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。

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（markt－d, λ,θ）是机制转移函数（其中markt－d为阈值变量），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α2刻画；如果F（·）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α2+β2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，εt为残差项。如果模型（1－1）至模型（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。

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。

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。

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：

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，一般依据AIC值最小、调整的R2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。

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φ1＝ φ2＝ φ3＝0, F（·）＝0，模型则为线性模型；如果φ1、φ2、φ3不全为0, F（·）≠0，模型则为非线性模型。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φ1＝ φ2＝ φ3＝0的原假设Z0，即三个模型均拒绝线性模型，不拒绝非线性模型。

如果拒绝φ3＝0的Z01原假设或φ1＝0│φ3＝0的Z03原假设，机制转移函数为Logistic型转移函数；如果拒绝φ2＝0│φ1＝0、φ3＝0的Z02原假设，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Z01假设条件下，统计量分别为26.24、135.85和242.44，明显大于5%显著水平下临界值，即拒绝Z01假设，可以确定三个模型的机制转移函数均是Logistic型转移函数。将确定的机制转移函数代入相应模型，得到以下阈值模型注1：

注1模型拒绝Z01原假设，转移函数可能是另一种Logistic型转移函数F（markt－d, λ, θ）＝ ｛1 +exp［－λ（markt－d－θ1）（markt－d－θ2）］｝－1，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。

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。

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α2+β2＝0.026－0.072 ＝－0.046、0.013－0.058 ＝－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α2+β2＝0.02－0.08＝－0.06。进一步说，利用FDI水平提高一个单位，2002～2010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。

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α2+F（·）× β2刻画。具体地说，利用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。

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。

（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。