FDI、全球價值鏈嵌入與全要素生產(chǎn)率

姜能鵬 陳經(jīng)偉

摘要：利用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》中1998-2009年相互匹配的數(shù)據(jù)，對微觀層面企業(yè)全球價值鏈嵌入度和全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測度，考察外商直接投資（FDI）對中國企業(yè)全球價值鏈嵌入的影響;還基于中介效應(yīng)基本原理構(gòu)建實證模型，對全球價值鏈機制下FDI影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制進(jìn)行檢驗，同時論證了FDI對不同所有制企業(yè)的作用具體異質(zhì)性特征?；窘Y(jié)論為：（1）中國在對外開放過程中FDI對中國企業(yè)作用機制顯著，即中國企業(yè)可通過FDI促進(jìn)其全球價值鏈嵌入度并提升中國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率;（2）FDI對國內(nèi)外資企業(yè)嵌入全球價值鏈的促進(jìn)作用最為顯著，民營企業(yè)次之，對國有企業(yè)的作用比較弱。

關(guān)鍵詞：FDI;全球價值鏈嵌入;全要素生產(chǎn)率

中圖分類號：F01? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2019）01-0050-10

一、引言及文獻(xiàn)回顧

在經(jīng)濟(jì)全球化和新工業(yè)革命的背景下，各國的生產(chǎn)方式和產(chǎn)業(yè)組織形式正發(fā)生著顛覆性的變革，過去依托于空間集聚效應(yīng)所構(gòu)建的集群網(wǎng)絡(luò)正在消解，以全球價值鏈（Global Value Chain，簡稱GVC）為紐帶的新型國際分工格局隨之興起。在全球價值鏈中，各國基于其自身資源稟賦和比較優(yōu)勢參與國際分工、合作生產(chǎn)，在全球價值鏈中扮演著不同的角色。外商直接投資（Foreign Direct Investment，簡稱FDI） 作為各國參與國際分工重要形式，一般來說可以在緩解就業(yè)壓力、帶動國際貿(mào)易、改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及提升資本存量等方面對東道國產(chǎn)生積極的影響。進(jìn)一步來說，一國要實現(xiàn)更高質(zhì)量、更可持續(xù)的內(nèi)生性增長，從根本上離不開技術(shù)進(jìn)步，而技術(shù)進(jìn)步一個非常重要的標(biāo)志就是全要素生產(chǎn)率的躍升。正如Krugman（1991）所說，生產(chǎn)率不等于一切，但從長期來看卻意味著一切[1]。也就是說，東道國企業(yè)主要是通過FDI外溢效應(yīng)，學(xué)習(xí)外資所帶來的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，進(jìn)而提升東道國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，并最終實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的躍升。因此，F(xiàn)DI通過外溢效應(yīng)帶動?xùn)|道國技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率已成為一個傳統(tǒng)的命題。

中國自改革開放之初就通過直接投資方式（中外合資經(jīng)營企業(yè)、中外合作經(jīng)營企業(yè)、外商獨資經(jīng)營企業(yè)和合作開發(fā)）和其他投資方式（補償貿(mào)易、來料加工、加工裝配等）吸收外商投資，以此積極參與國際分工的同時嵌入全球制造業(yè)體系和全球價值鏈當(dāng)中。根據(jù)WTO（2017）報告，中國目前參與全球價值鏈的程度已接近50%[2]，這也意味著，中國經(jīng)過近40年的改革開放進(jìn)程，在全球價值鏈嵌入機制下，一方面，F(xiàn)DI會使得中國企業(yè)過度依賴中間品進(jìn)口而高度嵌入全球價值鏈;另一方面，中國企業(yè)在全球價值鏈中主要從事加工組裝工作，長期嵌入于低科技含量的環(huán)節(jié)又會阻礙我國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。特別是，隨著國際分工的深化，F(xiàn)DI已經(jīng)成為跨國公司參與全球化的主要方式，在新的全球價值鏈嵌入機制下，中國企業(yè)能否借助于FDI進(jìn)一步提升全要素生產(chǎn)率并實現(xiàn)從價值鏈低端向高端環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)型升級的決定性因素？FDI對中國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率影響程度、路徑和機制是什么？這些問題值得理論界進(jìn)一步探討，同時對上述問題的分析將為中國借助FDI提升全要素生產(chǎn)率以實現(xiàn)高質(zhì)量內(nèi)生性增長提供理論支持。

在國際學(xué)術(shù)界，MacDougall（1960）較早從技術(shù)外溢的分析視角對FDI與技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系問題進(jìn)行了研究[3]。Caves（1974）對FDI技術(shù)外溢的機制問題進(jìn)行深入探討，發(fā)現(xiàn)FDI通過提高東道國資源配置效率、強化競爭壓力以及加快技術(shù)擴散速度三個機制為東道國帶來積極的技術(shù)溢出[4]。Koizumi和Kopecky（1977）則基于局部均衡模型從決定因素和影響效應(yīng)的角度對FDI技術(shù)溢出問題進(jìn)行了分析[5]。Findlay（1978）通過構(gòu)建內(nèi)生動態(tài)模型，評估了具有先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗的跨國公司進(jìn)入東道國所產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)此類跨國公司會通過“傳染效應(yīng)）顯著提升東道國技術(shù)水平[6]。Romer（1990）拓展性的構(gòu)建了內(nèi)生增長模型，首次將FDI溢出效應(yīng)作為提升東道國技術(shù)進(jìn)步以及實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生性增長的關(guān)鍵。[7]Blomstr？觟m和Kokko（1998）突破了FDI產(chǎn)業(yè)間溢出效應(yīng)的分析框架，基于后向關(guān)聯(lián)的視角分析了FDI溢出效應(yīng)的途徑[8]。UNCTAD（2001）以發(fā)展中國家為分析對象，其研究發(fā)現(xiàn)FDI企業(yè)通過與東道國企業(yè)進(jìn)行中間品和服務(wù)的交易會產(chǎn)生前向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)和后向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)，并且產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)提升東道國技術(shù)創(chuàng)新的作用遠(yuǎn)大于競爭和示范效應(yīng)等產(chǎn)業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)[9]。Kugler（2006）則發(fā)現(xiàn)如果中間品供應(yīng)商過多，垂直溢出效應(yīng)將高于水平溢出效應(yīng)[10]。Liu（2008）基于中國微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，通過對前向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)和后向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)進(jìn)行比較研究發(fā)現(xiàn)，后向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)是中國最重要的溢出途徑[11]。

國內(nèi)學(xué)術(shù)界也已對FDI理論問題開展了相應(yīng)的研究。姜瑾和朱桂龍（2007）對中國1999—2003年行業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究卻發(fā)現(xiàn)前向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)正向作用顯著，但后向關(guān)聯(lián)溢出效應(yīng)為負(fù)[12]。于津平和許小雨（2011）在剖析FDI對長三角經(jīng)濟(jì)增長方式的影響時發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI雖未改變該地區(qū)粗放型增長方式，但對于長三角地區(qū)的全要素生產(chǎn)率提升具有顯著作用[13]。張公嵬、陳翔和李贊（2013）分別從FDI和產(chǎn)業(yè)集聚兩個角度分析其對全要素生產(chǎn)率的影響，同時研究兩者統(tǒng)一框架下，F(xiàn)DI與產(chǎn)業(yè)集聚對制造業(yè)TFP及其分解指標(biāo)的影響，發(fā)現(xiàn)FDI存在技術(shù)溢出效應(yīng)[14]。原毅軍和孫大明（2017）從技術(shù)創(chuàng)新模式的視角，探討了合作研發(fā)、FDI溢出效應(yīng)以及自主研發(fā)對制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響，發(fā)現(xiàn)FDI溢出作用并不顯著，但考慮企業(yè)吸收能力后，企業(yè)吸收能力增強有利于FDI溢出效應(yīng)顯著提升[15]。

有關(guān)企業(yè)嵌入全球價值鏈?zhǔn)欠裉嵘淙厣a(chǎn)率的探討，目前的研究成果并沒有達(dá)成一致意見。Kelly（2004）的研究成果認(rèn)為，企業(yè)參與到全球價值鏈中可以購買到成本更低、質(zhì)量更好以及更多樣的中間品，有利于企業(yè)降低生產(chǎn)成本提升生產(chǎn)效率[16];Chiarvesio等（2010）則將企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的動力歸結(jié)為參與全球價值鏈后所面臨的競爭壓力[17];Baldwin和Yan（2014）以加拿大制造業(yè)企業(yè)為分析樣本，采用傾向匹配得分法考察了企業(yè)參與全球價值鏈對其全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)可以通過嵌入全球價值鏈獲得更大的市場，使得企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，并通過吸收國外市場先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗的溢出，最終提升其全要素生產(chǎn)率[18]。王玉燕等（2014）通過對1999—2012年進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，嵌入全球價值鏈能夠推動技術(shù)進(jìn)步，但同時存在抑制效應(yīng)，使得全球價值鏈嵌入與技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[19]。另有一些學(xué)者對全球價值鏈嵌入具有提升企業(yè)全要素生產(chǎn)的作用這一結(jié)論持否定觀點。Teece（1988）認(rèn)為技術(shù)和品牌等資源需要長時間的積累才能獲得，為此后發(fā)型企業(yè)難以在短時間內(nèi)通過學(xué)習(xí)和消化而提升其全要素生產(chǎn)率[20]。Gereffi（2001），Humphrey和Schmitz（2002）認(rèn)為發(fā)展中國家的技術(shù)創(chuàng)新體系和效率落后于發(fā)達(dá)國家，導(dǎo)致發(fā)展中國家的企業(yè)嵌入全球價值鏈后，更多依托于其資源稟賦和比較優(yōu)勢，從事低附加值、高能耗的加工組裝環(huán)節(jié)，被迫固定在價值鏈的低端，難以通過參與國際分工實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的躍升[21] [22]。Costinot等（2013）通過構(gòu)建因素模型分析發(fā)展中國家存在人力資本和投入不足等約束條件，認(rèn)為發(fā)展中國家的企業(yè)在嵌入全球價值鏈時往往只能夠處在低附加值環(huán)節(jié)[23]。

綜上所述，F(xiàn)DI一般可以通過產(chǎn)業(yè)內(nèi)溢出和產(chǎn)業(yè)間溢出帶動技術(shù)進(jìn)步，但是，在全球價值鏈嵌入機制下，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)同時存在正效應(yīng)（推動作用）和負(fù)效應(yīng)（抑制作用），因此，其是否仍然能夠提升國內(nèi)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，具有一定的不確定性，需要深度探討不同的作用機制。本文的新意主要是從三個方面對以上問題研究進(jìn)行深化和豐富：第一，新資料。本文以中國微觀企業(yè)層面的現(xiàn)實數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，測算中國企業(yè)出口國內(nèi)附加值，同時準(zhǔn)確衡量中國企業(yè)在全球價值鏈中的嵌入程度。第二，深入分析中國FDI與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系及其傳導(dǎo)機理。本文將全球價值鏈嵌入納入分析框架，準(zhǔn)確評估全球價值鏈機制下，F(xiàn)DI影響全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機理。第三，新驗證方法。采用兩階段最小二乘法和工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗分析，可有效規(guī)避采用普通最小二乘法進(jìn)行估計時可能產(chǎn)生的選擇型偏差、混合型偏差以及雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，可以得到更加穩(wěn)健的研究結(jié)論。

本文首先通過構(gòu)建計量模型來考察FDI與全球價值鏈嵌入的關(guān)系，并根據(jù)中介效應(yīng)基本原理構(gòu)建相應(yīng)的遞歸計量模型，用于檢驗全球價值鏈嵌入機制下FDI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，同時對相關(guān)變量進(jìn)行測度和說明;其次采用最小二乘法和固定效應(yīng)模型檢驗FDI對企業(yè)全球價值鏈嵌入的影響，并分析全球價值鏈嵌入機制下FDI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響;最后為穩(wěn)健性檢驗內(nèi)容，采用兩階段最小二乘法和工具變量法，以此有效克服選擇性偏差、混合性偏差以及雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，探討在工具變量與擾動項不相關(guān)的情況下實現(xiàn)更有效的估計。

二、實證模型和數(shù)據(jù)說明

（一）實證模型設(shè)定

為考察全球價值鏈機制下FDI對全要素生產(chǎn)率的影響，首先需要研究FDI對我國企業(yè)全球價值鏈嵌入程度的影響，為此，本文以全球價值鏈嵌入程度作為因變量，以FDI作為主要自變量，并對其他可能影響全球價值鏈嵌入的因素進(jìn)行控制，構(gòu)建如下的基本計量模型：

公式（1）中，j，i，t分別表示企業(yè)，行業(yè)，年份;vj、vi和vt分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份固定效應(yīng);εjiy表示誤差項;DGVCjiy表示全球價值鏈嵌入程度;lnFDIjiy表示企業(yè)中的外商直接投資規(guī)模，以企業(yè)實收資本中的外資規(guī)模取對數(shù)表示;controljit表示一系列影響全球價值鏈嵌入的控制變量。根據(jù)任永磊等（2017）對全球價值鏈嵌入影響因素的研究[24]，本文選取控制變量包括：企業(yè)年齡（age），采用當(dāng)年減去企業(yè)開業(yè)年來衡量;加工貿(mào)易比（pt），以加工貿(mào)易占總出口額的比重作為其代理變量;融資約束（cons），以利息支出與固定資產(chǎn)之比來衡量;企業(yè)規(guī)模（ln_size），采用當(dāng)年企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入（產(chǎn)品銷售收入）取對數(shù)衡量，并以1998價格水平為基準(zhǔn)對其進(jìn)行平減以消除通貨膨脹的影響;平均工資（pwage），將總工資除以平均就業(yè)人數(shù)后，以1998年價格水平為基準(zhǔn)進(jìn)行平減消除通貨膨脹的影響，最后取對數(shù)表示。

為進(jìn)一步驗證FDI是否通過提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度推動我國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，本文基于中介效應(yīng)基本原理，在計量模型中加入了FDI與全球價值鏈嵌入程度的交乘項，以此進(jìn)行機制檢驗，構(gòu)建的計量模型設(shè)定如下：

公式（2）中，lnTFPjit表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，取對數(shù)表示，其系數(shù)表示FDI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響;lnFDIjit*DGVCjit為FDI與企業(yè)全球價值鏈嵌入程度的交乘項，其系數(shù)表示FDI通過提升企業(yè)全球價值鏈對全要素生產(chǎn)率的影響;其他變量含義與公式（1）相同。

（二）全球價值鏈嵌入程度的測度

現(xiàn)有學(xué)者在測度全球價值鏈嵌入程度時多采用基于投入-產(chǎn)出表進(jìn)行宏觀估算的方法，但是該方法存在以下三點不足：第一，投入-產(chǎn)出表無法基于企業(yè)異質(zhì)性從微觀層面準(zhǔn)確測度出企業(yè)嵌入全球價值鏈的程度;第二，投入-產(chǎn)出表每五年發(fā)布一次，不具有連續(xù)性，無法對企業(yè)全球價值鏈的嵌入程度進(jìn)行連續(xù)的測度;第三，該方法建立在不同貿(mào)易方式中中間品所占比例相同這一強假設(shè)之上，這與加工貿(mào)易中間品比例更高的事實明顯相悖。因此，本文基于Upward等（2013）、張杰等（2013）以及孫學(xué)敏和王杰（2016）測度企業(yè)全球價值鏈嵌入程度的方法[25][26][27]，以企業(yè)出口國外附加值率作為企業(yè)全球價值鏈嵌入程度的衡量指標(biāo)，具體測度過程如下：

公式（4）中，IGjittotal表示企業(yè)生產(chǎn)過程中實際使用的中間品總規(guī)模，IGjitdirect表示海關(guān)數(shù)據(jù)庫中明確記載的企業(yè)進(jìn)口的中間品規(guī)模，IGjitindirect表示企業(yè)從國內(nèi)中間商處購買的間接中間品規(guī)模。為準(zhǔn)確估算出IGjittotal，需要得到IGjitdirect和IGjitindirect的數(shù)據(jù)，其中IGjitdirect可以從海關(guān)數(shù)據(jù)庫中得到，而IGjitindirect）/IGjittotal可以在每個企業(yè)生產(chǎn)過程中實際使用的間接中間品的比例相同的假設(shè)下，以貿(mào)易中間品進(jìn)口額占進(jìn)口總額的比例代替（張杰等，2013）[26]。由此，可以計算出企業(yè)實際使用的中間品總額為：

（三）企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算

現(xiàn)有研究中，測算全要素生產(chǎn)率的方法主要有OLS、FE、OP和LP等。其中，OLS和FE方法會損失大量有效信息且無法有效解決內(nèi)生性問題，導(dǎo)致測算出的企業(yè)全要素生產(chǎn)率有偏差;Olly和Pakes（1996）通過采用半?yún)?shù)方法估算出四位行業(yè)層面的生產(chǎn)函數(shù)，進(jìn)而得到微觀企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率的一致估計量[28];Levinsohn和Petrin（2003）通過以對數(shù)形式的中間品投入衡量模型中不可觀測的生產(chǎn)率沖擊以消除混合性偏誤[29]，并采用Olly和Pakes（1996）控制選擇性偏誤，可以更好地規(guī)避內(nèi)生性問題，得到更為穩(wěn)健的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，本文采用Levinsohn和Petrin（2003）的方法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（四）數(shù)據(jù)說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》的合并數(shù)據(jù)，選取的時間段為1998—2009年。首先，本文根據(jù)Cai和Liu（2009），聶輝華等（2012），Brandt等（2012），田巍和余淼杰（2017）的處理方法[30][31][32][33]，本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：1. 剔除關(guān)鍵財務(wù)指標(biāo)（工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)等）存在缺失的企業(yè);2. 剔除從業(yè)人員數(shù)小于10的企業(yè);3. 剔除同年重復(fù)以及存在錯誤的企業(yè);4. 根據(jù)通用會計準(zhǔn)則（GAAP），將總資產(chǎn)值小于總固定資產(chǎn)值、總資產(chǎn)值小于固定資產(chǎn)凈值、總資產(chǎn)值小于流動資產(chǎn)值以及企業(yè)編碼缺失的企業(yè)樣本剔除。隨后，本文參考田巍和余淼杰（2013）的方法將兩個數(shù)據(jù)庫合并[34]，具體合并步驟如下：第一，直接根據(jù)企業(yè)名稱將兩個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并;第二，根據(jù)企業(yè)所在地的郵政編碼和企業(yè)電話號碼的后七位再次進(jìn)行匹配。

三、實證檢驗和結(jié)果分析

（一）FDI對企業(yè)全球價值鏈嵌入的影響

本文首先根據(jù)模型（1）采用簡單最小二乘法考察了FDI對企業(yè)全球價值鏈嵌入的影響，被解釋變量為企業(yè)全球價值鏈嵌入程度，主解釋變量為企業(yè)中外商直接投資規(guī)模。表1所示為FDI影響企業(yè)全球價值鏈嵌入的基本檢驗實證結(jié)果。表1第（1）列中以全樣本企業(yè)為分析對象，InFDI的系數(shù)為0.332且在1%水平上顯著，說明對全體企業(yè)而言，F(xiàn)DI顯著正向促進(jìn)其嵌入全球價值鏈的程度。在此檢驗的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步考察FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用是否會因企業(yè)所有制不同而有所差異，本文根據(jù)企業(yè)實收資本中各方出資比例將全樣本分為國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)三個子樣本做進(jìn)一步實證檢驗。表1第（2）-（4）所示為基于企業(yè)所有制異質(zhì)性對FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈進(jìn)行分樣本檢驗的實證結(jié)果，InFDI的系數(shù)分別為0.268、0.350和0.337，且都在1%水平上顯著，表明即便企業(yè)所有制性質(zhì)不同，F(xiàn)DI亦均會顯著正向促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用。但是通過比較此三列的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，外資企業(yè)中的FDI對其嵌入全球價值鏈的促進(jìn)作用最為顯著，民營企業(yè)次之，國有企業(yè)的作用最為薄弱。這主要是由于外資企業(yè)生產(chǎn)過程中所使用的進(jìn)口中間品比例較高，同時其所生產(chǎn)的最終產(chǎn)品中有很大比例要通過出口的形式返銷國外，導(dǎo)致外資企業(yè)所出口的產(chǎn)品中國外附加值率最高，表現(xiàn)為外資企業(yè)中FDI促進(jìn)其嵌入全球價值鏈的程度顯著高于國有企業(yè)和民營企業(yè)，而國有企業(yè)承擔(dān)通過參與全球化提升中國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要責(zé)任，其在生產(chǎn)過程中會有意識控制進(jìn)口中間品的投入以支持國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，導(dǎo)致國有企業(yè)所出口的產(chǎn)品中國外附加值率最低，最終表現(xiàn)為FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用最弱。考慮到除企業(yè)所有制性質(zhì)以外，貿(mào)易方式同樣會影響FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用，因此，本文根據(jù)貿(mào)易方式將全樣本分為加工貿(mào)易、一般貿(mào)易和混合貿(mào)易三個子樣本做進(jìn)一步實證檢驗。表2第（5）-（7）為基于企業(yè)貿(mào)易方式異質(zhì)性對FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈進(jìn)行分樣本檢驗的實證結(jié)果，InFDI的系數(shù)分別為0.201、0.723和0.433，且在1%水平上顯著，表明雖然企業(yè)貿(mào)易方式不同，但是FDI對企業(yè)嵌入全球價值鏈的促進(jìn)作用仍然存在。通過對此三列系數(shù)進(jìn)行橫向比較發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用在加工貿(mào)易企業(yè)中最為明顯，混合貿(mào)易次之，一般貿(mào)易最為薄弱。這主要是由于加工貿(mào)易企業(yè)的業(yè)務(wù)特征為進(jìn)口中間品進(jìn)行生產(chǎn)后出口最終產(chǎn)品，導(dǎo)致此類企業(yè)所出口的產(chǎn)品中國外附加值率最高，使得FDI促進(jìn)其全球價值鏈嵌入作用最強，一般貿(mào)易企業(yè)所出口的最終產(chǎn)品主要使用國內(nèi)中間品并且生產(chǎn)環(huán)節(jié)主要在國內(nèi)完成，使得國外附加值率較低，表現(xiàn)為FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用最為薄弱。

由于基于簡單最小二乘法進(jìn)行的實證檢驗可能會受到選擇性偏誤和混合性偏誤的影響，而導(dǎo)致實證結(jié)果有偏，為消除此影響，得到更為穩(wěn)健的研究結(jié)論，本文采用方差分析做進(jìn)一步檢驗。本文根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗的結(jié)果，在隨機效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型以及混合效應(yīng)模型中選擇了固定效應(yīng)模型。企業(yè)固定效應(yīng)可以解決不隨時間和行業(yè)而變但隨企業(yè)而變的遺漏變量問題，時間固定效應(yīng)可以解決不隨企業(yè)和行業(yè)而變但隨時間而變的遺漏變量問題，行業(yè)固定效應(yīng)可以解決不隨時間和企業(yè)而變但隨行業(yè)而變的遺漏變量問題。通過對企業(yè)、行業(yè)和時間固定效應(yīng)進(jìn)行控制可以得到更加穩(wěn)健的實證結(jié)果。表2所示為基于固定效應(yīng)模型對FDI影響企業(yè)全球價值鏈嵌入進(jìn)行檢驗的實證結(jié)果。通過對表2與表1的實證結(jié)果進(jìn)行比較分析發(fā)現(xiàn)，在控制企業(yè)、行業(yè)以及時間固定效應(yīng)后得到的結(jié)論與基本回歸一致，表明基本回歸所得研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

通過實證考察FDI對企業(yè)全球價值鏈嵌入的影響發(fā)現(xiàn)，對全樣本而言，F(xiàn)DI顯著正向促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈。但是FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用存在異質(zhì)性，該作用在外資企業(yè)和加工貿(mào)易企業(yè)中最為顯著，經(jīng)固定效應(yīng)模型檢驗后，此結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（二）全球價值鏈嵌入機制下FDI對國內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

在FDI顯著正向促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的情況下，為進(jìn)一步驗證FDI是否通過強化企業(yè)嵌入全球價值鏈的程度影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文基于中介效應(yīng)基本原理將FDI與DGVC的交乘項加入到基本回歸中，以此對該機制進(jìn)行檢驗。為有效規(guī)避隨企業(yè)、行業(yè)以及時間而變的遺漏變量問題，本文根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗的結(jié)果選擇固定效應(yīng)模型對此進(jìn)行實證檢驗，并對企業(yè)、行業(yè)以及時間固定效應(yīng)進(jìn)行控制，以獲得更為穩(wěn)健性的結(jié)論。

表3所示為全球價值鏈嵌入機制下，基于固定效應(yīng)模型對FDI如何影響國內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行檢驗的實證結(jié)果，被解釋變量為基于Levinsohn和Petrin（2003）方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，交乘項InFDI*DGVC的系數(shù)可表示機制檢驗的結(jié)果。表3第（1）列中，以全樣本為分析對象，交乘項InFDI*DGVC的系數(shù)為0.0332且在1%水平上顯著，說明對全體企業(yè)而言，F(xiàn)DI會通過提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由于企業(yè)所有制性質(zhì)會影響企業(yè)嵌入全球價值鏈的程度，為明確企業(yè)所有制異質(zhì)性對FDI通過提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一機制的影響，本文將全樣本分為國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)三個子樣本做進(jìn)一步檢驗。表3第（2）-（4）列為基于企業(yè)所有制異質(zhì)性對FDI、全球價值鏈嵌入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行機制分析的實證結(jié)果。交乘項InFDI*DGVC的系數(shù)分別為0.030 9、0.039 2和0.033 0，并分別在1%、5%和5%水平上顯著，表明雖然企業(yè)所有制存在異質(zhì)性，F(xiàn)DI通過提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一機制仍然有效。通過對此三列中交乘項的系數(shù)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，外資企業(yè)中FDI通過提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果最顯著，民營企業(yè)次之，國有企業(yè)最弱。這主要是由于外資企業(yè)中FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用最強，而根據(jù)DGVC的系數(shù)可知全球價值鏈嵌入程度顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，所以外資企業(yè)中FDI通過提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果最強。通過分析FDI對企業(yè)全球價值鏈嵌入的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的貿(mào)易方式會影響FDI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用，為此本文基于企業(yè)貿(mào)易方式異質(zhì)性考察了FDI、全球價值鏈嵌入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制。表3第（5）-（6）列實證結(jié)果表明，即便貿(mào)易方式存在異質(zhì)性，企業(yè)借助于FDI提高全球價值鏈嵌入程度這一中間機制提升全要素生產(chǎn)率的作用同樣有效。將此三列中的交乘項的系數(shù)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，加工貿(mào)易企業(yè)通過FDI提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用最強，混合貿(mào)易次之，一般貿(mào)易最弱。這主要是由于加工貿(mào)易企業(yè)中的FDI促進(jìn)其嵌入全球價值鏈的作用最強，而全球價值鏈嵌入有助于企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率，最終表現(xiàn)為加工貿(mào)易企業(yè)通過FDI提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用最強。

通過實證檢驗深入分析全球價值鏈機制下FDI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)通過FDI提升其全球價值鏈嵌入程度，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率。其主要作用機制在于外資進(jìn)入中國增加了中國企業(yè)出口產(chǎn)品的國外附加值率，促進(jìn)了中國企業(yè)嵌入全球價值鏈的程度，在此過程中中國企業(yè)通過學(xué)習(xí)、吸收和消化外資帶來的先進(jìn)技術(shù)溢出，提升了全要素生產(chǎn)率。

四、穩(wěn)健性檢驗

本文的研究目的在于分析全球價值鏈機制下FDI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，然而在實證分析中，鑒于實證方法和樣本選擇等方面的限制，上述實證檢驗仍存在兩點不足：第一，研究對象并非隨機選取，導(dǎo)致分析樣本存在選擇性偏差;第二，企業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅在本文所研究的干預(yù)因素方面存在個體差異，在其他方面也存在個體差異，導(dǎo)致實證分析時存在混合性偏差。雖然本文采用的是面板數(shù)據(jù)，并通過采用固定效應(yīng)模型在一定程度上克服了隨個體、行業(yè)以及時間變化的遺漏變量問題，但是為得到更為穩(wěn)健的研究結(jié)論，本文仍將采用工具變量法對上述問題進(jìn)行控制。

具體而言，本文將對模型使用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計。在估計過程中，需要設(shè)定內(nèi)生變量和工具變量，本文選擇InFDI和交乘項InFDI *DGVC作為內(nèi)生解釋變量。在工具變量的選擇上，參考施炳展和冼國明（2012）以及白俊紅和卞元超（2016）所采用的方法[35][36]，分別采用各內(nèi)生變量的一階滯后項作為其工具變量。此種選擇的合理性在于既保證內(nèi)生解釋變量與其滯后項顯著相關(guān)，又滿足滯后項（前定）而與當(dāng)期擾動項不相關(guān)。

表4所示為采用兩階段最小二乘法和工具變量法對FDI提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果;表5所示為采用兩階段最小二乘法和工具變量法對全球價值鏈嵌入機制下FDI提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果，實證結(jié)果的可靠性主要取決于工具變量的有效性。根據(jù)Stock和Yogo（2005），檢驗弱工具變量檢驗有效性的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量在不同概率水平下有不同的臨界值[37]。在表4和表5中，檢驗弱工具變量的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量均大于10%水平下的偏誤值16.38，并且大于Staiger和Stock（1997）所提出的臨界值10，可拒絕原假設(shè)“存在弱工具變量”[38]。同時，由于本文選取的工具變量個數(shù)與內(nèi)生變量個數(shù)相等，故不存在過度識別問題。通過分析表4和表5所示實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)借助于FDI提升其全球價值鏈嵌入程度提高全要素生產(chǎn)率這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論及啟示

中國2015年《政府工作報告》中首次提出“中國制造2025”國家戰(zhàn)略，該戰(zhàn)略的實施從本質(zhì)上體現(xiàn)為中國政府將抓住新一輪產(chǎn)業(yè)革命背景下國際分工格局重塑的戰(zhàn)略機遇期，積極參與國際分工，提升制造業(yè)自主創(chuàng)新能力，把中國建設(shè)成為引領(lǐng)全球制造業(yè)發(fā)展趨勢的制造業(yè)強國。因此，基于全球價值鏈嵌入機制深入探討FDI對中國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有非常重要的現(xiàn)實意義。

本文在分析中國企業(yè)通過FDI外溢效應(yīng)學(xué)習(xí)并消化、吸收外資所帶來的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗以提升其技術(shù)創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)上，利用1998—2009年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》和《中國海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》的合并數(shù)據(jù)庫測度了企業(yè)嵌入全球價值鏈的程度，基于LP方法測算了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，實證檢驗了全球價值鏈機制下FDI提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制，并充分考慮企業(yè)所有制異質(zhì)性和貿(mào)易方式異質(zhì)性，對相關(guān)問題進(jìn)行了考察。同時，本文基于中介效應(yīng)基本原理采用簡單最小二乘法和固定效應(yīng)模型對全球價值鏈機制下FDI提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制進(jìn)行實證檢驗，并采用兩階段最小二乘法和工具變量法對此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。本文有兩點基本結(jié)論：

第一，通過實證考察FDI對企業(yè)全球價值鏈嵌入的影響，我們發(fā)現(xiàn)FDI顯著正向促進(jìn)中國企業(yè)嵌入全球價值鏈。如考慮企業(yè)所有制的異質(zhì)性，外資企業(yè)中的FDI對其嵌入全球價值鏈的促進(jìn)作用最為顯著，民營企業(yè)次之，國有企業(yè)的作用最為薄弱。如考慮貿(mào)易方式的異質(zhì)性，F(xiàn)DI促進(jìn)企業(yè)嵌入全球價值鏈的作用在加工貿(mào)易企業(yè)中最為明顯，混合貿(mào)易次之，一般貿(mào)易最為薄弱。

第二，通過實證檢驗全球價值鏈機制下FDI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)通過FDI提升其全球價值鏈嵌入程度，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率。在企業(yè)所有制異質(zhì)性方面，外資企業(yè)中FDI通過提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效果最顯著，民營企業(yè)次之，國有企業(yè)最弱。在貿(mào)易方式異質(zhì)性方面，加工貿(mào)易企業(yè)通過FDI提升企業(yè)全球價值鏈嵌入程度顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用最強，混合貿(mào)易次之，一般貿(mào)易最弱。

基于以上研究結(jié)果，本文得到如下兩點啟示：

1. 雖然對外開放是中國基本國策，但是，中國在引進(jìn)外資時要注重質(zhì)量問題，即從“重數(shù)量”向“重質(zhì)量”轉(zhuǎn)變。只有引進(jìn)高質(zhì)量（先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗）的外資，國內(nèi)企業(yè)才能充分有效地利用FDI外溢效應(yīng)并通過中間品流入國際市場，進(jìn)而提升全球價值鏈嵌入程度的同時提升全要素生產(chǎn)率。

2. 國內(nèi)企業(yè)嵌入全球價值鏈過程中要做好兩個方面的平衡，一方面要避免外資進(jìn)入中國后占據(jù)高附加值環(huán)節(jié)，使得國內(nèi)企業(yè)停留在全球價值鏈中低附加值環(huán)節(jié)，阻礙國內(nèi)企業(yè)向高附加值環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)型升級。另一方面是國內(nèi)企業(yè)充分利用外資提升全球價值鏈嵌入程度的契機，在全球價值鏈中提升自身技術(shù)水平，提升自主創(chuàng)新能力和管理能力，通過進(jìn)一步提升全要素生產(chǎn)率實現(xiàn)可持續(xù)內(nèi)生性增長。

參考文獻(xiàn)：

[1]Krugman P. Increasing Returns and Economic Geography[J].Journal of Political Economy，1991，99（3）：483-499.

[2]WTO，World Trade Report 2017，WTO Publishing，2017.

[3]Macdougall D. the Benefits and Costs of Private Investment from Abroad： a Theoretical Approach[J].Economic Record，1960，36（73）：13-35.

[4]Caves R E. Multinational Firms， Competition， and Productivity in Host-Country Markets[J].Economica，1974 41（162）：176-193.

[5]Koizumi T，Kopecky K J. Economic Growth，Capital Movements and the International Transfer of Technical Knowledge[J].Journal of International Economics，1977，7（1）：45-65.

[6]Findlay R. Relative Backwardness， Direct Foreign Investment， and the Transfer of Technology： A Simple Dynamic Model[J]. Quarterly Journal of Economics，1978，92（1）：1-16.

[7]Romer P M. Endogenous Technological Change[J]. Journal of Political Economy，1990，98（5）：71-102.

[8]Blomstr？觟m M， Kokko A. Multinational Corporations and Spillovers[J]. Journal of Economic Surveys，1998，12（3）：247-277.

[9]UNCTAD，2001，World Investment Report 2001：Promoting Linkage，United Nations.

[10]Kugler M. Spillovers from Foreign Direct Investment：Within or Between Industries？[J].Journal of Development Economics，2006，80（2）：444-477.

[11]Liu Z. Foreign Direct Investment and Technology Spillovers：Theory and Evidence[J]. Journal of Development Economics，2008，85（1）：176-193.

[12]姜瑾，朱桂龍.外商直接投資行業(yè)間技術(shù)溢出效應(yīng)實證分析[J].財經(jīng)研究，2007，33（1）：112-121.

[13]于津平，許小雨.長三角經(jīng)濟(jì)增長方式與外資利用效應(yīng)研究[J].國際貿(mào)易問題，2011（1）：72-81.

[14]張公嵬，陳翔，李贊.FDI、產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長——基于制造業(yè)行業(yè)的實證分析[J].科研管理，2013，34（9）：114-122.

[15]原毅軍，孫大明.FDI技術(shù)溢出、自主研發(fā)與合作研發(fā)的比較——基于制造業(yè)技術(shù)升級的視角[J].科學(xué)學(xué)研究，2017（9）：1334-1347.

[16]Kelly W. International Technology Diffusion[J]. Journal of Economic Literature，2004，42（3）：752-782.

[17]Chiarvesio M， Di Maria E， Micelli S. Global Value Chains and Open Networks： The Case of Italian Industrial Districts[J].European Planning Studies，2010，18（3）：333-350.

[18]Baldwin J，Yan B.Global Value Chains and the Productivity of Canadian Manufacturing Firms[J].Economic Analysis Research Paper，2014.

[19]王玉燕，林漢川，呂臣.全球價值鏈嵌入的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)——來自中國工業(yè)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（9）：65-77.

[20]Teece DJ. Technological Change and the Nature of the Firm[M]. Technical Change and Economic Theory.London： Pinter，1988.

[21]Gereffi G. Beyond the Producer-driven/Buyer-driven Dichotomy the Evolution of Global Value Chains in the Intenet Era[J].IDS Bulletin，2001，32（3）：30-40.

[22]Humphrey J，Schmitz H. How does Insertion in Global Value Chains Affect Upgrading in Industrial Clusters[J].Regional Studies，2002，36（9）：1017-1027.

[23]Costinot A，Vogel J，Wang S. An Elementary Theory of Global Supply Chains[J]. Review of Economic Studies，2013，80（1）：109-144.

[24]任永磊，李榮林，高越.人民幣匯率與全球價值鏈嵌入度提升——來自中國企業(yè)的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2017（4）：129-140.

[25]Upward R， Wang Z，Zheng J. Weighing China's Export Basket： The Domestic Content and Technology Intensity of Chinese Exports[J]. Journal of Comparative Economics，2013（41）： 527-543.

[26]張杰，陳志遠(yuǎn)，劉元春.中國出口國內(nèi)附加值的測算與變化機制[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（10）：124-137.

[27]孫學(xué)敏，王杰.全球價值鏈嵌入的“生產(chǎn)率效應(yīng)”——基于中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2016（3）：3-14.

[28]Olley GS，Pakes A. The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry[J]. Econometrica，1996，64（6）：1263-1297.

[29]Levinsohn J，Petrin A. Estimating Production Functions Using Inputes to Control for Unobservables[J].Review of Economic Studies，2003，70（2）：317-341.

[30]Cai H，Liu Q. Competition and Corporate Tax Avoidance： Evidence from Chinese Industrial Firms[J].Economic Journal，2009，119（537）：764-795.

[31]聶輝華，江艇，楊汝岱.中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的使用現(xiàn)狀和潛在問題[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012（5）：142-158.

[32]Brandt L，Biesebroeck JV，Zhang Y. Creative accounting or creative destruction？ Firm-level productivity growth in Chinese manufacturing[J].Journal of Development Economics，2012，97（2）：339-351.

[33]田巍，余淼杰.匯率變化、貿(mào)易服務(wù)與中國企業(yè)對外直接投資[J].世界經(jīng)濟(jì)，2017（11）：23-46.

[34]田巍，余淼杰.企業(yè)出口強度與進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化：來自中國企業(yè)的實證研究[J].管理世界，2013（1）：28-44.

[35]施炳展，冼國明.要素價格扭曲與中國工業(yè)企業(yè)出口行為[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（2）：47-56.

[36]白俊紅，卞元超.要素市場扭曲與中國創(chuàng)新生產(chǎn)的效率損失[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2016（11）：39-55.

[37]Stock J H， Yogo M. Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression[J].Identification and Inference for Econometric Models，Cambridge Univ.Press，2002，Cambridge，2005：80-108.

[38]Staiger D， Stock J H. Instrumental Variables Regression with Weak Instruments[J]. Econometrica，1997，65（3）：557-586.

責(zé)任編輯：齊 園