作者：傅元海 等著
出版社：社会科学文献出版社
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外商直接投资与中国经济发展方式转变试读：
导论
一 问题的提出依靠投资驱动和初级要素专业化的产业发展战略，中国经济实现了30多年的高速增长，创造了人类经济发展史上的奇迹。投资驱动和初级要素专业化的产业发展战略本质上是粗放型增长模式，随着我国经济的发展，长期依赖粗放型经营模式推动经济增长积累的一系列深层矛盾日益凸显：有限的资源和不断恶化的生态环境成为经济进一步发展的瓶颈；伴随经济发展水平的提高而不断上涨的工资水平和土地、能源、原材料价格，使初级要素专业化的产业发展战略所依托的低成本优势已经消失；低附加值产品的国际市场竞争日益激烈，仅靠出口难以拉动经济持续增长；等等。这些深层矛盾已成为经济持续稳定增长的瓶颈。重构经济发展动力机制，实现经济增长由要素投入拉动向技术进步驱动转变，即由高投入、低产出、高排放方式向低投入、高产出、低排放方式转变，是保持经济长期稳定增长的必然选择。中国适时提出加快经济增长方式转变的重大战略。
技术引进和技术创新是技术进步的两条主要路径。无论是引进技术还是创新技术，只有广泛应用于生产才能提高投入产出效率，技术进步才能促进经济增长方式转变。在一定条件下，由于创新效率、技术成果的转化应用、市场风险等多种原因，技术创新和技术引进并不一定能促进经济增长方式转变。利用外资（即外商直接投资）是引进技术的主要途径之一，但是外资并不一定带来先进技术，外资即使带来了技术，也不一定向本地企业转移和扩散技术并促进经济增长方式转变，而且外资技术溢出对经济增长方式转变的作用也受外资质量的制约。有关的数据可以初步说明这一点，FDI（国际直接投资）工业企业的劳动生产率从2006年起反而低于内资工业企业，2006年、2007年分别比内资工业企业低0.4万元/（人·年）、1.7万元/（人·年）；1998～2007年FDI工业企业增加值率明显低于内资企业，FDI工业企业的增加值率仅为0.23～0.26，内资工业企业达到0.29～0.31；2003～2007年大中型外资企业R&D支出占销售收入的比例比全国大中型企业低1.3～1.9个百分点；2006年，《南方周末》公布的一份调查显示，松下、百事可乐等33家知名跨国公司超标排污，2008年FDI工业企业中污染密集型行业的资产比例仍然达到40.3%。这些数据显示，外资的进入并不一定促进中国经济增长方式的转变，特别是，劳动生产率、增加值率和技术创新水平反映外资的潜在技术溢出效应是有限的，意味着外资并不一定能通过技术溢出促进经济增长方式的转变。
同样，技术创新水平高或技术引进支出水平高，并不一定意味着投入产出效率高。2005～2007年通信电子设备制造业增加值率是最低的制造行业之一（因为2008～2012年统计资料没有工业增加值，无法分析最近几年的情况），低于21%，购买技术占本行业增加值的比例和研发支出占本行业增加值的比例却是最高的行业之一，分别超过1.5%、5.7%；而农副食品加工、纺织服装、木材加工、家具制造、文体用品制造等行业增加值率超过25%，购买技术占本行业增加值的比例最高不超过0.7%，研发支出占本行业增加值的比例不超过2%；增加值率较高的行业如食品制造、非金属矿物制品增加值率超过30%，购买技术支出占增加值的比例低于0.55%，研发支出占增加值的比例低于1.85%；医药制造和饮料制造增加值率分别超过38%、36%，购买技术支出占增加值的比例分别低于0.5%、0.95%，研发支出占增加值的比例分别低于2.1%、4.7%；而交通运输设备制造增加值率最高时仅为25%，购买技术支出占增加值的比例超过1.5%，研发支出占增加值的比例超过5.5%；专用设备制造增加值率不超过27.6%，购买技术支出占增加值的比例仅2005年低于医药制造，2006～2007年则高于医药制造，研发支出占增加值的比例是最高的行业，达到6%。从国际比较看，中国研发支出水平（研发支出占GDP的比例）2007年为1.4，与英国的差距很小，超过俄罗斯、巴西，但工业增加值率明显低于这些国家，比英国低0.066，比俄罗斯、巴西分别低0.03、0.15；德国研发支出水平2.53，超过英国0.075，工业增加值率反而比英国低0.045。这些数据显示，技术创新投入或技术购买支出水平高并不意味着投入产出率高；而且，技术创新和技术引进对经济增长方式转变的作用，理论界并没有形成一致性的结论。因此，技术创新和技术引进对经济增长方式转变的影响需要进一步深入研究。二 研究意义
转变经济增长方式的本质就是以技术进步驱动替代物质消耗推动，实现粗放经营模式向集约型增长模式转变，其根本路径在于技术进步。有限的资源支撑经济持续稳定的增长离不开新资源的开发、资源的节约使用和资源利用效率的提高，而新能源和新材料的开发与利用，单位产值消耗的降低，资源效率的提高，都依赖于技术进步。传统工业化模式造成了严重的环境污染，使生态环境退化，只有依靠技术进步推动的新型工业化才能减少污染和碳排放。通过管理的手段控制污染和碳排放只能治标，依靠技术进步发展绿色技术、低碳技术、清洁能源技术等才是实现经济与生态环境协调发展的根本途径。依托成本优势参与国际化，是比较优势战略实施的基点。利用比较优势参与经济全球化虽然获得一些贸易利益，并对中国创造经济增长奇迹起了积极的作用，但是比较优势战略的实施以依赖发达国家的技术和国际市场为前提，其结果是中国制造企业在参与国际分工中处于全球价值链的低端，发达国家跨国公司控制着全球价值链的中高端。简而言之，中国企业依靠成本优势参与国际分工，只能处于依附地位。新形势下，成本优势逐步消失，中国企业参与国际分工只能依靠竞争优势。在国际市场上，中国企业要获得竞争优势必须依靠新产品的开发和产业结构的升级，归根结底就是依靠技术进步。因此，转变经济增长方式就是从物质投入驱动向技术进步驱动转变。
现有研究技术进步影响经济增长方式转变的文献，特别是技术创新、外资技术溢出、进口技术溢出对经济增长方式转变影响的研究多而深入，研究技术进步对经济效率影响的文献主要集中讨论劳动生产率、全要素生产率，研究技术创新对经济结构影响的文献主要集中讨论三次产业结构调整等。不过，现有研究存在以下不足。第一，很少有成果考察外资技术溢出的不同路径、技术引进不同方式和技术创新影响经济增长方式转变的差异；没有成果全面系统地考察不同技术进步路径在经济增长方式转变中相互作用的性质。第二，研究技术进步影响经济增长方式转变的成果很少涉及技术进步对经济增长集约化、制造业结构优化、经济增长效率等方面的影响。
当前及以后相当长的时期内，重构中国经济增长动力，即选择合适的技术进步路径驱动经济增长替代要素投入拉动，实现经济增长方式转变，既是一个需要解决的重大理论问题，也是制定转变经济增长方式政策所亟须解决的重大现实问题。特别是，在加快经济增长方式转变之际，不同技术进步路径影响经济增长方式转变的差异，不仅需要从理论上全面系统深入地考察，而且需要通过实证全面客观地进行评价。近年来，外商直接投资影响经济增长方式转变的研究较多，但是这些研究多局限于讨论外资技术溢出对全要素生产率、劳动生产率的影响，没有系统全面研究外商直接投资对经济增长方式转变的影响。选择适当的技术进步路径加快促进经济增长方式转变，是中国当前经济发展的重要目标。本书重点讨论外资技术溢出的不同路径、引进技术的不同方式影响经济增长方式转变的机理及差异，并考察技术引进与技术创新在经济增长方式转变中的相互补充或相互替代的关系，为技术创新理论和经济增长理论提供新的研究视角；将技术进步影响经济增长方式转变的研究，扩展到对经济增长集约化、投入产出率、制造业结构优化、居民收入差距的讨论，拓展技术进步理论和经济增长理论的研究视野；同时依据理论研究和实证检验判断促进经济增长方式转变的较优技术进步路径，为制定促进经济增长方式转变的技术进步政策提供参考。因此，研究技术进步路径选择对经济增长方式转变的影响，既具有重要的理论价值，又具有重要的应用价值。三 研究思路与创新（一）研究思路
随着改革开放的深入，外资经济已是中国经济的重要组成部分，更重要的是外资进入产生的溢出效应影响了中国经济的发展方式。基于外资经济深刻影响中国经济增长并产生一系列的经济效应，本书从四个方面研究外资与经济增长方式转变。
第一，讨论外资溢出对居民收入差距作用的机制变化和外资溢出对旅游服务贸易出口的影响，前者采用阈值协整模型实证检验外资溢出对居民收入差距的非线性效应，后者采用面板数据模型检验外资对旅游服务出口的创造效应。
第二，在讨论外资企业反映技术溢出效应及其影响因素基础上，主要区分外资企业生产本地化程度反映的模仿效应和外资参与度反映的竞争效应影响经济增长集约化和投入产出率的异同，并利用面板数据进行实证检验。
第三，揭示外资技术溢出和技术创新及二者的交互作用影响经济增长效率和制造业结构变迁的机理，并利用面板数据实证检验外资技术溢出和技术创新影响经济增长效率和制造业结构变迁机理的差异，通过构造外资参与度和技术创新的连乘式，检验外资技术溢出和技术创新的交互作用影响经济增长效率和制造业结构变迁的机理；揭示技术引进的不同方式影响经济增长效率的差异，并利用面板数据进行实证检验。图0-1 研究思路
第四，从技术创新是促进经济增长方式转变的根本路径出发，主要研究外资企业技术创新的影响因素及其技术溢出对自主创新的作用，并利用面板数据实证检验理论分析的结论。（二）创新点
本书集中讨论外商直接投资与经济增长方式转变，与现有研究相比，具有以下方面的创新。
第一，揭示外资进入产生的模仿效应和竞争效应影响经济增长效率的机理及其差异，利用面板模型进行实证研究验证了理论研究的结论。
第二，揭示外资技术溢出、进口技术溢出、购买国外技术和技术创新影响经济增长方式转变的机理及其差异，探讨外资技术溢出与技术创新相互作用影响经济增长效率和制造业结构变迁的机理，利用面板模型实证检验理论分析的结论。研究发现，只有外资技术溢出和技术创新的交互作用才能显著促进经济增长方式转变，不同技术引进方式对经济增长效率的作用不同，进口技术溢出和外资技术溢出不利于经济增长方式转变，购买国外技术则促进了经济增长效率提高。
第三，从理论上剖析外资溢出对居民收入差距的作用随市场化水平变化发生非线性变化，并利用阈值协整模型考察外资溢出影响居民收入差距机制的转移，研究发现市场化水平达到0.668，外资溢出扩大居民收入差距的作用发生非线性转移。
第一篇
外资溢出效应与经济发展方式转变第一章外资溢出对居民收入差距的非线性效应本章提要 理论上，外资溢出与居民收入差距之间可能存在非线性关系。运用平滑转移回归模型进行阈值协整检验表明，外资溢出与全国基尼系数之间存在阈值协整关系；市场化水平低于0.668，外资溢出扩大居民收入差距的作用接近或达到最大；市场化水平上升至0.668，外资溢出对居民收入差距的效应发生非线性转移；随着市场化的推进，2000年左右外资溢出对居民收入差距的作用发生质的变化，2002～2010年外资溢出缩小居民收入差距的作用接近或达到最大。第一节 引言
随着对外开放不断扩大，流入中国的国际直接投资（简称外资或FDI）越来越多，外资不仅推动了经济稳定高速增长，而且影响了居民收入分配。FDI进入产生的溢出效应是推进中国市场化的重要力量，从就业比例看，外资进入和非国有经济的变化趋势基本上是一致的，1985～2010年外资经济单位就业占全国就业比例逐年上升，从0.012%上升到2.396%，非国有单位就业占全国就业比例不断上升，从81.8%上升到91.4%，外资进入产生的溢出效应是居民收入差距变化的深层原因。外资进入不仅使中国居民就业结构产生变化，而且通过技术溢出导致工资差异，进而影响中国居民收入差距。一些学者从理论和实证两方面深入研究了外资溢出对居民收入差距的效应，外资溢出对中国居民收入差距具有正效应还是负效应，理论和实证研究一直存在争议。理论和实证研究一致表明，外资溢出既可能扩大收入差距，也可能缩小收入差距，因此，外资溢出对收入差距的影响是复杂的（何枫和徐桂林，2009）。一 外资进入通过改变经济结构影响收入差距
外资进入可以通过多种途径影响居民收入差距，如FDI大量流入，非国有经济比例上升，扩大了收入差距。因为外资经济的所有权本质是私人所有，即使排除外方资本等要素收入对中国收入差距的影响，中国私人资本在合资和合作企业获得的收入占总收入的比例随着外资经济发展不断提高，劳动收入份额下降，收入差距扩大。戴枫等（2007）、朱彤等（2012）、孔庆洋（2013）实证检验发现，外资经济扩大了中国居民收入差距；周明海等（2010）认为，外资企业的劳动边际产出远远大于内资企业，虽然工资较高，但是相对于企业效率，劳动报酬偏低，资本报酬偏高，即劳动收入份额显著较低。二 外资进入促进竞争进而影响收入差距
FDI大量流入必然增加劳动力需求，在劳动力市场均衡的条件下，FDI必然导致工资上涨。一方面，由于体制原因，中国劳动力在相当长的一段时期内无法充分自由流动，因此这一结论在中国也是适用的。另一方面，外资进入提高了市场化水平，加剧了市场竞争，诱使内资企业模仿外资企业建立现代企业制度、完善公司治理水平，内资企业效率提高，工资水平上升，内外资企业工资差距可能缩小。国外Lipsey和Sjöholm（2004）对印度尼西亚制造业的研究等证实了FDI拉动本地企业工资上升的观点。随着FDI由中国沿海逐步北上西进，FDI推动了中西部工资水平的上升，有利于缩小收入的区域差距，戴枫（2010）选择1997～2006年区域面板数据进行实证检验，证明了外资经济缩小居民收入区域差距的结论。三 内外资企业工资差距影响居民收入差距
外资企业一般建立了现代企业制度，有完善的激励约束机制，按效率支付工资；而且为了吸收本地的劳动力，外资企业倾向于支付高工资。内资企业工资定价在改革开放后的较长时期内主要由行政决定，外资企业工资明显高于内资企业。内外资企业工资差距扩大了居民收入差距。Aitken et al.（1996）对墨西哥和委内瑞拉的研究、Driffield和Girma（2003）对英国的研究，均支持外资企业工资高于本地企业的观点。四 外资进入促进就业进而影响收入差距
FDI进入为城镇失业人员提供就业机会，增加了城镇失业家庭的收入，有利于缩小城镇居民收入差距；特别是外资企业消除了就业身份歧视，吸收了大量农村劳动力，增加了农村居民家庭收入，有利于缩小城乡收入差距。赵晓霞和李金昌（2009）的实证研究表明，外资进入弥合了城乡居民收入差距。周娟和张广胜（2009）利用1989～2006年面板数据进行的实证检验，印证了这一观点。五 外资溢出影响居民收入差距
FDI通过技术溢出促进本地企业技术进步，增加对技术人员的需求，技术人员工资上升，收入差距扩大。包群和邵敏（2008，2010）两次选择36个行业面板数据、许和连等（2009）利用中国制造业12180家企业1998～2001年面板数据进行实证研究，均验证了这一观点。赵莹（2003）检验外资溢出对基尼系数的作用表明，外资溢出效应扩大了收入差距。周明海等（2010）的研究不仅强调了外资促进内资企业发展，扩大了国内投资，资本报酬比例上升扩大收入差距，而且认为外资企业劳动总报酬偏低导致平均工资水平高，高工资的溢[1]出效应扩大了居民收入差距。外资进入产生的示范效应促进非国有经济发展，吸收了大量农村剩余劳动力，扩大农村居民内部收入差距；同时FDI分布不均衡，扩大居民收入的区域差距。
外资溢出既可能扩大居民收入差距，也可能缩小收入差距。一些学者研究指出外资溢出对东道国工资的影响受多种因素的制约，李雪辉和许罗丹（2002）认为地区市场条件和劳动力市场结构差异制约外资溢出对内资企业工资的溢出效应；许和连等（2009）的实证研究也发现，在不同条件下，外资溢出对内资企业工资的影响存在显著差异。现有研究成果基本上选择线性模型进行实证检验，无法验证外资溢出对居民收入差距作用的复杂性。何枫和徐桂林（2009）通过构造FDI平方项的方法检验发现，FDI技术溢出与城乡收入差距呈倒U形关系，弥补了线性模型的缺陷。但是构造FDI平方项的方法检验FDI对收入差距作用的变化同样存在缺陷：第一，仅能检验FDI技术溢出对收入差距的作用随利用FDI水平变化而可能发生的变化，无法检验FDI技术溢出对收入差距的作用随其他因素变化而发生的变化；第二，这一方法仅能检验FDI技术溢出对收入差距作用可能发生质的变化，无法检验效应不发生质变条件下效应大小变化；第三，特别是，不能检验FDI技术溢出与收入差距的阈值协整关系，不能排除伪回归的可能。为弥补现有研究的不足，本章拟运用平滑转移回归模型，以市场化水平为阈值变量，对1982～2010年FDI技术溢出与全国居民收入差距之间的关系进行阈值协整分析，考察FDI技术溢出对居民收入差距的长期效应是否在市场化低于某一水平时发生非线性转移，以科学地回答如何利用FDI缩小收入差距这一重大现实问题。因此，这一研究不仅具有重要的理论意义，而且具有重大的现实价值。第二节 外资溢出影响居民收入差距的阈值模型一 阈值模型的构建
理论分析表明，外资溢出对居民收入差距的效应可能随某一因素变化而变化，因此我们将外资溢出影响基尼系数的计量模型初步设定为阈值模型。除了市场化和外资溢出外，影响居民收入差距的因素有很多，借鉴陆铭和陈钊（2004）、王小鲁和樊纲（2005）的实证模型，我们选择城镇化水平（表示为urban）、资本形成率（表示为kr）和对外开放水平（表示为open）作为模型的控制变量。为了检验模型的稳健性，我们采用逐步增加控制变量方法进行实证分析，因此，构建阈值模型如下。G=α+αmark+αfdi+αurban+（β+βmark+βfdi+βurban）t01t2t3t01t2t3tF（mark，λ，θ）+ε （1-1）t-dtG=α+αmark+αfdi+αurban+αkr+（β+βmark+βfdi+βurbant01t2t3t4t01t2t3t+αkr）F（mark，λ，θ）+ε （1-2）4tt-dtG=α+αmark+αfdi+αurban+αkr+αopen+（β+βmark+βfdit01t2t3t4t5t01t2t+βurban+αkr+αopen）F（mark，λ，θ）+ε 3t4t5tt-dt（1-3）
t表示第t（t=1982，…，2010）年，G为全国居民收入差距，常用基尼系数反映；fdi表示外资参与度，反映技术溢出，是模型关键解释变量。F（mark，λ，θ）是机制转移函数（其中mark为阈值变t-dt-d量），刻画外资溢出对基尼系数的非线性关系及可能发生的非线性机制转移；d表示机制发生转移的位置参数，其作用是确定机制转移的时点或位置；λ表示机制转移速度的参数。如果F（·）趋近0，外资溢出对基尼系数的效应服从第一机制，效应由估计的α刻画；如果F（·）2趋近1，外资溢出对居民收入差距的影响服从第二机制，效应由α+β22刻画；如果F（·）∈（0，1），外资溢出对基尼系数的效应在两种机制间平滑［决定于F（·）的值］转换，效应由α+F（·）×β刻画。θ是市场化水平变化的阈值参数，ε为残差项。如果模型（1-1）至模型t（1-3）中的所有变量为I（1）序列，且估计残差不存在单位根，模型（1-2）至模型（1-3）则是阈值协整模型，外资溢出与基尼系数之间的关系是非线性的长期阈值协整关系。二 变量测度
市场化水平通常可以用资本、产值和就业三个维度反映。由于中国各种统计资料中仅有企业的产值，没有提供党政团事业单位的产值，而党政团事业单位工资水平与其他单位存在较大的差距，是形成居民收入差距的重要原因。因此，不同所有权性质的企业产值不能准确反映市场化水平变化，否则可能导致实证模型估计的偏误。边燕杰和张展新（2005）主张从就业和投资两方面测度市场化，因此我们用非国有单位就业比例和投资比例综合反映市场化水平的变化。借鉴毕先萍和简新华（2002）的方法，市场化水平用非国有经济单位固定投资占全国固定投资的比例和非国有经济单位就业占全国就业的比例平均值测度。我们没有采用外资经济比例测度外资参与度，原因有二：第一，没有20世纪80年代中期以前外资经济单位统计数据；第二，一般而言，外资参与度与市场化水平高度相关，即二者存在强共线性，为避免这一问题对计量模型估计带来的影响，采用当年利用FDI数量占GDP的比例测度外资参与度（用fdi表示），其中FDI按年均[2]汇率折算为人民币。测算基尼系数的方法很多，其中测算城镇居民或农村居民收入内部差距的方法较为成熟，但是测算全国基尼系数的成果不多，基尼系数直接采用我们前期研究成果的数据（详见唐未兵、傅元海，2013）。资本形成率数据来自《中国统计年鉴》，城镇化用城镇人口的比例衡量，对外开放水平用进出口额占GDP的比例度量。第三节 实证检验
为提高模型（1-1）至模型（1-3）估计结果的准确性，首先必须判断模型解释变量的共线性程度，然后确定模型的具体形式，再进行阈值协整检验。阈值协整模型首先要求解释变量服从单位根过程，其次需要确定机制发生转移的位置，再次确定解释变量与被解释变量是否存在非线性关系及其转移函数类型。依据这些要求逐步对模型解释变量及模型设定进行相关检验。一 共线性检验
用时间序列数据测度的解释变量容易出现高度共线性，模型可能因此出现奇异矩阵而无法估计，即使不存在奇异矩阵，估计结果也可能存在偏差。利用相关分析发现，mark分别与urban、open、kr、fdi的相关系数分别为0.9764、0.8830、0.7451、0.4173，urban与open、kr、fdi的相关系数分别为0.8948、0.7986、0.3212，open与kr、fdi的相关系数为0.7468、0.4184，kr与fdi的相关系数为0.3213。初步认为部分解释变量之间存在强共线性。表1-1 解释变量的相关系数矩阵
进一步利用Satterjee et al.（2000）提出的方法进行诊断表明，模型（1-1）至模型（1-3）解释变量的主成分分析的特征根倒数和分别为56.8440、84.3729、87.4455，远远大于解释变量数目的5倍。因此，模型（1-1）至模型（1-3）的解释变量共线性程度非常高。利用Kumar（2002）降低解释变量共线性的方法，分别以urban、open、kr为被解释变量、mark为解释变量进行回归，得到的相应残差分别替代urban、open、kr，分别表示为urbans、opens、krs。调整后的解释变量之间的相关系数最高不超过0.493，特别是通过对模型调整后的解释变量进行主成分分析，得到特征根倒数和均不超过解释变量的1.6倍，表明解释变量的低共线性不会影响模型（1-1）至模型（1-3）估计结果的准确性。表1-2 共线性检验二 单位根检验
对模型变量进行单位根检验表明，G、mark、fdi、urbans、opens和krs的ADF统计量均大于5%显著水平下的临界值，这些变量的一阶差分ADF统计量均小于5%显著水平下的临界值。因此，这些变量均存在单位根，但一阶差分是平稳的，即所有变量均是I（1）序列。表1-3 变量的单位根检验三 滞后阶的确立
Granger和 Teräsvirta（1993）将机制转移函数分为Logistic型和Exponential型两类。两类转移函数均可以近似表示为在原点按三阶展开的表达式：123F（mark，λ，θ）=φmark+φmark+φmark t-d1t-d2t-d3t-d（1-4）
将（1-4）式分别代入模型（1-1）至模型（1-3）进行最小二乘估计。Dijk et al.（2002）、王少平和欧阳志刚（2008）等认为，一般2依据AIC值最小、调整的R和F统计量最大原则确定机制发生转移的位置参数d。上述原则必须以阈值协整模型为前提，否则应服从阈值协整原则确定d。分别对模型（1-1）至模型（1-3）进行回归，相关结果见表1-4。表1-4 阈值变量滞后阶的确定
由于本章样本较小，取d最大值为3。模型（1-1）和模型（1-2）均取d=2，AIC虽然不是最小，但是和F值最大。依据AIC、和F值，模型（1-3）取d=1，但是阈值协整统计量为5.98，大于5%显著水平下的临界值，残差存在单位根，说明取d=1拒绝解释变量与基尼系数存在阈值协整关系，因此，调整d的取值为2。四 非线性检验与转移函数形式的确定
外资溢出对基尼系数的长期效应是否发生非线性转移以及按何种方式转移，可以通过严格的检验来确定。将确定的滞后阶d代入（1-5）式，再分别代入（1-1）式至（1-3）式。如果φ=φ=φ=0，F（·）123=0，模型则为线性模型；如果φ、φ、φ不全为0，F（·）≠0，模型123则为非线性模型。运用Caner和Hansen（2001）提出的线性非线性模型检验法，分别对模型（1-1）至模型（1-3）进行检验表明，三个模型线性非线性检验的LM统计量分别为199.01、744.80、932.43，明显大于5%显著水平的临界值，均拒绝φ=φ=φ=0的原假设Z，即三个1230模型均拒绝线性模型，不拒绝非线性模型。表1-5 转移函数F（·）形式的检验
如果拒绝φ=0的Z原假设或φ=0│φ=0的Z原假设，机制转移3011303函数为Logistic型转移函数；如果拒绝φ=0│φ=0、φ=0的Z原假设，21302机制转移函数为Exponential型转移函数。从表1-5可以看出，模型（1-1）至模型（1-3）在Z假设条件下，统计量分别为26.24、01135.85和242.44，明显大于5%显著水平下临界值，即拒绝Z假设，01可以确定三个模型的机制转移函数均是Logistic型转移函数。将确定[3]的机制转移函数代入相应模型，得到以下阈值模型：G=α+αmark+αfdi+αurbans+（β+βmark+βfdi+βurbans）t01t2t3t01t2t3t-1{1+exp［-λ（mark-θ）］}+ε （1-5）tt-2G=α+αmark+αfdi+αurbans+αkrs+（β+βmark+βfdi+βurbanst01t2t3t4t01t2t3t-1+αkrs）{1+exp［-λ（mark-θ）］}+ε （1-6）ttt4-2G=α+αmark+αfdi+αurbans+αkrs+αopens+（β+βmark+βfdit01t2t3t4t5t01t2t-1+βurbans+αkrs+αopens）{1+exp［-λ（mark-θ）］}+ε 3t4t5tt-2t （1-7）五 阈值协整检验
经检验确定模型（1-5）至模型（1-7）为非线性模型，进一步利用Choi和Saikkonen（2004）提出的方法，计算基于估计的部分残差计算阈值协整检验的统计量，以检验模型（1-5）至模型（1-7）的平稳性。阈值协整检验的原假设是为平稳序列，备择假设是服从单位根过程。表1-6显示，模型（1-5）的阈值协整统计量为1.38，对应的概率为0.31，小于5%显著水平下的临界值2.6584；模型（1-6）的阈值协整统计量为1.36，小于5%显著水平下的临界值2.311，对应的概率为0.227；模型（1-7）的阈值协整统计量为1.74，小于5%显著水平下的临界值4.126，对应的概率为0.4。因此，在5%显著水平下模型（1-5）至模型（1-7）估计残差均为I（0）序列，表明外资溢出与全国基尼系数均存在阈值协整关系。也就是说，随着市场化水平上升到某一水平，外资溢出对居民收入差距的长期效应会发生非线性转移。表1-6 阈值协整的检验表1-6 阈值协整的检验-续表第四节 实证结果及解释一 模型估计结果
采用Choi和Saikkonen的方法确定初始阈值，对模型（1-5）至模型（1-7）进行非线性最小二乘估计，得到具有一致性的估计结果分别为（1-5）式至（1-7）式。从估计结果可以看出，外资溢出对居民收入差距的长期效应，因市场化水平的变化而显著不同。
图1-1中，1982～1997年模型（1-8）和模型（1-10）外资溢出对全国基尼系数的效应服从第一机制，1982～1995年模型（1-9）外资溢出对全国基尼系数的效应服从第一机制，外资溢出对基尼系数的效应值分别为0.026、0.13和0.2。在这一时期内，利用FDI水平提高一个单位，基尼系数分别增加0.026、0.13和0.2；反之，利用FDI水平降低一个单位，基尼系数下降0.026、0.13和0.2。2002～2010年模型（1-8）和模型（1-10）外资溢出对基尼系数的效应服从第二机制，外资溢出对基尼系数的效应值分别为α+β=0.026-0.072=-0.046、220.013-0.058=-0.045；2000～2010年模型（1-9）外资溢出对基尼系数的效应服从第二机制，外资溢出对基尼系数的效应值为α+β=0.02-0.08=-0.06。进一步说，利用FDI水平提高一个单位，222002～2010年模型（1-8）和模型（1-10）全国基尼系数分别下降0.046、0.045，2000～2010年模型（1-9）全国基尼系数下降0.06；相反，利用FDI水平降低一个单位，2002～2010年模型（1-8）和模型（1-10）全国基尼系数分别上升0.046、0.045，2000～2010年模型（1-9）全国基尼系数上升0.06。图1-1 机制转移图
1998～2001年，模型（1-8）和模型（1-10）外资溢出对基尼系数的效应服从混合机制，1996～1999年模型（1-9）外资溢出对基尼系数的效应服从混合机制效应值由α+F（·）×β刻画。具体地说，利22用FDI水平提高（或降低）一个单位，1998年和1999年模型（1-8）的基尼系数分别上升（或下降）0.02和0.016，模型（1-10）的基尼系数分别上升（或下降）0.004和0.0004，2000年和2001年的基尼系数分别下降（或上升）0.006和0.033；1996年和1997年模型（1-9）的基尼系数分别上升（或下降）0.013和0.009；2000年和2001年模型（1-8）的基尼系数分别下降（或上升）0.006和0.033，模型（1-9）的基尼系数分别下降（或上升）0.016和0.033，模型（1-8）的基尼系数分别下降（或上升）0.006和0.03，1998年和1999年模型（1-9）的基尼系数分别下降（或上升）0.015和0.045。通过分析可以推断，模型（1-8）和模型（1-10）外资溢出对中国居民收入差距的效应随市场化水平上升至0.668时发生了非线性转移；模型（1-9）外资溢出对中国居民收入差距的效应随市场化水平上升至0.667时发生了非线性转移。模型（1-8）和模型（1-10）中2000年外资溢出对全国基尼系数的效应发生性质变化，模型（1-9）中1998年外资溢出对全国基尼系数的效应发生性质变化，即外资溢出先是扩大中国居民收入差距，然后缩小居民收入差距。图1-2 外资溢出对居民收入差距的偏效应二 模型估计结果的稳健性分析
估计结果表明，在第一机制下，利用FDI水平的系数为正值；在第二机制下，利用FDI水平的系数为负值。特别是，在样本期间，模型选择城镇化或选择城镇化和资本形成率为控制变量，外资溢出对全国基尼系数的长期效应变化趋势基本一致；外资溢出对全国基尼系数的长期效应2000年前效应为正，2000年开始效应为负。模型选择城镇化、对外开放和资本形成率为控制变量，与另两个模型存在两个微小差异，一是机制函数转移速度稍慢，二是效应发生性质变化的年份略有不同，外资溢出对基尼系数的效应发生性质变化早2年。因此，通过逐步添加控制变量的方法进行检验发现，阈值变量估计值、机制转移速度基本一致，外资溢出对基尼系数的效应变化趋势在不同模型中是一致的，由此可以认为估计结果是稳健的。三 主要结论及解释（一）市场化水平上升至某一水平会改变外资溢出对居民收入差距效应的性质
外资溢出对居民收入差距产生了多方面的作用。第一，FDI进入产生技术溢出，促进了技术进步，扩大了技术人员的需求，由于短期内技术人员供给不会增加，技术人员供不应求导致技术人员工资上升，必然扩大居民收入差距。第二，外资进入产生示范效应，促进非国有企业发展，吸收农村剩余劳动力，扩大农村居民内部收入差距和缩小城乡收入差距，对全国居民收入差距产生两方面的作用；外资示范效应带动非国有企业发展，吸收了市场化改革导致的失业人员，增加了失业家庭的收入，有利于缩小城镇居民收入差距。第三，外资进入产生竞争效应影响劳动供求，进而影响居民收入差距。随着外资进入，在劳动力不完全流动的条件下，受劳动人事制度、户籍限制、社会保障体系不完善等因素的制约，劳动需求大于供给必然会扩大外资企业与内资企业工资的差距。从表1-7可以看出，1996～2010年外资企业平均工资与全部城镇单位平均工资的差距总体上不断缩小，与利用FDI水平不断降低的趋势基本一致。因为利用FDI水平下降决定了外资企业对劳动需求增加幅度是不断下降的，同时市场化改革释放了大量的劳动力，社会保障制度和劳动人事制度等改革，有利于人口流动，劳动市场供给增加，致使外资企业的工资水平与内资企业的差距不断缩小。总之，如果外资溢出对居民收入差距的负效应超过正效应，外资溢出扩大居民收入差距，这可能发生在改革开放初至20世纪90年代中后期；20世纪90年代后期随着市场化改革深入和社会保障体系的完善，劳动供求改善，扩大了外资溢出对居民收入差距的负效应，致使外资溢出对居民收入差距的正效应小于负效应，外资溢出缩小居民收入差距。表1-7 外资企业与城镇单位平均工资比较（二）促使外资溢出对居民收入差距的效应发生非线性转移的因素
外资产生的溢出效应促使市场化进程加速，进而对农村劳动力吸收速度大幅提高，1998年农村劳动力流动数量占农村劳动力的比例增加0.023，市场化扩大农村居民收入差距的效应可能大幅度缩小。因此，2000年非国有经济吸收农村劳动力的能力大幅提高，农村流动劳动力增加1180万人，占农村劳动力的比例突破30%，市场化对农村居民收入内部差距的正效应进一步下降，对城乡收入差距的负效应进一步扩大；1997年中国高等教育规模扩大，意味着自2000年开始技术人员供给增加的幅度增大，有利于缩小FDI企业与内资企业的工资差异。以上多种因素诱使外资溢出效应对居民收入差距的效应发生性质变化。第五节 政策启示
利用阈值协整模型检验1982～2010年外资溢出效应对全国基尼系数的长期效应。结果表明，外资溢出效应与全国基尼系数之间存在阈值协整关系。具体地说，当市场化水平上升至0.668时，外资溢出效应对居民收入差距的效应发生非线性转移；市场化水平低于0.668时，外资溢出扩大居民收入差距，也就是说，20世纪90年代中期以前外资溢出效应是扩大中国居民收入差距的重要原因。随着市场化水平在门槛值以上进一步上升，20世纪90年代中后期以前外资溢出扩大居民收入差距的效应不断缩小，2000年外资溢出效应对居民收入差距的正效应变为负效应，到2002年外资溢出效应缩小居民收入差距的作用接近或达到最大，即2002～2010年利用FDI水平下降是中国居民收入差距扩大的重要原因。
实证研究得到的结论具有重要的启示：推进市场化，大力引进外资可以缩小居民收入差距，可以提高国内有效需求，破除经济持续稳定增长的瓶颈，促进经济增长，可以从根本上解决许多社会矛盾，为中国当前正在进行的深层改革创造良好的社会环境和必要条件。重视引进外资，特别是加大中西部利用FDI水平，为中西部城镇失业人员和农村劳动力提供更多的就业机会，增加城镇失业家庭和农村居民家庭收入，缩小城镇居民收入差距、农村居民收入差距和城乡收入差距。同时，政府应加大对垄断企业的反垄断力度，消除垄断行业就业进入壁垒和行业进入壁垒，允许外资进入垄断行业。这不仅有利于促进竞争，而且有利于推进市场化，进而缩小收入差距。
[1] 因为劳动生产率高，就业人员减少，劳动边际产出高，平均工资水平虽然高，但劳动收入份额却是下降的。
[2] 1981～1983年外商直接投资数据来自联合国贸易和发展会议（UNCTAD）公布的数据。
[3] 模型拒绝Z原假设，转移函数可能是另一种Logistic型转移函01-1数F（mark，λ，θ）={1+exp［-λ（mark-θ）（mark-θ）］，t-dt-d1t-d2即机制转移函数可能存在两个阈值，检验仅发现一个阈值。因此，三个模型机制转移函数类型是相同的。第二章外资溢出对旅游服务出口的影响及其区域差异——基于中国区域动态面板的研究
本章提要 外商直接投资通过多种方式促进东道国旅游服务的出口，具体包括外资企业的业务活动产生的旅游服务出口，企业外方雇员引致的探亲访友型产生的旅游服务出口，旅游业FDI因改善旅游服务条件而带动的旅游服务出口，FDI直接或间接导致的入境游客对旅游信息的传播促进旅游服务的出口。利用中国1987～2008年区域面板数据，构建动态面板模型分全国、东部、中部和西部样本，估计发现，FDI对全国和东部旅游服务出口具有显著的创造效应，对中西部旅游服务出口的创造效应在计量上不显著，说明FDI对中国旅游服务出口的创造效应是东部创造的，检验结果也证实了中国FDI空间分布的差异与旅游服务出口的区域差异存在内在的逻辑联系。第一节 引言
扩大内需和稳定外需是保持中国经济稳定增长的两种重要手段，追求出口数量增长的对外贸易模式支撑中国30多年的经济高速增长，而这种贸易模式正面临资源和环境的约束难以为继。稳定外需就必须调整对外贸易结构、转变对外贸易增长模式，扩大服务贸易则是优化对外贸易结构、转变贸易增长模式的重要内容，服务贸易具有低能耗、低污染的优势，扩大服务贸易是实现经济可持续发展的重要途径。虽然中国服务贸易出口总额居世界前列，但服务贸易发展水平低，到2008年中国服务贸易仅占总贸易的10.6%，远远低于欧盟和美国等发达国家20%以上的水平，甚至低于世界平均18.1%的水平，中国服务业的支柱产业旅游服务业出口增长缓慢是中国服务贸易水平低的重要原因，旅游服务出口占服务贸易出口的比例不断下降，20世纪90年代后期至2002年达到50%左右，2007年后只有30%左右。因此，促进旅游服务出口的稳定增长是实现服务贸易增长的重要保证，虽然很多研究成果探讨了中国旅游服务贸易出口的原因及其进一步发展的空间，但是很少有研究成果从利用外商直接投资的视角探讨东道国旅游服务出口的发展，本章将从理论上探析外商直接投资影响旅游服务出口的机理，并利用中国1987～2008年区域面板数据进行实证检验，以探寻引进FDI的大国推动旅游服务出口的对策。第二节 文献评述
学者对于FDI与东道国贸易的关系进行了广泛的探讨，Markusen（1983）、小岛清（1987）等认为FDI对国际贸易具有创造效应。理论上，FDI通过直接和间接两种方式影响东道国的贸易，直接影响是指FDI企业进出口的数量规模、结构等对东道国的影响；间接影响是FDI企业进出口产生的关联效应和信息溢出效应对贸易的影响。一些实证研究如Harrison（1994）、Lipsey（1995）、Min（2003）的研究表明，FDI对东道国贸易具有创造效应，国内学者如江小涓（2002）的实证研究也得出类似的结论。但是这些研究讨论的是FDI对东道国货物贸易的影响，没有涉及FDI对旅游服务贸易的影响。
一些学者将FDI与东道国贸易关系的研究从货物贸易进一步拓展到服务贸易领域，具体包括FDI对服务贸易的影响、服务业FDI对服务贸易的影响等方面。这些研究成果虽然没有系统地直接研究FDI对东道国旅游服务出口的影响，但是从FDI或服务业FDI影响服务贸易出口的结论可以初步推断FDI对旅游服务出口可能产生的作用。Blind和Jungmittag（2004）、Banga（2005）的实证研究表明，FDI对东道国服务贸易出口具有创造效应；不过，孙俊（2002）利用国别数据进行实证检验的结果并不支持FDI对服务贸易出口的创造效应观点，将原因归结为发达国家和发展中国家服务贸易出口原有比较优势的差异；袁永娜（2007）利用1982～2005年时间序列数据进行的协整分析支持了孙俊的结论。一些学者进一步检验了服务业FDI对服务贸易的影响，周海蓉（2008）利用中国1983～2005年数据进行实证研究发现，服务业FDI对服务贸易进口具有替代效应，对出口具有创造效应。但是，这些研究没有明确FDI与旅游服务出口的关系，因而无法判断FDI对旅游服务出口的影响。
如果因为旅游服务贸易是服务贸易的组成部分，可以从FDI对服务贸易的影响推断FDI对旅游服务贸易可能产生的影响，那么同样因为利用FDI水平是衡量对外开放水平的重要内容，也可以从对外开放与旅游服务贸易的关系推断FDI与旅游服务贸易可能存在的联系。影响国际旅游服务的因素中，与FDI直接相关的是对外开放度。对外开放是国际旅游服务的基础、先导，对外开放水平越高，旅游产品的信息越能为更多国际游客了解。彭华（2000）认为对外开放是影响城市国际旅游的重要因素，因为对外开放水平越高，城市对外经济联系越强，吸引商务和业务等活动的商务旅游者越多；赵东喜（2008）运用1997～2005年省际面板数据进行实证研究发现，对外开放水平是国际旅游服务贸易出口的决定因素。因此，从开放水平对国际旅游服务出口的影响可以推断FDI对国际旅游服务出口可能产生的影响，但是结论仍然不明确。
文献回顾表明，现有的研究既未从理论上系统地探讨FDI影响东道国旅游服务贸易出口的机理，也未系统地检验FDI对旅游服务贸易出口的影响。虽然保继刚和刘雪梅（2002）的实证研究验证了实际利用外资与国际旅游服务贸易出口正相关关系，但是相关性并不能说明FDI与国际旅游收入的内在逻辑联系，不能排除二者的伪相关关系。因此，系统地研究FDI对东道国旅游服务出口的影响具有理论价值，相对于时间序列数据来说，动态面板数据模型适用于揭示不同区域FDI影响旅游服务出口的异质性及其动态效应。第三节 外资溢出影响旅游服务出口的理论分析
众所周知，与运输货物进入国际市场的出口贸易不同的是，旅游服务因为旅游产品主体不能迁移的特殊性，旅游服务出口必须通过将国际消费者请进来消费旅游产品才能实现。中国是一个历史悠久、幅员辽阔的国度，众多的历史文化古迹、自然名胜是稀缺珍贵的旅游资源，但是如果国际游客不知道这些旅游产品的信息，就无法形成对中国旅游产品的有效需求，旅游服务出口不能实现。对外开放是国际游客了解旅游产品信息的前提和基础，特别是对中国而言，对外开放在时间上和空间上都是渐进式的，而且旅游产品的国际宣传往往滞后于主要经济活动，国际游客了解中国名胜古迹等旅游产品是循序渐进的缓慢过程，外资企业的生产经营活动对中国旅游服务贸易出口具有特殊意义，因为外资企业的经营活动不仅直接拉动旅游服务的出口，而且还传播与扩散旅游产品的信息，间接推动旅游服务出口。
在中国渐进式的对外开放中，外商直接投资积极促进了旅游服务出口。因为外商投资建企业必然进行选址和投资环境考察、投资洽谈、签订协议、厂房建设等，企业经营的这些前期活动可能会产生不同规模的商务旅游和观光旅游等；企业经营过程中，母公司或其他子公司在采购、生产、技术、销售等业务上对本地子公司进行监管、指导、考察、协调等，也可能直接产生公务旅游、观光旅游等。一般而言，无论单个投资项目规模，还是地区利用FDI的总规模，可能与直接产生的旅游活动正相关。FDI从集中的东部沿海地区逐步北上西进的过程中，拉动了FDI所到之地的国际旅游活动。随着流入中国的FDI不断增加，旅游服务出口也是成比例扩大，当中国步入引进FDI的大国行列时，旅游外汇收入也相应地名列世界前列。
外商直接投资不仅直接拉动旅游服务出口，还间接推动旅游服务出口。FDI对东道国旅游服务出口的间接效应包括旅游条件改善效应、关联效应和信息溢出效应三个层面。旅游条件改善效应是指FDI进入交通、住宿、餐饮、旅游中介等行业，能改善旅游基础设施条件，提高旅游服务水平和质量，进而扩大旅游服务的出口，因为虽然旅游资源是影响旅游服务出口的决定因素，但是旅游基础设施和服务质量也是必要条件。关联效应是指外资企业的外方雇员会引起其母国或其他国家的亲人朋友探亲访友现象，扩大旅游服务的出口。外资企业的外方雇员越多，FDI关联的旅游服务出口效应越大。一般而言，独资企业的关联效应最大，外方控股企业次之。
FDI的旅游服务信息溢出效应对扩大中国旅游服务出口具有非常重要的意义。政府特别是发展中国家的政府始终重视FDI企业出口信息的溢出效应。Caves（1996）、Blomström和Kokko（1996）、Kumar（2002）认为FDI企业出口会向本地企业传递出口市场的信息，对本地企业“学习出口”是非常重要的；柴敏（2006）利用省际面板数据、傅元海和谭伟生（2009）利用时间序列数据的实证研究均验证FDI企业出口对中国内资企业出口存在信息溢出效应。如果说FDI企业通过出口向东道国企业溢出出口市场的需求信息，那么FDI企业生产经营活动必然向潜在国际游客溢出东道国旅游服务的供给信息。在对外开放过程中旅游产品的国际宣传一般滞后于外商直接投资活动，外商直接投资活动引致的入境游客通过特有的信息传播网络传输旅游服务信息就成为中国旅游产品国际宣传的重要渠道。因此，在中国渐进式的对外开放中，FDI的旅游服务信息溢出效应在扩大中国旅游服务贸易出口方面发挥了重要的作用。第四节 中国利用FDI和旅游服务出口现状的简要描述
经济发展水平、地理区位和对外开放水平的差异，导致中国区域利用FDI和国际旅游服务贸易存在显著差异，为揭示利用FDI水平的区域差异对国际旅游服务出口的影响，我们依据这种差异将中国划分为东中西三大区域。东部区域包括京、津、冀、辽、沪、苏、浙、闽、鲁、粤和琼11个省市，中部区域包括晋、吉、黑、皖、赣、豫、鄂和湘8个省，其余省份为西部区域。1.FDI空间分布的差异
由于东部对外开放的先行优势、沿海的区位优势和较高的经济发展水平等条件，FDI主要集中于此，1987～2008年流入东部的FDI基本上在80%以上，最低的2008年为75%，最高的2003年达到86%；中部地区次之，基本在10%以上，最低的1992年占9.3%，最高的2008年达到16.6%；西部地区的比例为5%左右，最低的2003年只有4.1%，最高的1987年达到10.7%。表2-1 各地区引进FDI和旅游服务贸易出口的比例
图2-1直观地显示三个区域利用FDI水平的差距，其中东西部的差距最大，东西部利用FDI的比值为7.1～21.2，1987～1991年差距比不断扩大到17.8，之后差距比迅速缩小到1993年的10.1，1993～2003年东西差距总体上呈不断扩大的态势，2003年之后差距再次迅速缩小。东中部利用FDI水平的差距次之，东部利用FDI与中部的比值为4.5～9.2，1987～1992年东中部差距缓慢扩大，1992～1997年差距比从9.2缓慢缩小到6.3，1998～2003年差距较为稳定，2003年之后东中部差距明显呈扩大趋势。中西部的差距较小，中部利用FDI与西部的比值为1.2～2.6，差距稳定。因此，东中西部利用FDI水平的差距十分明显。图2-1 各区域利用FDI水平的差距2.国际旅游服务出口的区域差距
各区域国际旅游服务出口的差距也是十分明显，其特征与FDI空间分布的差异大同小异。1987～2008年，东部旅游服务出口的比例最高，占全国的72.7%～89.2%，东部旅游服务出口的比例变化分为三个阶段，1987～1997年总体呈下降趋势，由89.2%下降到72.9%；之后呈波动上升趋势，到2003年达到81.1%；2003～2008年呈波动下降趋势。与FDI空间分布的差距相同的是，中西部旅游服务出口的比例低，最高不超过28%；与FDI空间分布的差距不同的是，西部旅游服务出口的比例高于中部，原因可能是西部丰富的旅游资源对国际游客的吸引力超过了FDI的旅游服务出口效应。第五节 基本计量模型
试读结束[说明：试读内容隐藏了图片]