FDI挤占了中国本土企业的出口参与吗？

何钰子，魏华阳

(1.武汉大学 中国中部发展研究院，湖北 武汉 430072；2.四川大学 经济学院，四川 成都 610065)

一、引 言

外商直接投资(Foreign Direct Investment，FDI)的外部效应对当地经济活动的影响一直是学界关注的重点话题，FDI对当地企业生产率的间接影响已得到大量文献的探讨与证明。如Liu等[1]与Bandick和Karpaty[2]分别基于英国和瑞典制造业企业数据的实证研究证明了FDI对当地企业的正向溢出效应。类似的，潘文卿[3]基于中国工业行业面板数据的实证检验发现，FDI能够对中国工业的产出带来正向溢出效应。杨红丽和陈钊[4]进一步从上游供应商视角阐述了FDI的技术溢出机制。但路江涌[5]认为，FDI的技术溢出效应并不明显，甚至在一定程度上损害了本土企业的绩效。随着FDI溢出效应研究的不断深入和拓展，除了从产出和生产率视角，FDI对本土出口活动的影响也得到越来越多的研究与探讨。Aitken等[6]与Greenaway等[7]认为FDI带来的出口市场信息共享、先进技术溢出与示范等外部经济效应是推动东道国出口增长的有效因素之一。但Ruane和Sutherland[8]研究指出，FDI的增长反而挤占了本土企业的出口空间。Aitken和Harrison[9]强调，FDI在为内资企业带来正向溢出效应的同时，伴随而来的还有市场竞争力的冲击，后者可能造成内资企业生产率的下降和出口积极性的降低。因此，FDI对东道国企业的最终影响取决于前者所产生的正负两种效应的力量博弈。

关于FDI与本土企业出口之间关系的研究结论出现巨大差异可能是由研究视角、研究样本以及研究方法的不同所致，为此，本文将基于2001—2011年中国工业企业数据库的数据详细探讨FDI对中国制造业企业出口二元边际的影响及其差异。

二、文献回顾

关于FDI与东道国出口贸易之间的关系研究，Aitken等[6]开创性地通过数理推导阐述了FDI的信息溢出对东道国企业出口参与的推动作用，并运用墨西哥制造业企业数据证明了FDI的地理集聚是东道国企业参与出口的有效因素之一。具体来说，外资企业往往具有较为丰富的国际市场需求和供给信息，东道国企业能够借助FDI的信息溢出提高参与出口的积极性。随后，基于各国数据的相关实证研究逐渐丰富起来。在出口规模方面。Kokko等[10]运用乌拉圭制造业企业数据的实证研究表明，处于外资参与程度较高的行业中的本土企业，往往具有更高的出口倾向。Greenaway等[7]基于英国制造业数据分别从市场竞争效应、出口示范效应以及出口溢出效应这三个方面检验和分析了FDI对东道国出口贸易的影响，研究发现，市场竞争效应和出口溢出效应对东道国的出口扩张均表现出显著的推动作用。柴敏[11]与赵新泉[12]运用中国省级面板数据再次证明了FDI的出口溢出效应。赵伟和陈文芝[13]运用中国高技术行业数据验证了FDI的市场竞争效应和出口示范效应。

在出口竞争力方面，FDI对中国出口贸易的积极影响同样得到了部分学者的证明。文东伟等[14]在详细描述了中国自改革开放以来产业结构和贸易结构的发展趋势之后，探讨了FDI在此演变过程中所扮演的角色。研究发现，FDI显著地改善了中国的产业结构和出口竞争力，且这种积极影响在外资参与程度较高的行业中尤为明显。宋红军[15]与王雪珂[16]进一步从行业要素密集度视角探讨了FDI对不同行业出口竞争力的影响，前者认为FDI对出口竞争力的推动作用主要体现在劳动密集型行业中；但后者的研究结果表明，资本密集型行业出口竞争力受到FDI的积极影响最为显著，劳动密集型行业受到的影响相对较小。但部分研究指出，由于市场竞争效应的存在，FDI对东道国出口贸易发展的负面影响不容忽视。Ruane和Sutherland[8]基于爱尔兰企业数据的研究表明，由于爱尔兰作为欧盟的出口平台，本土企业与外资企业之间的联系十分微弱。在缺少出口溢出效应的情况下，当区域内外资企业数量超过一定程度后，过度的市场竞争抑制了本土企业的出口份额。同样，赵新泉[12]与赵伟和陈文芝[13]也基于行业和省级数据证明了FDI对内资企业负向市场竞争效应的存在。

基于以上文献回顾笔者不难发现，目前关于FDI与东道国出口贸易之间的关系研究主要存在两个问题：一方面，不论是基于出口规模、出口结构还是出口竞争力，国内关于FDI对中国内资企业出口贸易的影响研究视角均是基于行业层面或者省级层面，样本较为有限，缺乏更为微观细致的数据支持；另一方面，随着新新贸易理论的兴起，除了原有出口企业的出口规模，那些未出口企业未来参与出口的可能性也是企业出口研究中不可忽视的内容。但由于过去的相关研究主要基于宏观和中观层面，FDI对企业选择参与出口的可能性的研究较为鲜见。鉴于此，本文将运用中国工业企业数据库和Heckman两步法模型，从微观层面详细探讨FDI的参与程度及其所带来的市场竞争效应和出口示范效应对中国本土制造业企业出口二元边际的影响，并分析该影响在不同企业样本中存在的差异和原因。

三、传导机制分析

(一)FDI通过影响本土企业产品质量作用于出口参与

来自发达国家或地区的外资企业往往具有相对先进的生产技术和产品质量，这也意味着本土企业面临着更加激烈的市场竞争环境。一方面，外资企业中高素质劳动力和知识溢出有助于中国本土制造业企业通过学习和模仿实现产品质量升级，进而能够更大范围内地满足国际市场对产品质量的要求，最终实现出口规模的扩张以及那些未出口企业在未来进入国际市场的可能性；另一方面，目前中国制造业企业的出口发展模式仍然是以“低价竞争、数量取胜”为主[17]，这种情况下，特别是出口导向型的外资企业更容易对本土企业产生挤出效应，导致企业出口参与程度的下降。

(二)FDI通过影响本土企业的生产成本和生产率作用于出口参与

Melitz[18]指出，出口成本和生产率是决定企业是否进入出口市场的关键因素。借助于外资企业的技术溢出、人才流动以及先进的经营管理经验，中国本土制造业企业的平均生产成本能够得以降低，相应的生产率也实现了提升。此外，外资企业往往掌握丰富的国际市场供给和需求信息以及多种销售渠道。因此，本土企业能够通过人才交流获取国际市场信息，降低信息搜寻成本，且能够更有针对性地进行大规模生产和出口。然而，Aitken和Harrison[9]指出，FDI持续增加也有可能出现挤占本土企业市场份额的现象，加之大量外资企业的大规模生产引致的以劳动力为代表的要素市场的供不应求和要素成本的增加[19]，导致本土企业面临生产成本大幅增加以及规模经济的明显下降，这无疑将抑制本土企业参与出口的积极性。

(三)FDI通过价值链垂直溢出作用于出口参与

在中国大量制造业企业广泛参与全球生产网络的背景下，中国的外资企业往往与本土企业分布于同一产品价值链中，本土企业与外资企业的业务接触更为频繁和深入，伴随而来的便是垂直溢出效应[4]。对于位于外资企业上游的内资供应商，外资企业在生产过程中对中间产品的大量需求刺激了本土供应商快速提升生产率；对于位于外资企业下游的内资企业，能够借助外资企业提供的相对较高质量的中间产品而带动自身的生产率水平，进而提高了企业的出口竞争力。同时，在同一生产价值链中，本土企业可以通过模仿和改进外资企业的产品提升自身产品多样化水平，进而有助于提高本土企业供给与国际市场需求之间的匹配程度。但另一方面，外商来华投资的目的之一便是利用中国相对廉价的简单劳动力。产品价值链中的本土企业在长期与外资企业合作过程中，也有可能被锁定在全球价值链的低端[20]，最终抑制了企业出口参与程度的深化。

综上所述，FDI既能够通过技术溢出、出口示范效应和信息共享提升本土企业的生产率和出口竞争力，又有可能发生挤占本土企业市场份额、提高生产要素成本等不利于本土企业参与出口的多种负向影响。因此，FDI流入最终能否促进东道国企业出口参与取决于正负两种效应的对比与博弈。

四、模型设定与变量说明

企业的出口参与往往分为两部分内容：一是企业选择是否进入出口市场，即出口扩展边际；二是出口企业的出口规模，即出口集约边际。由于企业的出口扩展边际和出口集约边际可能存在一定程度的联系，为避免分别对二者回归所带来的估计偏误，本文将运用Heckman两步法进行检验与分析。企业出口规模方程和出口选择方程如下式所示：

exporti,t=α0+α1FDIi,t-1+α2compi,t-1+α3spilli,t-1+α4proi,t-1+α5percapitali,t-1+α6salaryi,t-1+α7finconstraini,t-1+α8subsidyi,t-1+μyear

(1)

exportdummyi,t=α0+α1FDIi,t-1+α2compi,t-1+α3spilli,t-1+α4proi,t-1+α5percapitali,t-1+α6salaryi,t-1+α7finconstraini,t-1+α8subsidyi,t-1+α9exportdummyi,t-1+μyear

(2)

其中，export表示企业的出口规模，即出口集约边际，本文以企业的出口交货值占销售产值的比重表示。exportdummy表示企业选择出口的概率，即出口扩展边际，如果企业存在出口行为，取值为1；否则，取值为0。式(1)表示企业的出口方程，式(2)表示企业的选择方程。同时，Heckman[21]强调，选择方程的变量要多于出口方程的变量，为此，本文在选择方程中加入了企业是否出口这一变量的滞后一期，这样同时也能够观察企业过去的出口选择对未来出口决定的影响。

核心解释变量为FDI、comp以及spill，分别体现了各个城市FDI的整体参与程度、FDI所带来的市场竞争效应以及出口示范效应。

同时，本文选取了若干能够反映企业生产经营特征的控制变量。pro表示企业的劳动生产率，本文以企业的人均产出来表示。percapital表示企业的资本深化水平，本文以人均固定资产表示。salary表示企业的劳动力成本，本文用人均薪酬表示：salary=(应付工资总额+应付福利总额)/从业人数。finconstrain表示企业的流动性约束，本文以企业的流动比率表示：finconstrain=流动资产/流动负债。subsidy表示企业是否获得了政府补贴，如果是，取值为1；否则，取值为0。此外，考虑到自变量作用于因变量往往需要一定的时期，同时为了避免自变量与因变量之间可能存在的反向因果关系，所有自变量均以滞后一期的形式带入到计量模型中。为了克服和缓解变量之间可能存在的异方差，pro、percapital、salary和finconstrain在回归过程中均以对数形式体现。

数据来源于2001—2011年的《中国工业企业数据库》《中国城市统计年鉴》，并剔除了固定资产、出口交货值和从业人数等指标为负的样本，最终样本涵盖了286个地级市的1 940 841个企业。

五、检验与分析

(一)全样本检验

本文运用Heckman两步法对中国制造业企业出口二元边际与FDI之间的关系进行检验，首先，表1展示了全样本估计结果。其中，选择方程表示企业决定参与出口的概率，即出口扩展边际；出口方程表示出口企业的出口比重，即出口集约边际。

表1 FDI影响中国制造业企业出口二元边际的全样本估计结果

注：*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，括号里的数字表示估计系数对应的标准差，下同。

由表1可知，首先，逆米尔斯比率λ的估计系数在1%的显著性水平上显著，这表明本文运用的Heckman两步法是合理的。从整体上看，FDI参与程度的提高抑制了企业的出口集约边际，同时促进了企业的出口扩展边际。比如，在(1)和(2)两列中，FDI指标的估计系数分别显著为正和显著为负。在加入控制变量之后，FDI指标的估计结果依然稳健。这意味着FDI提高了企业进入出口市场的可能性，但同时降低了出口企业的出口规模。(5)—(8)列进一步展示了FDI所带来的市场竞争效应和出口示范效应对企业出口二元边际的影响。我们可以发现，FDI所引致的市场竞争和出口示范对企业出口二元边际的影响完全相反。比如在(5)和(6)两列中，市场竞争效应指标的估计系数分别为负数和正数，且均通过了显著性检验。但与此同时，出口示范效应的估计系数分别显著为正和显著为负。这意味着FDI的市场竞争效应抑制了企业进入出口市场的可能性，但同时也提高了已出口企业的出口规模；FDI的出口示范效应则提高了企业进入出口市场的可能性，但同时降低了出口企业的出口规模。在(5)和(6)两列的基础上加入控制变量之后，市场竞争指标和出口示范指标的估计系数的方向和显著性依然稳健。此外，根据FDI的参与对企业出口二元边际的影响与出口示范效应相一致这一结果，我们可以判断目前中国FDI的出口示范效应要高于市场竞争效应。在控制变量方面，企业生产率的提高反而抑制了企业选择出口的可能性，同时其对企业出口规模的影响虽然为正，但并不明显。出现这种“生产率悖论”的原因可能在于部分企业在克服出口固定成本进入出口市场并占据一定市场份额之后，怠于创新投入和提升生产率，表现出生产率并未随着出口规模的增加而提高的现象。人均资本以及薪酬水平的估计系数在选择方程中均显著为正，但在出口方程中则均显著为负。这表明企业资本的深化以及人力成本的增加提高了未出口企业决定出口的概率，但同时削弱了已出口企业的出口规模。企业的流动性约束的估计系数表明，企业出口概率和出口规模随着流动性约束的加深分别呈现显著的降低和增加趋势。此外，补贴的估计系数在选择方程和出口方程中分别为正数和负数，且均通过了显著性检验，这表明政府补贴有助于提高未出口企业进入出口市场的积极性，但同时降低了出口企业的出口规模。最后，企业出口滞后一期的估计结果表明，上一年存在出口行为的企业，接下来继续选择出口的可能性更高。

(二)分地区检验

考虑到中国不同地区之间FDI与出口贸易发展水平的巨大差异，本文将样本划分为东部、中部和西部地区，分别探讨FDI的参与及其带来的市场竞争效应和出口示范效应对企业出口二元边际的影响，结果如表2所示。

表2 FDI影响中国制造业企业出口二元边际的分地区估计结果

由表2可知，不同地区制造业企业出口的二元边际与FDI参与之间的关系存在明显的差异。在东部地区，制造业企业的出口扩展边际与FDI参与程度呈现显著的负相关关系，与此同时，企业的出口集约边际受到FDI参与的影响并不显著。相比之下，在中部地区，FDI参与的估计系数在选择方程和出口方程中分别显著为正和显著为负，这表明中国中部地区的FDI提升了企业进入出口市场的积极性，同时降低了出口企业的出口规模。西部地区制造业企业出口的二元边际受到FDI的影响与中部地区完全相反，FDI的估计系数在选择方程和出口方程中分别显著为负和显著为正。

相应的，表3展示了FDI中的市场竞争效应和出口示范效应对企业出口二元边际的影响。在市场竞争效应方面，FDI引致的市场竞争效应削弱了东部地区制造业企业选择出口的概率，并促进了已出口企业的出口规模。如表3可知，如(1)和(2)两列所示，市场竞争指标的估计系数分别为-0.140和0.169，且均通过了显著性检验。相比之下，该影响在中部地区则完全相反，FDI的市场竞争效应促进了企业的出口概率，却降低了企业的出口规模。在(3)和(4)两列中，指标的估计系数分别显著为正和显著为负。而在西部地区，可能是由于大量资源密集型企业的存在，导致FDI的市场竞争效应未对企业出口二元边际产生显著的影响。在出口示范效应方面，各地区FDI带来的出口示范效应并未对企业的出口集约边际产生促进作用，反而带来了不同程度的负向影响。比如在(2)和(4)两列中，出口示范指标的回归系数均显著为负，同时在西部地区，该指标的回归系数仍为负，但并不显著。此外，FDI带来的出口溢出对企业出口扩展边际的积极影响主要体现在东部地区，中西部地区企业的出口扩展边际受到来自FDI的出口示范效应的促进作用则十分有限，并不明显。比如，(1)列中出口示范指标的回归系数为0.004，并通过了显著性检验。相比之下，该指标的估计系数在(3)和(5)两列中虽然为正，但均不显著。

表3 FDI的市场竞争效应和出口示范效应对企业出口二元边际影响的分地区估计结果

(三)分集约类型检验

除了地理区位的差异，由于FDI往往看中的是中国充裕的劳动力和资源等生产要素，因此，具有不同要素特征企业的出口对FDI的反应可能也不尽一致，为此，本文将样本划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型这三大类型并在控制控制变量和时间效应的基础上进行分样本检验，检验结果如表4所示。由表4 可知，FDI的参与对本土企业出口二元边际的影响并未由于企业所处行业要素特征的不同而存在差异。FDI的估计系数在选择方程中均显著为正，而在出口方程中全部显著为负。

表4 FDI影响中国制造业企业出口二元边际的分行业估计结果[注]考虑到篇幅所限，作者将FDI及其市场竞争效应和出口示范效应的估计结果展示在同一表格内。

进一步分离了FDI的市场竞争效应和出口示范效应的估计结果显示，FDI的市场竞争效应和出口示范效应对中国本土企业出口参与的显著影响主要存在于劳动密集型和资本密集型企业中，而对于技术密集型企业，FDI的市场竞争效应和出口示范效应对其出口二元边际的影响并不明显。出现此结果的原因，来华投资的外资企业往往是为了获取中国的劳动力成本优势，FDI在生产经营活动中与劳动和资本要素的联系更为紧密，中国劳动密集型和资本密集型制造业企业也更倾向于参与到外资企业主导的生产网络中。因此，FDI的市场竞争效应和出口示范能够显著地影响中国劳动密集型和资本密集型企业的出口参与。相比之下，技术密集型企业与FDI的直接交集相对较少，且前者参与出口的主要竞争力来自于自身的技术优势，因此，FDI引致的市场竞争效应和出口示范效应对技术密集型企业出口二元边际的影响并不十分明显。

(四)分所有制检验

本文进一步从企业所有制视角探讨了FDI对本土企业出口二元边际的影响，在控制控制变量和时间效应基础上，检验结果如表5所示。由表5可知，不论是FDI的整体参与程度还是将其分解为市场竞争效应和出口示范效应，FDI主要对民营制造业企业的出口二元边际产生了显著的影响，相比之下，国有企业的出口参与尚未受到FDI的明显冲击。比如表5中的(1)—(4)列，FDI整体指标以及市场竞争效应和出口示范指标的估计系数均在1%的显著性水平上显著，而(5)—(8)列中FDI相关变量的回归系数均未通过显著性检验。进一步观察民营企业出口二元边际受到的冲击，各城市中FDI的流入显著提高了民营企业选择出口的可能性，但同时抑制了企业的出口规模。我们初步判断出现此结果的原因主要是由FDI的出口示范效应所致。即FDI引致的出口示范效应带动了本土未出口企业选择出口的积极性，但出口企业数量的增加无疑将导致已出口企业出口份额的减少。市场竞争效应则抑制了民营企业的出口概率，同时促进了民营企业的出口规模。以上结果表明，从企业所有制层面看，FDI对中国本土企业出口二元边际的影响主要体现在民营企业中。其原因可能在于，相比于具有政策和规模优势的国有企业，中国民营企业整体的资金和技术基础较为薄弱，出口活动更容易受到外界环境的冲击和影响。

表5 FDI影响中国制造业企业出口二元边际的分所有制估计结果

六、研究结论与政策启示

本文从企业出口二元边际视角探讨了FDI的参与程度及其引致的市场竞争效应和出口示范效应对中国企业出口贸易的影响，研究发现：从全国范围内看，FDI的流入及其带来的出口示范效应抑制了企业选择出口的概率，同时提升了已出口企业的出口规模；FDI引致的市场竞争效应则促进了企业选择出口的概率，同时降低了出口企业的出口规模。进一步的分样本检验发现：(1)在地区层面，东部地区FDI的参与显著抑制了企业选择出口的概率；中部地区FDI提升了企业进入出口市场的积极性，降低了出口企业的出口规模；西部地区则与中部地区完全相反。进一步，FDI引致的市场竞争效应削弱了东部地区制造业企业选择出口的概率，并促进了已出口企业的出口规模；相比之下，该影响在中部地区则完全相反；在西部地区，FDI的市场竞争效应未对企业出口二元边际产生显著的影响。(2)在集约类型层面，FDI的整体参与对本土企业出口二元边际的影响并未由于企业所处集约类型不同而存在差异。但进一步分离了FDI的市场竞争效应和出口示范效应的研究结果显示，FDI的市场竞争效应对中国本土劳动密集型和资本密集型企业的出口概率和出口规模分别产生了显著的负向和正向影响，相应的出口示范效应对出口概率和规模分别产生了显著的正向和负向影响。相比之下，技术密集型企业的出口二元边际尚未受到FDI带来的市场竞争效应和出口示范效应的影响。(3)在所有制层面，不论是FDI的整体参与程度还是带来的市场竞争效应和出口示范效应，FDI主要对中国民营制造业企业的出口二元边际产生了显著的影响，国有企业的出口参与尚未受到FDI的明显冲击。

根据以上研究结论可以得出以下政策启示：由于有限的出口市场份额和市场竞争效应的存在，FDI的流入难免会对中国本土制造业企业的出口活动产生一定程度的挤占，但这并不能否定FDI对中国本土企业出口的促进作用。在这种情况下，中国可以根据出口发展战略适时调整外资引进政策，尽可能谋求与高技术外资企业在价值链上游的深入合作，最大程度地发挥外资企业的净溢出效应。同时对于企业自身而言，需要继续增加研发和人力资本投入，提高学习和吸收FDI技术溢出的能力和效率，并加强开发和生产符合国际市场需求的新产品，以实现企业的出口扩展边际和出口集约边际均能够借助FDI的技术溢出效应和出口示范效应而持续扩张的目的。