīng)的教育年限對各種學(xué)歷相對應(yīng)的人口數(shù)量進(jìn)行加權(quán)求和，再將求和的結(jié)果除以這一年齡及其以上人口總量，所得到的比值就是這一年齡及其以上的全體人口的平均受教育年限。李秀敏(2007)[5]用此方法估計(jì)了1990-2004年全國各省、自治區(qū)、直轄市的平均受教育年限，可以直接引用其數(shù)據(jù)。2005-2013年全國各省、自治區(qū)、直轄市的平均受教育年限可根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)求出。

(7) 東道國技術(shù)水平D國內(nèi)的技術(shù)水平以東道國研發(fā)存量來表示，并通過永續(xù)盤存法計(jì)算得到?；诘难邪l(fā)存量則根據(jù) Griliches(1980)[6]方法計(jì)算所得。采用如下的公式計(jì)算:

S0、St、St-1是基期、t期、(t-1)期研發(fā)存量， RD0、RDt是基期、t期研發(fā)投入，ρ是折舊率，g是樣本期內(nèi)研發(fā)投入平均增長率。RD由各地區(qū)研究與發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額表示。相對于固定資本，技術(shù)具有更短的生命周期，因此 R&D 資本的折舊率取值高于固定資本折舊率，取9%。變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表 1。

表1　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

三、實(shí)證分析

表2報告了基本模型和擴(kuò)展模型的估計(jì)結(jié)果。其中模型(1)報告了FDI溢出效應(yīng)的初步估計(jì)結(jié)果；模型(2)(E-lnPGNP)報告了在基礎(chǔ)模型中加入市場規(guī)模指標(biāo)(PGNP)及其與FDI技術(shù)溢出指標(biāo)交叉項(xiàng)(PGNP×F)的估計(jì)結(jié)果；模型(2)(E-MARKET)報告了在基礎(chǔ)模型中加入市場化指數(shù)總得分(MARKET)及其與FDI技術(shù)溢出指標(biāo)的交叉項(xiàng)(MARKET×F)的估計(jì)結(jié)果；模型(3)報告了FDI溢出效應(yīng)的分階段估計(jì)結(jié)果。

表2　回歸結(jié)果1

續(xù)表

注：*、**和***分別表示在10%、5%和 1%的水平上顯著。

1.FDI溢出效應(yīng)回歸結(jié)果

上頁表2中的模型(1)報告了FDI 溢出效應(yīng)的初步估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，Hausman統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)的p值小于0.05，即推翻原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型?？蓻Q系數(shù)是0.73，擬合效果一般。lnF的系數(shù)是0.187，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，即FDI可能具有一定溢出效應(yīng)但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，這說明在樣本期內(nèi)，外商直接投資對中部地區(qū)內(nèi)資制造業(yè)并沒有明顯的促進(jìn)作用。首先這可能與中部地區(qū)的外資結(jié)構(gòu)有關(guān)。中部地區(qū)制造業(yè)的外資主要是勞動密集型，一般附加值小，技術(shù)水平低，不利于FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮?？鐕具M(jìn)入后也有可能爭奪部分創(chuàng)新型內(nèi)資企業(yè)的市場份額，抑制了內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)活動。在政策方面，地方政府出臺過多的外資優(yōu)惠政策，卻反倒可能造成內(nèi)外資的優(yōu)惠政策的差距過大，從而擠出國內(nèi)投資，特別是相對更有效率的私營企業(yè)投資?？刂谱兞康墓烙?jì)結(jié)果符合新增長理論，在此不再贅述。

2. FDI溢出效應(yīng)分階段回歸結(jié)果

接下來根據(jù)中國利用外資的進(jìn)展將樣本期分為三個階段，以期進(jìn)一步確認(rèn)不同階段FDI溢出效應(yīng)的存在與否。在樣本期內(nèi)，中國實(shí)際利用外資量有三個較為明顯的拐點(diǎn)： 1992年，全面推進(jìn)的市場化體制改革導(dǎo)致了外資的大量進(jìn)入； 1998年，亞洲金融危機(jī)導(dǎo)致中國的出口和增長受到有限的影響； 2008年，全球金融危機(jī)導(dǎo)致出口和外商投資的驟減。根據(jù)上述拐點(diǎn)可以將樣本期分為三個階段。第一階段為：1990年-1997年；第二階段為：1998年-2007年；第三階段為：2008年-2013年。

按上述階段劃分把樣本分為三個組別，引入虛擬變量，通過模型(3)討論FDI對中部地區(qū)內(nèi)資制造業(yè)溢出效應(yīng)的動態(tài)特點(diǎn)。將歸入第一階段的樣本作為參照組，虛擬變量在樣本歸入第二階段設(shè)定為 1，否則為 0。虛擬變量D1在樣本歸入第三階段設(shè)定為 1，否則為 0。虛擬變量D1和虛擬變量D2與F 交互項(xiàng)為：β1F +β2F×D1+β2F×D2。第三階段FDI的溢出效應(yīng)為β1+β2，第二階段FDI的溢出效應(yīng)為β1+β2，第一階段FDI的溢出效應(yīng)為β2。

(3)

上頁表2中模型(3)的報告顯示， 第一階段FDI溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果為0.220，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)。第二階段的FDI溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果為0.461，在5%的水平上顯著。這表明對于中部地區(qū)制造業(yè)，明顯的FDI溢出效應(yīng)直至第二階段才產(chǎn)生。根據(jù)Blomstrom(1994)[7]和Borenztein(1998)[8]提出的發(fā)展門檻理論，在第一階段之所以沒有產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)，是因?yàn)橹胁康貐^(qū)的勞動力、基礎(chǔ)設(shè)施和制度水平達(dá)不到發(fā)展門檻；而在第二階段，該地區(qū)在進(jìn)一步完善投資環(huán)境后，基本達(dá)到了發(fā)展門檻，因此產(chǎn)生了明顯的溢出效應(yīng)。第三階段的FDI溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果為0.582，在5%的水平上顯著。這說明FDI對中部地區(qū)內(nèi)資制造業(yè)的溢出效應(yīng)較之前一個時期有所提高。原因可能在于，當(dāng)中部地區(qū)跨過發(fā)展門檻后，其內(nèi)資部門競爭力的提高致使外資部門為保持競爭優(yōu)勢引進(jìn)額外的技術(shù)，從而產(chǎn)生新的溢出效應(yīng)[9]。此外，中部地區(qū)在國際金融危機(jī)后憑借更低的生產(chǎn)成本和投資環(huán)境的改善吸引沿海地區(qū)外資制造業(yè)向內(nèi)陸轉(zhuǎn)移，也在一定程度上促進(jìn)了該地區(qū)FDI溢出效應(yīng)的提升。綜上所述，F(xiàn)DI對中部地區(qū)內(nèi)資制造業(yè)的溢出效應(yīng)是分階段逐步顯現(xiàn)的，由此可以推測其原因可能在于投資環(huán)境的變化，環(huán)境因素的改善有利于發(fā)揮 FDI 的溢出效應(yīng)。因此接下來的討論重點(diǎn)在于找出影響FDI溢出效應(yīng)的環(huán)境因素，即代表顯性因素的市場規(guī)?；蛘叽碇贫纫蛩氐氖袌龌潭仁欠駥DI溢出效應(yīng)有顯著影響，及其影響是如何產(chǎn)生的。

3.市場規(guī)模對FDI溢出效應(yīng)的影響

上頁表2中模型(2) (E-lnPGNP)報告了在基礎(chǔ)模型中加入市場規(guī)模指標(biāo)(PGNP)及其與FDI技術(shù)溢出指標(biāo)交叉項(xiàng)(PGNP×F)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，F(xiàn)與PGNP的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.045，但不顯著，這表明市場規(guī)模對FDI溢出效應(yīng)的沒有明顯促進(jìn)作用，市場規(guī)模大反而可能抑制FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。這可能是由于跨國公司在投資選擇時存在不同的動因：成本導(dǎo)向說認(rèn)為國家間要素稟賦的差異尤其是勞動力成本的差異, 是外商投資選擇的主要決定因素；而市場導(dǎo)向說則強(qiáng)調(diào)潛在市場規(guī)模對吸引 FDI的重要性。由于人均GNP在表示購買力水平的同時也潛在地代表了該地區(qū)的總體工資水平，即勞動力成本，所以F與PGNP的交互項(xiàng)系數(shù)的系數(shù)實(shí)際捕捉的是兩種對FDI溢出效應(yīng)有相反作用的影響。在中部地區(qū)，外商在制造業(yè)的投資更可能是成本導(dǎo)向型的，外資選擇在中部投資主要是出于成本考慮而不是市場。制造業(yè)投資對用工成本等要素價格較其他產(chǎn)業(yè)更加敏感，所以市場規(guī)模大的地區(qū)同時勞動力成本也較高，這就抑制了FDI對當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)的溢出效應(yīng)。因此可以推測上述投資環(huán)境的改善，并不在于市場規(guī)模，而是來源于制度環(huán)境的改善，即市場化程度的提高。

4.市場化程度對FDI溢出效應(yīng)的影響

前文表2中模型(2)(E-MARKET)報告了在基礎(chǔ)模型中加入市場化指數(shù)總得分(MARKET)及其與FDI技術(shù)溢出指標(biāo)交叉項(xiàng)(MARKET×F)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，F(xiàn)與MARKET的交互項(xiàng)系數(shù)為0.097，在10%水平上顯著。這表明市場化程度對于FDI溢出效應(yīng)具有顯著影響：FDI溢出對中部地區(qū)內(nèi)資制造業(yè)效率的改善是隨著該地區(qū)市場化程度的提高而提高的，市場化轉(zhuǎn)型能有效促進(jìn)FDI溢出機(jī)制的效率。這表明一國或地區(qū)的制度環(huán)境是 FDI 通過溢出效應(yīng)發(fā)揮積極作用的重要條件[10]。良好的制度環(huán)境甚至可以克服諸如外資結(jié)構(gòu)不佳、經(jīng)濟(jì)開放度不夠以及政策失靈等問題。因此，擴(kuò)大 FDI 對中部地區(qū)內(nèi)資制造業(yè)的溢出效應(yīng)需要提高該地區(qū)的市場化程度。

5.市場化分項(xiàng)得分的回歸結(jié)果

對市場化指數(shù)總得分的回歸確認(rèn)了市場化程度對FDI溢出效應(yīng)的積極影響，要進(jìn)一步討論市場化程度如何具體影響FDI溢出效應(yīng)并從中得出政策性建議，則需從市場化指數(shù)的分指標(biāo)出發(fā)，對各分項(xiàng)得分進(jìn)行回歸以細(xì)化分析不同的制度環(huán)境因素與 FDI 溢出效應(yīng)的關(guān)系。市場化指數(shù)分為以下分指標(biāo)：政府與市場的關(guān)系、非國有化水平、產(chǎn)品市場的發(fā)育、要素市場的發(fā)育、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。具體結(jié)果如下頁表3所示。

政府干預(yù)減少的分指標(biāo)market1與FDI溢出指標(biāo)F的交互項(xiàng)系數(shù)為0.711，在5%水平顯著。這說明政府減少對經(jīng)濟(jì)(主要是地方經(jīng)濟(jì)和微觀經(jīng)濟(jì))的干預(yù)有利于FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮，而政府對經(jīng)濟(jì)過度管制，比如對資源分配的過度控制、較高的國有化成分、不合理的引資政策導(dǎo)致的產(chǎn)能過剩等，會抑制FDI溢出效應(yīng)。

非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展分指標(biāo)market2與 FDI 溢出變量F的交互項(xiàng)系數(shù)為0.562，在5%的水平顯著。這說明降低中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的國有化成分有利于 FDI 對當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)溢出效應(yīng)的發(fā)揮。內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)差距不大時， 外資的進(jìn)入會促進(jìn)內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新[11]。而內(nèi)資制造業(yè)中的私營企業(yè)由于在競爭的市場環(huán)境中，相較于國有制造業(yè)企業(yè)具有更大的研發(fā)動力，與外資制造業(yè)的技術(shù)差距相對較小。因此，發(fā)展中部地區(qū)非國有制造業(yè)企業(yè)，可以進(jìn)一步縮小該地區(qū)內(nèi)外資部門間的技術(shù)差距，從而促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。

產(chǎn)品市場發(fā)育分指標(biāo)market3與 FDI 溢出變量F的交互項(xiàng)系數(shù)為0.216，但沒有通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)。這說明中部地區(qū)產(chǎn)品市場的發(fā)育沒有積極促進(jìn)當(dāng)?shù)氐腇DI溢出效應(yīng)。原因可能在于，在中部地區(qū)，本地產(chǎn)品受到過大的地方保護(hù)，不利于市場充分競爭，因此本地制造業(yè)企業(yè)無法通過競爭效應(yīng)產(chǎn)生水平方向的FDI溢出；而完整供應(yīng)鏈的缺乏則導(dǎo)致內(nèi)資企業(yè)很難通過示范效應(yīng)產(chǎn)生垂直方向的FDI溢出。

要素市場發(fā)育分指標(biāo)market4與FDI溢出變量F的交互項(xiàng)系數(shù)為0.023，但不顯著。這說明中部地區(qū)要素市場的發(fā)育沒有明顯促進(jìn)當(dāng)?shù)谾DI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。這可能是出于該地區(qū)金融業(yè)市場化水平的不足。目前在全國大部分地區(qū)，信貸資金或多或少都存在配置扭曲現(xiàn)象，國有銀行對非國有企業(yè)的信貸資金分配限制，造成了一些具有效率和競爭力的非國有內(nèi)資企業(yè)的資金緊張，制約了其通過FDI溢出效應(yīng)進(jìn)行的產(chǎn)業(yè)升級[12]。另外，內(nèi)外資企業(yè)間的勞動力流動不足也可能影響到溢出效應(yīng)的發(fā)揮。

市場中介和法律分指標(biāo)market5與 FDI 溢出變量F的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.074，不顯著。這說明在中部地區(qū)，市場中介組織和基本法律環(huán)境還不夠完善，無法對外資企業(yè)本地化經(jīng)營提供有效的協(xié)助。而審批、市場準(zhǔn)入許可和價格管制等形式的管制給外資企業(yè)造成了額外的經(jīng)營和法律風(fēng)險，不利于FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。

表3　回歸結(jié)果2

注：*、**和***分別表示在 10%、5%和 1%的水平上顯著。

四、結(jié)論和政策建議

本文的實(shí)證結(jié)果表明，由于門檻效應(yīng)的存在，F(xiàn)DI對中部地區(qū)制造業(yè)的溢出效應(yīng)是分階段逐步顯現(xiàn)的。通過對市場規(guī)模和市場化程度這兩個具有代表性的環(huán)境因素進(jìn)行分析表明，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)在中部地區(qū)制造業(yè)中的存在與否，在很大程度上依賴于市場化轉(zhuǎn)型這一制度條件，而不是市場規(guī)模這一顯性條件。FDI對中部地區(qū)制造業(yè)的溢出效應(yīng)隨著市場化程度的提高而提高。進(jìn)一步對市場化指數(shù)分指標(biāo)的分析發(fā)現(xiàn)，政府對市場干預(yù)的減少、非國有化經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以促進(jìn)中部地區(qū)制造業(yè)的FDI 溢出效應(yīng)；而產(chǎn)品市場發(fā)育、要素市場發(fā)育和市場法律環(huán)境不是影響中部地區(qū)制造業(yè)的FDI 溢出效應(yīng)的積極因素。因此，相應(yīng)的政策建議是：

第一，對于勞動密集型的內(nèi)資制造業(yè)，重點(diǎn)在于鼓勵內(nèi)資企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動，提高內(nèi)資企業(yè)技術(shù)水平。實(shí)證結(jié)果表明，對FDI溢出效應(yīng)具有促進(jìn)作用的環(huán)境因素是市場化程度而不是市場規(guī)模。市場規(guī)模在理論上是影響外商投資選擇的重要因素，但市場規(guī)模的擴(kuò)大也意味著工資水平的提高，從而降低外商在當(dāng)?shù)氐耐顿Y意愿，進(jìn)而抑制了當(dāng)?shù)貏趧用芗托袠I(yè)的FDI溢出效應(yīng)。因此中部地區(qū)的制造業(yè)需要進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級，幫助勞動力密集型企業(yè)轉(zhuǎn)型成資本、技術(shù)密集型企業(yè)，以擺脫對勞動力成本的依賴，從而降低外商投資選擇時成本因素的負(fù)面影響，充分發(fā)揮市場規(guī)模的積極作用。

第二，中部地區(qū)在市場化進(jìn)程中需建立和完善制度環(huán)境。從實(shí)證結(jié)果可以看出，市場化程度的提高可以促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。因此，中部地區(qū)需進(jìn)一步改善制度環(huán)境，為潛在的投資者營造一個更加透明的制度環(huán)境，可以通過競爭效應(yīng)和示范效應(yīng)提升資源配置效率，促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。在有些地方，由于存在著“GDP競爭”的角逐和地方保護(hù)主義，推進(jìn)市場化進(jìn)程可能無法在短期內(nèi)產(chǎn)生可觀的績效，但應(yīng)當(dāng)看到，建立完善的市場化制度環(huán)境對長期經(jīng)濟(jì)增長具有很大的幫助。

第三，中部地區(qū)可以考慮從以下幾方面逐步建立市場化的制度環(huán)境。一是減少政府對市場的干預(yù)，促進(jìn)非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，完善市場競爭秩序。實(shí)證結(jié)果表明，減少政府對市場的干預(yù)、降低經(jīng)濟(jì)的國有化成分有利于FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。一方面，過多的外資優(yōu)惠政策會造成內(nèi)外資的優(yōu)惠政策的差距過大，反倒可能擠出國內(nèi)投資，特別是相對更有效率的私營企業(yè)投資。因此，逐步取消外資企業(yè)獨(dú)享的優(yōu)惠條件，有利于營造公平競爭的市場環(huán)境，有助于消除寡頭利潤，促進(jìn)內(nèi)資企業(yè)發(fā)展進(jìn)而提高東道國地區(qū)的福利。另一方面，繼續(xù)推進(jìn)國有企業(yè)經(jīng)營機(jī)制改革，讓國有企業(yè)和非國有企業(yè)平等競爭，同時減少對企業(yè)的規(guī)制、價格控制及其它尋租活動。二是糾正長期存在的、對非國有企業(yè)的歧視性制度。實(shí)證結(jié)果說明，中部地區(qū)要素市場的發(fā)育沒有明顯促進(jìn)當(dāng)?shù)谾DI溢出效應(yīng)的發(fā)揮，而要素市場的問題主要在于金融業(yè)市場化水平的不足。國有銀行對非國有企業(yè)的信貸分配限制，造成了一些有競爭力的非國有內(nèi)資企業(yè)的資金緊張，制約了其通過FDI溢出效應(yīng)進(jìn)行的產(chǎn)業(yè)升級。因此，消除在信貸和市場準(zhǔn)入等方面對非國有企業(yè)的歧視現(xiàn)象，對有能力承接、轉(zhuǎn)化FDI溢出的非國有企業(yè)可以在政策、資金方面給予扶植。三是建立競爭性的要素市場，推進(jìn)要素市場改革，健全資本、土地市場的制度規(guī)范，提高要素市場交易的透明度，引導(dǎo)更多的信貸、土地投向有效率的內(nèi)資企業(yè)，使更多的內(nèi)資企業(yè)有能力去承接與轉(zhuǎn)化FDI技術(shù)溢出。四是推動司法制度的完善。實(shí)證結(jié)果表明，中部地區(qū)的市場中介組織和基本法律環(huán)境還不夠完善，無法對外資企業(yè)的長期經(jīng)營提供有效協(xié)助。因此，需減少直接審批、市場準(zhǔn)入許可以及價格管制等直接干預(yù)企業(yè)的活動，為外資企業(yè)的本地化經(jīng)營建立值得信賴和依靠的法律環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

[1]葉裕民.全國及各省區(qū)市全要素生產(chǎn)率的計(jì)算和分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2002，(3)：47-66.

[2]Bruno van Potelsberghe de la Poterie， Frank Lichtenberg. Does Foreign Direct Investment Transfer Technology across Borders?[J]. The Review of Economics and Statistics, 2001,(3)：490-497.

[3]樊綱，王小魯.中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

[4]D.Coe，E.Helpman. International R&D Spilovers[J]. European Economic Review,1995,(39):859-887.

[5]李秀敏. 人力資本、人力資本結(jié)構(gòu)與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展——來自中國省級區(qū)域的證據(jù)[J]. 華中師范大學(xué)學(xué)報(人文社會科學(xué)版)，2007，(3)：34-45.

[6]Griliches, Zvi. R & D and the Productivity Slowdown[J].American Economic Review, 1980, (2): 343-348.

[7]A Kokko, M Blomstrom. Policies to encourage inflows of technology through foreign multinationals[J]. World Development, 1995, (3): 459-468.

[8]E Borensztein，JD Gregorio, JW Lee. How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth?[J]. Journal of International Economics,1998, (45):115 -135.

[9]羅軍，陳建國. 研發(fā)投入門檻、外商直接投資與中國創(chuàng)新能力——基于門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)[J]. 國際貿(mào)易問題，2014，(8)：54-61.

[10]蔣殿春，張宇. FDI技術(shù)外溢的地區(qū)差異與門檻效應(yīng)——基于DEA與中國省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2007，(5)：52-61.

[11]陳濤濤，陳嬌. 行業(yè)增長因素與我國FDI行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2006，(6)：50-58.

[12]王勇，王惠娜. 外商直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響研究[J]. 中國外資，2014，(4)：24-31.

(責(zé)任編輯謝媛媛)

Market Size, Marketization Degree and Technology Spillovers of Foreign Direct Investment：

An Empirical Study of Manufacturing Industry in Central China

CHEN Zhu-shi

(School of Economics, Hefei University of Technology, Hefei 230601, China)

Abstract:By using the panel data of nine provinces, autonomous regions and municipalities in central China from 1990 to 2013, this paper explores whether the technology spillovers of foreign direct investment(FDI) have impact on the manufacturing industry in central China and tries to find out the factors that influence the spillovers of FDI. The result indicates that the spillover effect of FDI on the manufacturing industry in central China gradually emerges by stages; the marketization degree has significant positive effect on the technology spillovers of FDI instead of market size, with higher degree of marketization, more technological progress from the inflow of FDI is gained. It is also found that the decrease of government intervention and the development of non-state owned economy can be helpful for the local firms to benefit from the technology spillovers of FDI, but the product market, factor market and legal environment still have no significant effect on FDI spillovers. The corresponding policy recommendations are provided based on the conclusions.

Key words:foreign direct investment(FDI); market size; marketization degree; spillover effect

中圖分類號：F424;F224

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1008-3634(2016)01-0035-09

作者簡介：陳著石(1987-)，男，安徽合肥人，碩士生。

收稿日期：2015-07-24；修回日期：2015-09-02