fdi对我国装备制造业的影响研究

fdi对我国装备制造业的影响研究

作为国家战略产业，其发展关系到经济的发展和安全。随着中国外商投资直接投资（fdi）的兴起，fdi对中国装备制造的影响也越来越大。外商直接投资是否促进了装备制造业的增长?FDI的溢出效应在装备制造业内部是否有行业部门的差别?中国幅员辽阔,东部、中部和西部经济发展差距较大,FDI对于装备制造业增长的影响是否存在明显的地区差异?现有的实证研究没有对这些问题做出解释。本文利用2001-2007年全国31个省市自治区装备制造业7个行业部门的面板数据,通过控制不同部门和地区的因素,系统地分析和检验了装备制造业中FDI的溢出效应。1fdi溢出效应外商直接投资的溢出效应是指FDI作为广义资本内含了物质资本、人力资本和R&D投入等因素,可以通过各种方式导致技术的非自愿扩散,并促进东道国生产率的提高和经济增长。FDI作为广义资本可以使生产函数克服规模报酬递减的经典假设,从而产生了规模报酬不变甚至递增。关于FDI是否产生了正的溢出效应,已有的实证研究并没有给出一致的结论,Gorg和Greenaway曾对研究FDI溢出效应的文献进行了综述,他们认为FDI正的溢出效应与一国本身的经济特征有关,例如一个国家可以是发达国家、发展中国家或转型经济国家,而且不同的行业、内资企业的吸收能力、跨国公司的地理位置等因素都影响了FDI的溢出效应。21世纪以来,关于FDI溢出效应的实证研究,国际上绝大多数的学者都认为FDI是否产生了正的溢出效应往往与企业、行业部门或国家本身所具备的特征有关。Erhan利用土耳其制造业的数据研究了FDI的溢出效应,他认为外资的引入提高了国内企业和行业的竞争度,外资企业和内资企业之间的技术差距与内资企业生产率的提高没有相关关系,但是初期内资和外资企业之间的技术差距对于后来这种技术差距的变化则有显著的影响。Buckley,Clegg和Wang利用1995年中国的截面数据证实跨国公司产生了技术溢出效应,但是国有企业并没有从FDI中获益,而中外合资企业从FDI中获取了正的溢出效应,因此提高国有企业吸收外资的能力非常重要。Sadayuke认为FDI存在正的溢出效应,但是如果外资企业和内资企业的技术差异越大,那么FDI正的溢出效应就会越小;在一些内、外资企业技术差异较大的行业,FDI的溢出效应甚至是负的。Khaliq利用1997-2006年印度尼西亚的行业部门数据研究了外商直接投资对经济增长的影响,他认为FDI在总体上促进了经济增长,但是,当考虑到不同行业部门发展的差异时,FDI的溢出效应也存在差别。Vu使用中国和越南的行业面板数据,研究显示FDI对经济增长有正的溢出效应,但这种积极的作用仅仅局限在工业部门,在农业、服务业FDI正的溢出效应不明显。Vu利用OECD六个发展中国家的行业面板数据,研究表示FDI对于经济增长有促进作用,但是这种正的溢出效应在不同国家和产业部门之间存在差异。随着FDI对我国社会经济生活影响的不断加深,国内关于FDI溢出效应的实证研究也越来越丰富,目前这些研究主要采用了三种类型的数据。一是利用全国省际层面的宏观面板数据,这类数据几乎不考虑行业特征。例如,何洁使用1993-1997年的省际面板数据,认为外商直接投资的溢出效应存在门槛效应,FDI正的溢出效应会随着我国改革开放和FDI的增加而不断加强。沈坤荣和耿强通过分析1987-1998年省际面板数据证实FDI存在正的溢出效应。潘文卿采用中国1995-2000省际面板数据,表明FDI在总体上对内资部门产出的增长起到了积极的促进作用,外商直接投资具有正的溢出效应。罗长远利用省际面板数据,认为FDI作为投资本身对经济增长的直接作用不明显,但通过提高全要素生产率间接地促进了经济增长。马林和章凯栋采用2000-2005年的省际面板数据,认为FDI对于经济增长有显著但是不大的负向溢出效应,而且这种负的溢出效应有逐渐减弱的趋势。二是采取企业层面的微观面板数据或截面数据,这类数据一般会控制企业的行业特征。例如,姚洋利用中国微观企业层面的数据研究表明外资经济比国有经济具有更高的技术效率,FDI在行业内部存在正的溢出效应。路江涌年利用我国1998-2005年企业层面的微观面板数据,认为本市范围内部的FDI具有正的溢出效应,而全国范围内的FDI具有负的溢出效应。亓朋、许和连、艾洪山利用中国制造业企业微观层面的面板数据,结果表明行业内外资企业的溢出效应并不明显,行业间外资企业对内资企业产生了显著的技术溢出,在地区间外资企业通过竞争效应也对内资企业产生了明显的溢出效应。王争、孙柳媚和史晋川利用第一次全国经济普查的企业微观截面数据,实证结果显示FDI的溢出效应只存在于一部分具有较高生产率水平的企业中,而产业层面上的外资溢出效应则为负。三是采取行业部门层面的截面数据,例如平新乔利用中国第一次全国经济普查中四位数代码的行业数据,他认为FDI在总体上产生了正的溢出效应,但外资进入会不利于中国企业通过R&D来缩小与世界先进技术水平之间的差距。与国内现有的实证研究不同,本文采取了全国31个省市自治区7个装备制造业的行业部门面板数据,同时考虑不同的行业部门和地区因素,利用普通最小二乘法和固定效应面板估计研究了FDI在装备制造业内部的溢出效应。本文的结构安排如下,引言部分提出问题,并回顾了国内外有关FDI溢出效应的研究情况;第二部分描述并总结了我国装备制造业利用外商直接投资的现况和特征;第三部分给出本文的计量模型,并对模型的变量、所使用的数据和估计中存在的问题加以解释;第四部分采用了普通最小二乘法和固定效应面板估计法对模型进行回归分析,并得出相应的实证结果;第四部分给出本文的结论和启示。2利用外商直接投资fdirate按照我国标准产业分类装备制造业主要包括八个部门:金属制品业、通用设备制造业、专用设备制造业、电气机械及器材制造业、交通运输设备制造业、通信设备计算机及其它电子设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、武器弹药制造业。由于武器弹药制造业数据难以获得,一般分析装备制造业就指代前面七个部门。作为一个国家工业和科技实力的集中体现,装备制造业是国民经济的重要组成部分并关系国家安全,它在很大程度上也决定了一国的综合国力和竞争力。装备制造业作为快速发展的行业,外商直接投资已经非常集中,表1显示了2001-2007年全国装备制造业七个部门使用外商直接投资的规模和程度。其中,通讯设备计算机及其它电子设备制造业是七个部门中利用FDI规模和程度最高的,2001年FDI达1007.57亿元,占该行业部门实收资本的50.77%,到了2007年FDI则高达4246.1亿元,占该行业部门实收资本的70.41%。其次是电气机械及器材制造业、交通运输设备制造业,2001年这两个部门的FDI规模分别是518.4亿元和475.91亿元,2007年则分别增加至1444.19亿元和1703.54亿元。仪器仪表及文化办公用机械制造业FDI使用的比例一直较高,2001年FDI占部门实收资本的38.32%,2007年升至48.60%,但是利用外商直接投资的规模则是七个部门中最少的。2001-2007年这段时期,除了通信设备计算机及其它电子设备制造业之外,其它六个部门FDI的使用率几乎都没有超过各部门实收资本的50%,2001年金属制品业FDI是345.61亿元,占部门实收资本40.13%,到2007年FDI规模达到了731.23亿元,但是占部门实收资本的比率略有下降。专用设备制造业则是利用FDI规模和程度上升最快的部门,2001年该部门FDI达133.21亿元,占该部门实收资本的15.28%,2007年FDI增加到682.41亿元,占部门实收资本的32.44%,几乎翻了一番。表1后三列给出了2001-2007年东部、中部和西部三个地区FDI的规模,可见东部是FDI最为密集的地区,基本上一直占全国FDI总量的91%-94%,中部地区FDI则占4%-6%,西部地区FDI则占2%-3%。2001-2007年装备制造业七个部门利用外商直接投资比例的变化情况可以从图1直观地看出。图中横轴代表年份,纵轴代表FDI占相应行业部门实收资本的比率(fdirate),它反映了行业内部使用外商直接投资的程度,ID表示七个部门的代码。其中,FDI利用程度最高的是通信设备计算机及其它电子设备制造业,其次是仪器仪表及文化办公用机械制造业。金属制品业、电器机械及器材制造业这两个部门利用FDI占实收资本的比例变化不大,FDI利用率上升较快的三个部门分别是专用设备制造业、通信设备计算机及其它电子设备制造业、交通运输设备制造业。由图2可知装备制造业在利用FDI方面我国东部、中部、西部存在巨大差异,这种差异主要是东部远远超过了中部和西部地区,虽然中部略高于西部,但是与东部的巨大差距相比,中部和西部之间的差异显得微不足道。3模型和数据3.1生产设备企业的就业能力分析本文使用对数形式的柯布道格拉斯生产函数来分析FDI对中国装备制造业增长的溢出效应,并不设定规模报酬不变的经典假定,即允许出现规模报酬递增。借鉴Vu(2007,2009)的方法,本文采用以下基准模型:lnYijt=β0+β1lnLijt+β2lnKDijt+β3lnFDIijt+β4lnLijt⋅lnFDIijt+β5COMijt+∑i=16δiSi⋅lnFDIijt+∑k=12ηkRk⋅lnFDIijt+vi+aj+et+εijtlnYijt=β0+β1lnLijt+β2lnΚDijt+β3lnFDΙijt+β4lnLijt⋅lnFDΙijt+β5CΟΜijt+∑i=16δiSi⋅lnFDΙijt+∑k=12ηkRk⋅lnFDΙijt+vi+aj+et+εijt其中,Y表示工业总产值,L、KD、FDI分别表示劳动、国内资本投入和外商直接投资,ln表示取对数,COM衡量产品市场的竞争度。角标i代表七个装备制造业部门(i=1,2…7),j代表中国31个省市自治区,t表示时间(t=2001,…2007)。vi是控制不同行业部门特征的扰动项,aj是控制不同省市自治区特征的扰动项,et控制不同年份的时间特征,εijt是特异性扰动项(theidiosyncraticdisturbance)。lnLijt·lnFDIijt是劳动投入和外商直接投资对数值的交互项,它反映了FDI除了直接影响经济增长(直接的溢出效应)之外,还通过影响就业量间接地影响经济增长(间接的溢出效应),例如FDI可以在东道国创造更多的就业机会,吸纳更多的就业人口以促进经济增长。Si是部门虚拟变量,Si·lnFDIijt是部门虚拟变量和外商直接投资对数值的交互项,Rk代表东部、中部和西部地区的虚拟变量,Rk·lnFDIijt是地区虚拟变量和外商直接投资对数值的交互项。3.2模型估计的偏误一:对价本文分析31个省市自治区7个装备制造业部门的面板数据来源于2000-2008年《中国工业经济统计年鉴》,其中由于2004年国家统计局没有出版《中国工业经济统计年鉴》,因此选取《2004年中国经济普查年鉴》的数据来代替。所选取的按货币计量的变量都是根据当年价(单位:亿元)核算的。代表工业经济增长的变量选择了工业总产值,劳动投入选择“全部从业人员年平均人数”(单位:万人)。资本投入没有使用固定资产净值,因为该变量包含了部分外商直接投资,即它没有区分国内投资和FDI,如果模型同时包含固定资产净值和外商直接投资的水平值,会导致估计的偏误。外商直接投资是港澳台资本和外商资本的加总,国内资本则使用实收资本减去外商直接投资计算得出。国内资本包括国家资本、集体资本、法人资本和个人资本,《2004年中国经济普查年鉴》直接提供这几项数据,但是《中国工业经济统计年鉴》仅仅给出了国家资本的数据,所以要得到国内资本,本文就使用实收资本和外商直接投资的差额来衡量。产品市场的竞争度用行业部门的平均利润来衡量,是通过“利润总额”除以“企业单位数”得到的。因为在完全竞争市场中行业内没有一个企业可以获得超过社会平均利润率的收益,如果在长期某个行业中的平均利润持续高于其它行业,则表明该行业存在较高的进入壁垒,具有一定的垄断性,反之则表明该行业具有较高的竞争水平。由于以货币计量的变量都是按照当年价计算,在模型估计之前有必要剔除价格的影响。现有的国内实证研究在剔除价格影响时,一般使用各年的指数来调整,使得各项经济指标在时间上可比,但是往往忽略了不同地区之间通货膨胀也存在一定的差异,因此有必要利用各地区的指数来调整经济指标,使它们在所有地区之间可比。本文从2000-2008年《中国统计年鉴》中选择了各年“各地区工业出厂价格指数”,该指数是以上年为基期,因此首先以2000为基年调整了该项指数使其在这段时间内可比,然后再使用新指数来调整“工业总产值”(当年价)和“利润总额”(当年价)。国内资本和外商直接投资则使用GDP平减指数加以调整,由于中国统计年鉴仅仅提供各年各地区名义GDP和按可比价计算的GDP指数(上年=100),本文选择以2000为基期,首先根据GDP指数计算各年各地区的真实GDP,然后根据名义GDP和真实GDP进一步计算得出各年各地区的GDP平减指数,最后使用该指数来调整各年各地区的国内资本和外商直接投资。2000年的数据主要是用于调整指数和经济指标,在模型的实证分析中则使用了2001-2007共七年的面板数据。3.3计量方法的选择在关于外商直接投资溢出效应的相关实证文献中,通常认为FDI在模型中是内生的。处理内生性问题一般可以采用工具变量法(两阶段最小二乘法),如一些学者选择的工具变量是滞后一期的FDI(Alfaro等;罗长远)。也有一些学者使用了其它的工具变量,如Vu和Noy同时用滞后一期的FDI和投资作为当期FDI的工具变量。之所以不同学者选择工具变量的方法存在差异,往往是由于实证研究中通常很难找到合适的工具变量。另外一些学者则认为通过添加控制个体差异的虚拟变量可以在一定程度上缓解这个内生性问题,如Aitken和Harrison,Kosova,陈琳和林珏。本文使用了部门面板数据,因此可以控制行业部门、地区和年份的虚拟变量来缓解内生性问题。在估计方法上本文采取了普通最小二乘法和固定效应面板数据模型。控制行业部门、地区和年份因素时可以使用影响截距的虚拟变量、影响斜率的虚拟变量和其它解释变量的交互项。普通最小二乘法可以估计出模型中所有虚拟变量的系数,基准模型中的vi、aj、et此时可以使用代表部门、地区和年份的水平虚拟变量来代替,本文的普通最小二乘法使用了稳健的标准差。固定效应面板数据模型虽然能够消除模型中个体之间那些无法观测的差异(即异质性问题),但所有不随时间变化的解释变量所对应的参数都是无法估计的,因此影响截距的部门、地区虚拟变量无法估计系数,但是年份虚拟变量、部门和地区的虚拟变量与FDI对数值的交互项则可以估计系数。4评估结果表明4.1基础部门fdi的溢出效应和边际效应本文首先采用混合最小二乘法,表2是OLS估计的结果,模型(1)、(2)没有包含虚拟变量,模型(1)是基本模型,模型(2)在模型(1)的基础上增加了劳动和FDI的交互项,模型(3)至(8)逐步添加了虚拟变量。模型(3)包含了代表行业部门的虚拟变量,模型(4)包含了部门、地区和时间虚拟变量。模型(5)至(8)则包含虚拟变量和FDI对数的交互项,即允许在不同的行业部门或地区FDI影响装备制造业经济增长的斜率不相同。模型(5)包含了部门虚拟变量及其与FDI对数的交互项。模型(6)同时包含了部门虚拟变量及其与FDI对数的交互项、地区虚拟变量及其与FDI对数的交互项。模型(7)没有包含部门虚拟变量,但是包含了地区虚拟变量及其与FDI对数的交互项、代表年份的时间虚拟变量。模型(8)则包含了部门、地区和时间虚拟变量,以及它们分别与FDI对数的交互项。表2中模型(1)至(4)没有包含虚拟变量和FDI的交互项,因此lnFDI的系数反映了外商直接投资对装备制造业增长的直接作用,lnL*lnFDI的系数则反映了外商直接投资通过影响劳动要素间接地影响了装备制造业的增长。这四个模型的实证结果显示:外商直接投资对数的系数为正,并且都通过了显著性水平为1%的显著性检验,模型(2)、(3)、(4)中劳动和FDI对数交互项的系数为正,也通过了显著性水平为1%的显著性检验。这说明外商直接投资对装备制造业的增长有正的溢出效应,FDI直接地并同时通过影响劳动要素间接地促进了装备制造业的增长。模型(5)至(8)添加了部门虚拟变量和FDI对数的交互项,或者地区虚拟变量和FDI对数的交互项。模型(5)包含了部门虚拟变量、部门虚拟变量和FDI对数的交互项,那么lnFDI的系数反映了模型中基础部门(basesector)FDI的溢出效应,本文在设定虚拟变量的时候选择金属制品业(ID=1)为基础部门。部门虚拟变量和FDI对数交互项前面的系数则分别表示其它六个部门相对于基础部门的边际效应,这意味着其它六个装备制造业部门FDI的溢出效应是将基础部门的系数加上各自的边际效应之和得出的。模型(7)没有包含部门虚拟变量及其交互项,但是包含了地区虚拟变量及其与FDI对数的交互项,因此lnFDI的系数反映了基础地区(baseregion)FDI的溢出效应,文本中选择东部地区为基础地区,中部和西部地区FDI溢出效应则是基础地区的系数与各自的边际效应之和。模型(6)和(8)同时包含了部门虚拟变量和地区虚拟变量,及它们各自与FDI对数的交互项,此时lnFDI的系数则仅仅反映了东部地区的金属制品业FDI的溢出效应,东部地区其它六个部门FDI的溢出效应、中部和西部七个部门FDI的溢出效应都要根据东部地区金属制品业FDI的溢出效应和各自的边际效应加总计算得出。表3给出了表2中模型(5)至(8)不同行业部门和地区FDI直接的溢出效应。模型(5)所在列显示了不同行业部门FDI的溢出效应,ID=1所在行显示了金属制品业lnFDI的系数,ID=2至ID=7所在行给出了其它六个部门相对于金属制品业的边际效应。模型(7)所在列给出了东部FDI直接的溢出效应,而中部和西部所在行则显示了相对于东部的边际效应。模型(6)和(8)所在列“东部”下方从ID=1到ID=7给出了东部地区七个部门FDI的溢出效应,表格最后两行分别显示中部、西部七个部门FDI的溢出效应相对于东部的边际效应。因此,在研究FDI直接的溢出效应时,模型(5)给出了部门差异,模型(7)给出了地区差异,而模型(6)和(8)则同时给出了部门差异和地区差异。模型(5)、(6)和(8)所在列显示:金属制品业FDI的溢出效应显著为正,电气机械及器材制造业FDI的溢出效应与金属制品业没有显著的差别,交通运输设备制造业FDI的溢出效应则低于金属制品业,通信设备计算机及其它电子设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业FDI的溢出效应则超过了金属制品业。模型(5)和(6)显示通用设备制造业FDI的溢出效应与金属制品业没有显著的差别,专用设备制造业FDI的溢出效应则高于金属制品业;然而模型(8)的结论稍有不同,认为通用设备制造业FDI的溢出效应超过了金属制品业,但专用设备制造业与金属制品业没有显著差别。虽然FDI直接的溢出效应在部门之间存在一定的差异,但是模型(5)、(6)和(8)的实证结论都表示装备制造业七个部门FDI都有显著正的溢出效应。模型(6)和(8)显示中部与东部没有显著的差别,但是西部FDI的溢出效应要略高于东部,总的来看三个地区FDI的溢出效应都是正的。模型(7)则显示三个地区FDI的溢出效应为正,而且差别不显著。4.2虚拟变量与固定效应模型估计结果分析本小节采取了固定效应面板估计,固定效应面板模型可以消除个体差异性,同时在估计时所有不随时间变化的解释变量都被抵消掉。本文的基准模型使用固定效应估计时则包含了部门虚拟变量和FDI对数的交互项,地区虚拟变量和FDI对数的交互项以及时间虚拟变量。表4中模型(1)和(2)没有包含虚拟变量,(1)是基本模型,(2)在模型(1)的基础上增加了劳动和FDI对数的交互项。模型(3)包含了部门虚拟变量和FDI对数的交互项,模型(4)则包含了地区虚拟变量和FDI对数的交互项,模型(5)在模型(4)的基础上增加了表示年份的时间虚拟变量。模型(6)包含了部门、地区虚拟变量分别与FDI对数的交互项,模型(7)则在模型(6)的基础上增加了年份虚拟变量。表4最后还对模型是否选择混合OLS估计或固定效应面板估计做了Hausman检验,结果显示卡方统计量和相应的P值都拒绝了混合OLS估计,而支持固定效应面板估计。表4中模型(1)和(2)显示FDI的直接溢出效应为正,FDI通过影响劳动要素的间接溢出效应也为正,并且都通过了显著性水平为1%的显著性检验。模型(3)至(7)包含了虚拟变量和FDI对数的交互项,因此lnFDI的系数仅仅代表了基础部门或者基础地区的直接溢出效应,部门虚拟变量和FDI对数的交互项则代表了其它六个部门相对于基础部门的边际效应,地区虚拟变量和FDI对数的交互项则代表了中部、西部地区相对于东部地区的边际效应。表4中除了模型(5)和(7),劳动和FDI对数的交互项都是正的,即FDI通过影响劳动要素对装备制造业产生的间接溢出效应为正,而且都通过了显著性水平为1%的检验。但是当模型引入年份虚拟变量之后,如模型(5)和(7)FDI间接溢出效应则是负的,并且通过了显著性水平为1%的检验,由于模型(5)和(7)的拟合优度要小于其它模型,所以可以认为其它几个模型的估计结果要优于模型(5)和(7)。表5同表3类似,它显示了表4中模型(3)至(7)不同行业部门和地区FDI直接的溢出效应。由于模型(5)和(7)的拟合效果略逊于其它模型,所以可以排除。模型(3)和(6)所在列显示:金属制品业FDI直接的溢出效应为正,并通过了显著性水平为1%的显著性检验,除了电气机械及器材制造业FDI直接的溢出效应超过了金属制品业之外,其它五个部门FDI直接的溢出效应与金属制品业没有显著的差别。模型(4)和(6)显示了FDI溢出效应在东部、中部和西部的差别。模型(4)所在列表示东部地区装备制造业FDI直接的溢出效应为正,并通过了显著性水平为1%的检验;中部地区FDI直接的溢出效应比东部低,西部地区FDI直接的溢出效应又比中部低,并且都通过了显著性水平为1%的显著性检验;尽管三个地区的溢出效应有差异,但是中部和西部同东部一样,FDI直接的溢出效应都是正的。模型(6)所在列显示的结果和模型(4)一致,FDI直接的溢出效应中部低于东部,西部又低于中部;同时东部、中部、西部三个地区FDI直接的溢出效应都为正,并通过了显著性水平为1%的显著性检验。5研究结论与政策建议本文利用2001-2007年中国各省市自治区装备制造业七个部门的面板数据考察了外商直接投资对于装备制造业的溢出效应,混合OLS估计和固定效应面板估计都得出了相同的结论:即FDI直接并通过影响劳动要素间接地促进了装备制造业的增长,而且这种正的溢出效应在装备制造业七个部门和东部、中部、西部三个地区之间都是显著的。虽然混合OLS估计和固定效应面板估计在考察部门和地区之间的差异时没有得到完全一致的结论:混合OLS估计的结果显示装备制造业部门内部FDI正的溢出效应存在一定的差异,但是地区之间的差异不大,甚至西部地区要略高于东部地区。相反,固定效应面板估计的结果显示在装备制造业内部七个部门之间的差异并不是很明显,但是地区之间的差异则较大,东部FDI正的溢出效应最高,中部次之,西部则低于其它两个地区。通过控制虚拟变量虽然在一定程度上削弱了内生性问题对模型参数估计带来的不利影响,但是,由于普通最小二乘法的假设条件非常严格,而且Hausman检验也支