1.物流的概念
物流（PhysicalDistribution）一词源于国外，最早出现于美国，1915年阿奇·萧在《市场流通中的若干问题》一书中就提到物流一词，并指出“物流是与创造需求不同的一个问题”。现在欧美国家把物流称作Logistics的多于称作PhysicalDistribution的。Logistics包含生产领域的原材料采购、生产过程中的物料搬运与厂内物流和流通过程中的物流或销售物流即PhysicalDistribution，可见其外延更为广泛。物流可以定义为“是指物质实体从供应者向需求者的物理移动，它由一系列创造时间价值和空间价值的经济活动组成，包括运输、保管、配送、包装、装卸、流通加工及物流信息处理等多项基本活动，是这些活动的统一”。
2.企业物流
物流的分类方法包括宏观物流和微观物流、社会物流和企业物流及国际物流和区域物流等。
企业物流是从企业角度上研究与之有关的物流活动，是具体的、微观的物流活动的典型领域。可以区分为以下具体的物流活动：
（1）企业生产物流：企业生产物流指企业在生产工艺中的物流活动，实际上已构成了生产工艺过程的一部分。企业生产过程的物流大体为：原料、零部件、燃料等辅助材料从企业仓库或企业的“门口”开始，进入到生产线的开始端，再进一步随生产加工过程一个一个环节地流，在流的过程中，本身被加工，同时产生一些废料、余料，直到生产加工终结，再流至产成品仓库，便终结了企业生产物流过程。
（2）企业供应物流
企业为保证本身生产的节奏，不断组织原材料、零部件、燃料、辅助材料供应的物流活动，这种物流活动对企业生产的正常、高效进行起着重大作用。
（3）企业销售物流
企业销售物流是企业为保证本身的经营效益，不断进行销售活动，将产品所有权转给顾客的物流活动。
（4）企业废弃物回收物流
企业在生产、供应、销售的活动中总会产生各种边角余料和废料，这些东西的回收是需要伴随物流活动的，回收物品处理不当，往往会影响整个生产环境，甚至影响产品质量，也会占用很大空间，造成浪费。
3.物流是“第三利润泉”
我们曾接触过这样一个项目，计划把位于加拿大和美国交界的阿拉斯加冰川水通过30万吨散装货轮运到中国，通过管道分装，再通过装瓶灌装送至市场。这个项目是否可行的关键就是物流，可以说，物流成本对这个项目具有“一票否决权”。许多投资项目能否在中国成功落户与这个例子一样，关键取决于物流效率。在今天的国际工商业界，降低物流供应链的成本已经成为经营管理的首选重点。物流领域已成为继降低资源（人工和材料）消耗，提高劳动生产率及通过扩大市场销售获取更多利润之后的“第三利润源泉”。
二、北仑区企业物流管理存在的一些问题
尽管我国物流业近几年有了较快发展，许多企业也对物流管理有了一些认识，但通过对北仑区内的内、外资企业的调查、了解，我们发现，一些外资企业，已经导入准时制生产方式，物流效率较高，对物流理念的理解比较深入，在仓库设置、物品存放、运输等各环节，都有具体设计规划、标识，实施也比较到位。而一些民营企业与这些外资企业相比，还有很大差距。主要表面在下面几个方面：
1.物流理念认识不足
企业经营者，重生产轻管理、重工艺轻物流，对现代物流对新经济时代中企业生产营销的巨大支撑作用和“第三利润源泉”的潜在能力缺乏应有的认识，墨守成规，缺乏物流革新精神。
2.企业的组织机构设计不合理、不科学
企业的计划、采购、供应、存储、运输等物流活动分属于各职能部门，各部门和各物流环节因没有统一管理，只对上级负责、容易强调部门利益而没有全局观念。
3.物料储放、运输混乱
企业总体布局一般没有进行物流的规划设计，企业现有的总体或局部的物流格局不清晰，物料流混乱，物料流转时间长，交货周期长，空间浪费大。
4.物流信息管理的基础工作薄弱、效率低
采购信息、供货信息、供货质量信息、库存中各种物资的历史分布等物流的基础数据没进行很好的归纳整理；没有利用看板管理、颜色管理等目视管理方法进行信息共享，信息网络没建立。
5.物流基础设施不完善
技术装备落后、机械化、自动化程度低。
6.物流成本方面管理滞后
相关物流系统一般没有采取总成本控制、物流成本模糊，分部门核算时总成本不清，各种物资、人员、设备设施和时间效率的浪费现象普遍存在，没有采用先进的物流比较成本。
三、如何提高企业物流管理水平
可以说我国的企业现在都在参与国际市场竞争，因为即使在国内，也有众多外资企业同我们竞争。如果要在竞争中取得优势，必须降低物流总成本，提高物流管理水平。
1.物流管理的定义
物流管理是指在社会再生产过程中，根据物质资料实体流动的规律，应用管理的基本原理和科学方法，对物流活动进行计划、组织、指挥、协调、控制和监督，使各项物流活动实现最佳的协调与配合，以降低物流成本，提高物流效率和经济效益。
物流管理的内容包括：
（1）对物流活动诸要素的管理，包括运输、储存等环节的管理；
（2）对物流系统诸要素的管理，即对其中人、财、物、设备、方法和信息等六大要素的管理；
（3）对物流活动中具体职能的管理，主要包括物流计划、质量、技术、经济等职能的管理等。
2.物流系统化
物流系统就是指在企业活动中的各种物流功能，随着采购、生产、销售活动而发生，使物的流通效率提高的系统。这种系统大致可由作业系统和信息系统两个系统组成。
（1）作业系统就是在运输、保管、配送、装卸、包装等作业中，引入各种技术，以求自动化和效率化，同时，使各功能之间能完满地联接起来的系统。
（2）信息系统也称物流信息系统，在企业活动中和其他的功能——采购、生产、销售系统有机地联系起来从而使从定货到发货的信息活动更完满化，从而提高物流作业系统的效率。
3.提高物流管理水平的具体对策
(1)建立企业物流成本构成模式与物流管理会计制度
在很多企业中，物流成本在企业销售成本中占了很大的比例，企业物流总成本是企业产品在实物运作过程中，如包装、装卸、储存、流通加工、物流信息处理等各个环节所支出的人力、财力、物力的总和。企业要明确物流成本的构成，全面、正确的把握包括企业内外发生的所有物流成本在内的企业整体物流成本，以企业整体成本为对象削减物流成本，建立企业物流成本的构成模式，从原来财务成本费用中剥离出属于物流成本范畴的内容，能准确判断和计算企业现有物流成本及其构成情况。分析和比较物流成本与制造成本，物流费用与其他费用之间的关系，建立科学的物流管理会计制度，使物流成本管理与财务会计在系统上联结起来，切实掌握物流系统的成本。分领域全面清理物流系统的资源配置，建立物流成本数据库，建立物流成本科学的比较依据。
(2)在企业内部，充分利用7S、看板管理、颜色管理等手法，加快企业物流速度，提高资金利用效率
物流速度越快，所需流动资金越少，同时，尽可能减少流通环节和节约物流时间，尽可能直运输、减少物资集中和分散运输的次数，实现效率化的配送，从而加快企业物流速度，降低企业物流总成本。
(3)在企业外部，与上、下游企业配合，构建一体化物流战略
企业要努力与供应链上下游企业之间合作形成一体化供应链。实现由生产企业、销售企业、消费者组成的供应链的整体化和系统化，构筑一体化物流战略，使整个供应链利益最大化，从而有效降低企业物流成本和供应链成本。
(4)借助第三方物流公司或成立物流子公司降低企业物流成本
在控制物流成本方面，欧美国家采用较多的是物流的外包，或称第三方物流或合同制物流。它是利用企业外部的分销公司、储运公司或第三方货运人执行本企业的物流管理或产品分销职能的全部或部分。其范围可以是对传统运输或仓储服务的有限的简单购买，或者是广泛的，包括对整个供应链管理的复杂的合同。
除了通过将物流业务外包给第三方物流公司来削减物流成本外，建立企业物流子公司也是货主企业控制物流费用的一种方法，这种方法的特点是物流业务仍然处于货主企业的总体控制之下，与此同时，通过子公司的独立经营，来实现物流成本的下降。成立物流子公司后，一方面由于物流子公司是一个自负盈亏的独立经营实体，因而在内部费用管理上会更有效，可以更好地消除设施、设备的重复投资、人员费用过大等现象，遏制物流成本上升的一些主要因素；另一方面，从各经营公司来说，物流作业全部外包给物流子公司，物流费用支出将能在财务报表上明确地表示出来，进而有利于促进各经营公司销售上的成本效益管理，提高经济运行质量。
在北仑区的一些大型石化、钢铁企业，已经采取第三方物流的方法，取得了很好的效果。
四、如何更好地通过招商工作提高北仑区企业物流管理水平
1.充分利用港口优势，引进高水平的物流企业，促进北仑区物流企业发展
宁波市北仑区“十一五”规划提出了奋斗目标：把北仑区域建设成为长三角南翼的国际航运中心和服务全省、辐射华东的区域性港口物流中心；2006年2月，宁波市“十一五”规划再次确定，北仑临港产业区是宁波市临港大工业基地、上海国际航运中心重要组成部分，要大力发展石化、能源、钢铁等临港工业和现代物流业。拥有天然深水良港的北仑区，区位优越，港口集疏运网络正在逐步建成，发展港口物流产业的条件得天独厚，世界港口发展的经验证明，要成为国际航运中心，首先要成为区域物流中心。因此，在今后招商工作中，我们要加强对国际知名物流公司的宣传，吸引这些高水平物流公司来北仑区投资。由世界500强企业马士基集团投资的宁波龙星物流有限公司，去年上半年落户北仑，该项目现已投产年可处理25万TEU。
引进第三方物流公司，为北仑区企业第三方物流提供良好的选择。初步调查预测，2007年区域内大中企业物流业外包达30多亿元，按照规划，北仑区2020年1000亿元的GDP，相应所产生的企业配送物流服务增加值将至少达100亿元，地方将增收至少5亿元。
2.建立运作物流园区。我们必须加快建设区域大型物流园区，按照市场运行机制，实行企业化经营，按照国际通行办法，建设、管理、运营物流园区；整合现有物流资源，提升物流的组织化程度，引进先进的物流管理理念与技术，提升总体的经营管理水平，吸引区内外物流企业以及货代、船代企业进驻园区。并通过与国际知名物流企业的整体或部分嫁接，尽快建设起适合市场需求的现代港口大物流运作平台。
3．人才是基础，是事业成功的保障。加强国外物流专业比较先进院校的联系，争取这些国外教育机构与北仑区内教育机构联合办学，培训物流相关人才。
关键词：OL模型；外资企业；区位决策
作者简介：陈建林(1979-)，男，广东始兴人，暨南大学管理学院博士研究生，主要从事企业管理、投资研究。
中图分类号：F01 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2008)03-0051-04 收稿日期：2008-03-17
一、引言
国家税务总局计划统计司和中国税务杂志社2005年9月10日联合的2004年度中国外商及港澳台商投资企业纳税百强排行榜显示：2004年度外商及港澳台商投资企业纳税百强的纳税额为627.77亿元，与2003年的纳税627.65亿元持平，增长率为零。而2004年度中国私营企业纳税百强的纳税额增长率是35.48％，上市公司纳税百强的纳税额增长率是40.21％。在其他类型企业纳税额大幅增长的同时，为什么惟独外资企业纳税额增长率为零?与此同时，2004年中国实际使用外资达到了606亿美元，同比增长13.32％。而另一项数据反映了更明显的趋势。国家统计局数据显示：2005年1至4月份，全国规模以上工业企业实现利润3 893亿元，比去年同期增长15.6％，而外商及港、澳、台商投资企业实现利润1 075亿元，不升反降3.5％；但是，据商务部外资快报显示：2005年1至4月份实际使用外资金额174.73亿美元，同比增长2.24％。一方面外商及港澳台商投资企业利润在下降，另一方面外商投资的规模却在增长，这是我国的“外商投资悖论”。外商及港澳台商投资企业利润水平较低，有两种可能的原因：一是自愿或被迫以低价格出口，导致真亏损；二是隐瞒利润，形成假亏损。哪一种原因是主要的原因呢?
“外商投资悖论”这一现实经济问题实质上和以下问题相关：外资企业如何进行投资区位决策?本文拟从外资企业投资区位决策模式的角度对上面的现实问题进行分析。本文在文献综述的基础上，根据FDI决策分析的微观理论――OL模型，提出理论假设，并采用2003年台湾电机电子工业同业公会对大陆投资环境的调查数据进行实证分析，得出结论。
二、文献回顾
外商直接投资区位决策问题是近年来学术界关注的一个重要课题。虽然近年来已有大量的理论和实证研究深入地探讨了外商投资区位问题，但至今为止，学术界并没有形成统一的外商直接投资区位理论。若从研究视角分类，可以分为宏观研究视角和微观研究视角。
宏观视角的研究以一个国家或地区为研究对象，分析一个国家或地区吸引外资的影响因素。Tatoglu和Gaister(1998)的研究表明，市场规模和经济增长、材料和劳动力供应、政治和法律环境、产业竞争程度、地理接近程度以及交通运输成本、基础设施等是外商直接投资区位选择的重要因素。Coughlin(1991)对美国不同州的资本报酬率、工资水平、交通设施等因素对跨国投资进入的影响进行了研究。Chen(1996)的研究将中国分为东、中、西三个地区，结果显示外资偏爱西部的资源禀赋，劳动力成本与外资的分布无关，交通基础设施对外资的分布影响较大。
国内学术界对我国外商投资区位分布问题也做了许多实证研究工作。魏后凯等(2001)对秦皇岛市的研究发现，廉价的劳动力、便利的交通运输条件、邻近的目标市场等是外资企业选址时所考虑的重要因素。张长春(2002年)的分析结果表明，改革开放后我国FDI的年际变动主要受现实的市场规模和应用性科技发展水平的影响；一个地区当年和累计FDI主要由各地区经济外向度、应用性科技发展水平和通信设施状况决定。鲁明泓、潘镇(2002)利用计量分析，选取了8个影响投资环境的因素：国内生产总值，人均国内生产总值，第三产业占GDP比重，非农业人口占全部人口比重，劳动力成本，国有企业零售总额占社会零售总额的比重，外商投资企业进口额占这个地区进口总额的比重，政策变量。鲁明泓(1997)采用一个地区投资环境相关因素对该地区外商投资进行回归分析，并利用回归结果计算该地区的投资环境指数。
微观视角的研究以企业为研究对象，分析单个公司进行海外投资区位决策的过程。Dollar等(2003)通过研究中国、印度、孟加拉国和巴基斯坦四国制衣行业企业的投资环境对企业的全要素生产力、产出增长和工资水平的影响，认为投资环境对企业的上述指标有正的影响。Bastos和Nasir(2004)考察了投资环境和企业层面生产率之间的联系，数据来自在东欧与中亚五个国家进行的服装与食品加工企业投资环境调查，分析结果表明，竞争压力是投资环境中对企业生产率影响最关键的因素。
国内学者也将研究的视角转向企业。崔新健(2001)首次提出分析FDI决策的微观理论：OL模型，该模型指出影响一个企业进行海外投资区位决策的变量有两组，一组是企业优势；另一组是当地的区位优势，即投资环境。然而，这项研究只进行了理论分析，没有进一步对该模型进行实证分析。白重恩等(2004)利用企业层面数据，研究中国内地44个城市的投资环境对台资企业效益的影响，结果发现：投资环境对外资企业的效益有显著的正向影响，但是该项研究只考察了投资环境指数的总体效应，而没有分析各具体区位因素的影响。
国内学者也注意到外资企业利润水平较低的现实。仲济垠(1998)利用全国第三次工业普查数据，发现港澳台资企业和外资企业中亏损的比例高于内资企业，而且港澳台资企业和外资企业中出口比例高的利润水平较低，其原因可能有两个：一是自愿或被迫以低价格出口，导致真亏损；二是隐瞒利润，形成假亏损。国内学者进一步探讨了隐瞒利润问题。Liu和Xiao(2004)利用国家统计局大中型企业数据库(1995～2002)分析中国企业隐瞒利润的问题，发现隐瞒利润程度从低到高分别是外资企业、港澳台企业、国有企业、混合型企业、集体企业和私营企业。白重恩等(2004)实证研究的结果较好地支持了利润增长效应观点，只对利润隐瞒效应观点提供了部分支持。
三、基于OL模型的理论框架
(一)外商投资决策微观模式――OL模型
20世纪英国里丁大学教授邓宁(1980)提出并不断发展的国际生产折衷理论是迄今为止最完备、被人们广为接受的FDI理论。国际生产折衷理论(OLI理论)的分析框架和范式代表了FDI理论的发展趋势。OLI范式包容了所有权优势、内部化优势和区位优势三个要素变量，以这三个要素的组合情况判断企业进入国际市场模式的条件。张汉亚，张长春
(2005)指出：Dunning分析外商直接投资时所用的区位，是指影响外商直接投资活动的所在地的各种因素，与投资环境是完全相同的概念。针对外商直接投资行为，区位就是投资环境，所以区位优势就是投资环境优势。
崔新健(2001)在OLI的基础上，提出了分析FDI决策的微观理论：OL模型。折衷理论存在的最大问题是决定FDI的三维变量：企业优势、区位优势和内部化优势之间存在重叠或冲突，三个变量并非属于同层次并列的、性质相同的变量。突破折衷理论缺失的关键在于对内部化变量的恰当定位，因此，崔新健(2001)将内部化变量作为企业的内生变量，以企业优势和区位优势这两个变量构成了OL模型。OL模型继续沿用了折衷理论的基本假设和前提条件，OL模型表明FDI是由0和L所决定的，两个决定因素对跨国公司的FDI决策同样重要，有时L也会处于关键位置。OL模型保持了与邓宁的OLI范式的内在一致性，它不但没有影响OLI范式的说服力，而且还简化了对问题的分析。
为了分析外资企业进行投资区位决策的过程中，投资环境、投资规模、投资效益三者的相互关系，本文拟参考崔新健(2001)提出的FDI决策分析的微观理论：OL模型(参见图1)，建立本文的理论框架，提出研究假设。
崔新健(2001)提出的FDI-OL模型如图1所示，横轴L表示某个国家或地区的区位变量，即当地的投资环境；纵轴O表示某个公司的企业变量。U U、U1u1、U2U2表示一个公司在当地投资的无差异收益曲线，即投资的利润率，代表这个公司在当地的投资效益，且u u＜u1u1
企业进行FDI区位决策的内在决定因素如行为方程组所示。在t时刻，企业的FDI规模和结构是由OL结构和企业基于目标G对OL结构的策略反应之间的连续的相互作用所决定。具体表示式为
FDIt=f(OLt，Gt)
OLt=f(Ot，Lt)
(二)基于OL模型的理论假设
1．投资环境与投资效益的关系
OL模型将区位变量和企业变量对投资效益的决定作用放在了同等位置，和以前的理论相比，强调了区位变量的重要性，突出了投资环境的作用。根据OL模型，投资环境对投资效益有正向的影响作用。当企业变量O一定时，企业的投资效益取决于投资环境L，投资环境L越好，投资效益也越大。
2．投资规模与投资效益的关系
随着外资企业在当地投资规模的扩大，其投资效益会发生怎样的变化呢?根据OL模型，同样的FDI规模，由于其结构不同，所实现的收益是不同的，以F2为例，如果采用B、C、D三种投资组合，其投资收益分别为u2、u1和u。现假设原来投资规模为F1，且企业处于最优的投资组合点，即点A，当企业在当地的投资规模扩大到F2时，企业的投资效益可能会发生三种情况：(1)规模收益递增。企业到达最优的投资组合点，即点B，投资效益由u1上升到u2。然而，在某一特定时刻t，跨国公司所能够投入的O要素是相对稀缺的，跨国公司通常倾向于充分利用更多的L要素以实现其特定的收益目标，从而以单项投资收益衡量有可能作出满意选择而非最优选择。因此，由于企业目标的不同，投资收益的变化还可能出现另外两种可能。(2)规模收益不变。企业选择投资组合点c，投资效益还是u1。(3)规模收益递减。企业选择投资组合点D，投资效益由u1下降到u。
因此，从理论上分析，投资规模与投资效益的关系是不确定的。本文根据企业投资目标的差异，将外资企业分成两种：利润获取型和资源获取型。利润获取型投资的目的是充分发挥企业的技术、管理、品牌等优势，适当借助当地资源，拓展在当地乃至全世界的市场份额，从而获取企业期望的利润。资源获取型投资的目的并不是直接在当地获取利润，其目的主要是为了获取母国根本就得不到或只能以高价取得的某些特定资源。
3．研究假设
由OL模型可知，外资企业进行投资区位决策时，首先根据企业的投资目标，综合考虑某个地区的投资环境和企业自身的优势，才决定企业在这个地区投资的规模和结构。根据前面的分析，本文提出三个研究命题。
研究命题1：投资环境对投资效益有正向影响。
研究命题2：在我国的外资企业投资规模与投资效益呈正相关(利润获取型)。
研究命题3：在我国的外资企业投资规模与投资效益呈负相关(资源获取型)。
四、实证分析
(一)样本与数据
台湾电机电子工业同业公会从2000年开始进行大陆地区投资环境及风险调查，通过调查问卷的方式，让台资企业对大陆投资环境进行评分，反映了台商对祖国大陆投资环境的主观评价。台湾电机电子工业同业公会对投资环境的调查，从以下几个方面对投资环境进行评价：自然环境，基础设施，公共设施，社会环境，法制环境，经济环境和经营环境。评分采取5分制，得分越高，表示这个地区的投资环境在该项指标表现越好。每个影响因素的权重由专家打分确定，2003年各项影响因素所占的权重如表1所示。
由于有些省份调查的样本数太小，不具有代表性，因此选取样本数大的十六个省份作为样本：北京，天津，河北，辽宁，上海，江苏，浙江，福建，山东，河南，湖北，湖南，广东，广西，重庆，四川。
投资效益的指标采用上述省份的2003年三资工业企业成本费用利润率，其计算方法是利润总额除以成本费用总额，数据来自《2004年中国统计年鉴》。企业规模的指标采用上述省份的2003年三资工业企业员工人数，数据来自《2004年中国统计年鉴》。
(二)投资环境、投资规模对投资效益的影响
模型1以企业成本费用利润率为因变量，主要考察当地的投资环境和企业投资规模对企业成本费用利润率的影响，检验OL模型的适用性，同时也考察企业税负对企业成本费用利润率的影响。
模型1：PRO=β1+β2IC+β3LNLAB+β4TAX+ε
PRO：成本费用利润率；IC：投资环境综合得分；LAB：三资企业员工人数；TAX：每元利润缴纳的增值税。
模型1的回归结果如表2所示，结果表明：
1．投资环境对三资企业的企业效益具有重要的影响作用
自变量IC的系数为6.150，为正值，且通过了5％水平的显著性检验。这表明一个地区投资环境综合得分越高，那么这个地区三资工业企业的成本费用利润率越高。投资环境综合得分与三资工业企业的成本费用利润率呈正相关关系，反映了一个地区的投资环境对提高三资工业企业的企业绩效有重要的作用。实证分析的结果与OL模型的结论相一致，一个地区投资环境的综合得分越高，越有利于该地区的三资企业提高企业绩效。正如2005年世界发展报告的观点：良好的投资环境给企业(无论是微型企业还是跨国公司)提供了各种机会，激励他们进行生产性投资、创造就业以及扩大规模，并在经济增长和减少贫困中发挥核心作用。投资环境可以影响企业的在当地经营成本、经营风险和进入壁垒，从而进一步影响企业的效益。因此，研究命题1得到验证。
2．外资企业投资规模越大，企业利润率越低
当地三资企业成本费用利润率与三资企业员工人数呈负相关。自变量lnLAB的系数为-1.33，为负值，且通过了1％水平的显著性检验。这表明企业效益随着企业在当地投资规模的扩大而降低。其背后的原因何在?
这一现象可以由OL模型得到解释，由于企业目标的差异，外资企业的投资可以分为利润获取型和资源获取型。随着投资规模的扩大，利润获取型的企业的投资效益在增加，而资源获取型的企业的投资效益不变或降低。本研究表明，在大陆投资的台资企业多数属于资源获取型的企业，其投资的主要目的不是在当地获取最大利润，而是通过投资获取各种廉价的资源。据一项研究显示，到2001年劳动力寻找型投资在我国外国直接投资中的比例大体上应该处在70％的水平上。劳动力密集型产业附加值较低，因此，虽然一个地区外商投资规模较大，但是其利润率却比较低。因此，在我国投资的外资企业以资源获取型为主，研究命题3得到验证，研究命题2没有得到支持。
(三)投资环境对投资效益的影响因素分析
在模型1检验了投资环境对投资绩效有正面影响作用的基础上，本文将进一步分析投资环境中的哪些影响因素对投资绩效具有较大的影响作用。模型2以企业成本费用利润率为因变量，以七个影响因素得分为自变量，考察对企业成本费用利润率的重要影响因素。为了找出对企业绩效影响显著的因素，本文拟采用Backward(向后筛选法)的方式筛选变量。Backward是将所有变量引入回归方程，然后不断剔除不显著的变量，直到新建回归方程中所有变量的回归系数都显著。
模型2：PRO=β1+β2LCl+β3 LC2+β3 LC3+β5 LC4+β6LC5+β7 LC6+β8 LCβ7+ε
PRO：成本费用利润率；LC1：自然环境；LC2：基础设施；LC3：公共设施；LC4：社会环境。
LC5：法制环境，LC6：经济环境，LC7：经营环境
回归结果显示，对成本费用利润率具有重要影响的显著变量是基础设施和经营环境。
自变量LC2的系数为6.215，为正值，且通过了10％水平的显著性检验。自变量LC7的系数为4.282，为正值，且通过了10％水平的显著性检验。这表明一个地区基础设施得分和经营环境得分越高，那么这个地区三资工业企业的成本费用利润率越高。基础环境得分和经营环境得分与三资工业企业的成本费用利润率呈正相关关系，反映了一个地区的基础环境和经营环境对提高三资工业企业的企业绩效有重要的作用。因此，从企业层面来说，基础设施和经营环境直接影响三资企业的企业绩效。
(四)运用实证研究结果分析我国的“外商投资悖论”
利用本文的实证研究结果，可以分析我国外商投资规模不断扩大和外资企业利润率下降两者并存的悖论。本文认为。要解释“外商投资悖论”，需要考虑外资企业投资区位决策模式。根据OL模型，按企业目标分类，外资企业投资区位决策模式分为利润获取型和资源获取型。本文的实证结果表明，在我国投资的外资企业以资源获取型为主，这些企业的目标并不是直接在我国获取利润，而是攫取各种廉价的劳动力、原材料等资源，由于初级产品的低附加值性，这些外资企业在我国的利润率比较低就很容易理解了；然而，利用在我国获取的廉价资源，这些企业可以在国际市场获取高额利润，因此必然扩大在我国的投资规模，这个悖论就可以得到解释了。另一方面，外资企业利润水平较低，其主要原因是在我国投资的外资企业以资源获取型为主，外资企业自愿或被迫以低价格出口。导致利润下降。有一项调查也支持了上面的结论，国家税务总局的调查显示：中国每年因跨国企业避税而损失的税收收入约为300亿元，而转让定价实现的避税总额在跨国公司避税总额中约占60％。
当前我国许多地区为了争取外资，过度给予外商在土地、税收等方面的优惠，而且降低环保要求，许多能耗大、环境污染严重的项目也被引进，所有的本地优质资源都在为外资服务，以廉价方式送给外资，导致本土资源被过度消耗，虽然会产生短时繁荣，但长期看这绝对不是一条可持续发展之路。因此，我国要制定相应政策，避免过度的优惠政策。
五、结论与启示
关键词：海外并购 金融支持 金融所有权优势
在后金融危机中国企海外并购活动频繁时期，以往产业资本参与支持的海外并购已力不从心，迫切需要金融资本的加入来解决“资金瓶颈”问题，金融资本与产业资本的完美结合能更好的促进中国企业跨国并购顺利完成。在当前跨国并购已逐步替代绿地投资成为中国海外投资最主要形式的背景下，对于海外并购金融支持的专门研究已迫在眉睫。本文在理论上以微观企业分析和宏观金融支持相结合为视角分析中国企业海外并购金融支持问题，为海外并购研究提供理论分析框架。
海外投资金融支持理论研究回顾
国外学者有关海外投资金融支持的研究较少，主要有Gary C.Hufbauer, Rita M. Rodriguez（2001）《21世纪的美国进出口银行―一条新途径？》收录了美国进出口银行成立65周年的相关研究文章，主要介绍美国进出口银行的经营环境、对美国企业出口的支持作用及所面临的问题等。
国内学者对于海外投资与金融服务支持方面的研究主要包括两方面：
一方面是中国“走出去”战略框架下，将政策性金融服务支持与商业性金融支持相结合宏观总体把握金融服务对于海外投资的支持。严明（2005）在《海外投资金融支持―以中国企业为对象》第一次全面的阐述海外投资与金融服务支持问题，是国内第一部研究海外投资金融支持的专著。其研究主要有以下特点：研究对象比较广泛，其所研究的海外投资支持问题主要指“走出去”战略框架下的对外直接投资，包含了对出口、对外工程承包、绿地投资、海外并购等“走出去”内容的总体支持探讨；第一次建立了海外投资金融支持问题研究的理论基础，此专著理论上沿着钱纳里“双缺口”理论分析思路，在凯恩斯国民收入决定理论的框架下，建立海外投资金融支持需求分析模型，其突出的理论贡献弥补了以往此研究领域的理论空白；对有关概念和理论进行系统的分析和总结，并在此基础上进行海外投资及金融支持风险分析和手段分析，其涵盖内容全面深入；对中国企业海外投资金融支持现状分析客观全面，同时介绍了国外发展情况并予以中国借鉴，提出中国企业海外投资金融支持的发展与战略选择等。
另一方面是单纯从政策性金融服务的角度讨论其对于海外投资的支持。佟志广（1996）以中国进出口银行的业务实践探讨了政策性进出口金融支持功能。白钦先、徐爱田、欧建雄（2003）详细介绍了世界各国进出口政策性金融机构及管理体制并予以比较。虞瑾（2006）从理论论证和最小二乘法实证论证外汇管制放松、国内金融深化、政策性金融支持等三大政策量化指标推动企业对外直接投资的必要性和影响力，并提出完善中国企业对外直接投资金融政策支持体系的对策建议。黄人杰（2007）认为政策性资金的运用应当以间接模式为主，通过以少量的政策性资金带动巨量社会资金的杠杆效应，改变商业性机构和社会投资者的风险―收益分布，提出要进一步研究开发型金融和以市场化方式实现政策性目标的运营机制等问题。
以上文献主要从理论的角度定性分析“走出去”战略框架下的海外投资的金融支持问题，其涵盖的范围较为广泛，不仅包括商品和劳务的对外输出，即对外贸易和对外承包工程等对外经济交往形式，还包括资本的对外输出，即绿地投资、跨国并购等跨国合作经营开发等对外经济交往形式，对于以跨国并购方式的对外直接投资的金融支持的专门研究还尚属空白。同时还发现，以往文献中定性研究居多，主要讨论政策性金融支持的功能作用，及其与其他形式的金融支持之间的关系，研究视角主要在国家战略层面和宏观政策层面。然而对于中国企业自身而言，海外并购过程中何种形式的金融支持是其迫切需要的，如何针对企业金融支持诉求因地制宜地实施金融支持促成企业海外并购，是本文关注的问题。
海外投资金融支持理论研究的应用分析
本文试图将微观企业金融实力融入宏观金融支持分析中，一方面在理论上将严明（2006）海外投资金融支持需求理论研究成果应用到海外并购金融支持研究中，论证政府与金融部门对企业海外并购支持需求的必要性，另一方面将企业自身金融优势置于OIL框架下作为企业所有权优势的一部分，将政策性金融和商业性金融对企业的支持通过企业财务金融实力表现出来，表明宏观金融支持有利于增强微观企业金融所有权优势，以此研究海外并购金融支持问题，起到抛砖引玉作用。
（一）海外并购金融支持“双缺口”需求理论
本文借鉴严明（2006）海外投资金融支持需求理论，沿用“双缺口”理论的分析思路，对海外并购的金融支持需求进行理论分析，总结不同类型的支持需求。设在某一时点上，一国的资本数量为Ct。封闭条件下，一国资本供给来源于企业自我资本积累E、金融储蓄S和政府税收T之和。资本需求主要由企业自我资本积累的使用E、社会资本I和政府支出G组成。因此有：
Ct= E +S +T =E +I +GS +T =I +G
在开放经济条件下，将外国资本（仅讨论跨国并购的对外直接投资形式）流动考虑在内，用Ci表示外国资本流入，Cx表示跨国并购对外资本流出，有：
Ct= E+S+T+Ci=E +I +G+CxS+T+Ci =I +G+Cx（Cx-Ci）=（S-I）+（T-G）（1）
通过变形推导得出上式（1），等式左边代表一国跨国并购资本流动情况，等式右边（S-I）表示该国金融部门对企业资金支持（商业性金融支持），（T-G）表示该国政府部门财政支持（政府财政补贴资助及政策性金融支持）。等式（1）说明一国的国际资本（跨国并购）流动与该国国内的资金供应状况和国家财政情况有关，当一国出现资本跨国流动、本国的资本存量发生变动时，本国金融部门与财政部门也相应调整，最终达到国家经济均衡。
当一国跨国并购形式的资本输出大于资本流入（Cx-Ci）>0，金融部门的融资支持与政府部门的财政支持之和必大于零，说明如果出现因企业跨国并购引起的资本输出除了有企业的内源性融资支持，必然会引起金融部门的外源性融资和政府部门的财政资助。
将外国资本流入移至等式右边，等式（1）变形：Cx=（S-I）+（T-G）+Ci（等式2）由于外国流入的资本Ci大多进入国民经济各个实体经济生产流通领域成为生产性资本或准生产性资本来实现资本价值的增值，其以现金形式流入金融系统的量很少，转化为本国对外投资的资本（成为融资来源）可能性非常小，因此外国资本流入很难有效支持本国跨国并购，Ci趋向0，由此等式（2）可简化为：
Cx=（S-I）+（T-G）（等式3）
如等式（3），当本国进行海外并购的资本输出时，Cx>0，为保持等式平衡，相应的本国的金融支持和政府政策财政支持也增加，且跨国并购规模越大，商业性金融支持和财政金融支持需求也越大。跨国并购资本流动Cx规模受到金融部门融资支持（S-I）和政府部门财政支持(T-G)限制。当金融部门认为当时海外投资风险太大，不愿意承担融资支持而导致商业性金融支持不足时，出现“金融支持缺口”。此时为保持经济平衡，需要财政部门提供财政政策性支持来填补此缺口。相反，如果政府因财政支持力度较弱出现“财政支持缺口”时，需借助民间金融储蓄的力量，调动社会中潜在的商业性金融资源支持跨国并购。若此支持来源因高风险而意愿不强，政府可提供相应的风险保障措施免除商业性金融支持的风险问题。
以上理论分析表明，企业海外并购有强烈的资金和政策支持诉求，其规模受限于金融部门的商业性金融支持和政府部门的财政金融政策性支持。
（二）OIL框架下外部金融支持与企业自身实力结合的企业金融所有权优势分析
海默（1960）在垄断优势论中提到跨国公司一方面自身拥有雄厚的资金实力，另一方面借助其在国际上良好的资信顺利获得国内、外金融市场的融资，而邓宁在OIL框架下概括为企业的融资信用优势和融资成本优势（1983）、金融资产优势（1993）。Jens Forssb・ck, Lars Oxelheim(2008)则将金融要素纳入企业所有权优势中论证其对促成跨国并购的重要性，其将企业金融特有变量总结为企业股票价格销售率、海外上市、负债成本、阿特曼财务危机预警机制、政府补助、税收减让、自由现金流等。Oxelheim（2001）提出支撑所有权优势三大金融策略：获得并保持全球性成本和资本可获得性；获取财政补贴或税收减让以增加自由现金流；实施价值创造为基础的风险管理项目。
由以上国内外学者的研究成果，根据中国企业情况加入融资担保与投资保险服务的政策性支持因素，形成基于企业金融所有权优势的海外并购金融支持理论分析框架。本文认为资金实力是海外并购企业的金融优势的中心，企业需考虑如何最大化利用资本进行海外并购的同时使成本最小化，其中包括资信实力、融资来源和成本、相关政策支持三大要素。企业拥有良好经营业绩形成的资信实力并能获得低成本的外源融资和政府财税政策支持的优势就是企业金融所有权优势。具体而言，资信实力体现在企业控制内部现金流能力（自由现金流）和反映财务风险控制能力的公司信用评级（阿特曼财务危机预警模型Z值）两方面；低成本外源融资表现在企业在国内、外市场的资本性融资（市收率、海外上市）和债务性融资能力（负债成本）；政府财税政策支持是使企业获得来自政府的财税支持（税收减让、政府补助）、融资便利及融资担保与投资保险的能力（融资担保与保险）；通过内部经营和外部支持结合增强企业的金融实力形成所谓的企业金融所有权优势。
本文认为，对中国企业海外并购不应盲目进行金融支持，应以企业自身实力为基础，提供针对性多形式多渠道支持，不仅可保证国家资产安全，而且可以避免由于政府政策支持力度加大使一些本身实力较弱、资信较差的企业逆向选择而所引发的道德风险问题。因此支持思路如图1，对企业自身实力测评基础上，商业性金融机构为企业提供低成本的商业性融资和海外上市融资服务以填补金融支持缺口，政府针对性政策为实力和资信不同的企业提供相应的税收补贴支持和政策性融资支持填补财政支持缺口。
结论与未来研究方向
本文将国内有关海外金融支持理论与国外学者OIL框架下对企业金融因素的研究成果研究相结合海外并购金融支持问题，认为应在企业内部资信实力基础上提供商业性金融支持和政府财税金融支持来增强企业的金融所有权优势，从而促成海外并购。限于文章篇幅，本文在理论视角上为海外并购金融支持研究提供分析框架，为后续的实证研究提供理论基础。
参考文献：
1.严明.海外投资金融服务支持―以中国企业为对象.社会科学文献出版社，2006
2.黄人杰.政策性金融对我国企业跨国经营的金融支持研究.国际经贸探索，2007,4
3.陈群.金融支持实施“走出去”战略的相关探讨.福建金融，2006,6
4.白钦先，曲昭光.各国政策性金融机构比较.中国金融出版社，1999
一、上下联动，齐抓共促，营造改善投资环境的良好氛围
改善投资环境贯穿政府工作的始终。市政府主要领导牵头抓，分管领导统一抓，各地和各部门领导主动抓，“动真格、抓落实、见成效。”各地和各部门对改善投资环境的思想认识实现了从缺乏意识到积极主动的转变;为外商和外商投资企业服务实现了从被动服务到主动服务的转变;对机关作风和服务态度的监督，实现了从以往怕被监督到主动要求监督并积极改进的转变。上下联动、齐抓共促，改善投资环境的良好氛围逐步形成。市级新闻媒体通过发表评论，开展思想讨论，报道典型事例和开辟专栏等形式，大力报道各地和各部门改善投资环境的先进做法、先进经验和先进典型，形成一定的舆论声势和氛围，充分发挥了舆论导向和舆论监督作用。形式多样、内容广泛、视角各异的宣传，提高了广大干部和群众的思想认识，营造了全社会关心投资环境的良好氛围，为改善投资环境提供了强大的舆论支持。
二、畅通渠道，依法行政，构建透明平稳的法制环境
按照wto的规则和建立社会主义市场经济的要求，我市积极改革审批制度，清理法规规章;实行政务公开，建立政务服务中心，阳光办事，依法行政，各地和各部门办事效率和服务质量有了提高。加大政策法规宣讲和信息服务力度。开通市政府法制信息网，编印《外商投资企业政策法规汇编》，收录国家和地方近年来出台的外商投资企业及相关政策法规;编发《市外商投资企业协会通讯》，畅通政策法规信息渠道，把政府信息公开纳入法制化轨道。根据国家和地方政策调整的情况和外商投资企业的需求，采取集中宣讲、巡回宣讲和专题宣讲等形式，定期举办政策法规宣讲会。有关部门宣讲国家和地方的最新政策法规，现场解答外商提出的问题。按照“分级受理、限时处结”的原则，加大调处外商投诉工作力度。对外商投诉积案采取“集中攻坚、网络配合、落实责任、限期办结”的办法，依法进行调处，保持外商投诉“零积案”，维护外商的合法权益，受到外商的好评。
三、落实措施，办好实事，改善外商的生活和文化环境
围绕外商和外商投资企业关心和迫切希望解决的问题，相关市级有关部门高度重视，落实分管领导具体抓，并出台有关政策，提出解决方案，狠抓具体落实。确定5家市级医院为外商提供医疗保健服务的定点医院，并实行重点指导，重点督查。建设国际学校，接纳外商子女入学。采取各种措施，推进外籍人士绿卡申领。推出便捷措施，开通绿色通道，为外商投资企业人才招聘和劳动用工提供有效服务。
协调各有关部门，解决外商投资企业用电、用水和生产经营过程中的问题。
举办外商投资企业运动会和各类文化活动，为外商投资企业创造相互学习和交流的机会，丰富和发展企业的文化，提升外商投资企业的文化品位。
四、开展活动，健全制度，建立改善投资环境的长效机制
自年起，我市连续开展全市外商投资企业服务月活动。通过扎实有效地开展活动，进一步加强政府与外商投资企业的相互交流与沟通，进一步增进政府与外商投资企业的相互理解与信任，有效解决一批影响外商投资企业发展的突出问题和实际困难，为改善投资环境发挥了积极的作用。
关键词：外商直接投资；就业；劳动力素质
中图分类号：D630 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）13-0130-02
一、引言
早在2007年，中国外商直接投资企业就达到37 888家，解决了当年近450万就业问题。但是由于人口压力大，就业问题仍然是中国目前的一大难题。总理此前多次强调：“我们稳增长的目的，很大程度上就是为了保就业。而我们面临的就业问题，除了有人多的压力，还存在结构性的矛盾……外商直接投资可以通过优化产业结构来解决中国的部分就业问题。”
国内外众多学者对其内在关系做过定性及定量的研究。由于中国不同城市的经济发展情况不同，因此，外商直接投资在中国的就业影响不能一概而论。本文避免了地区经济差异，只针对北京市展开研究，北京市作为中国经济较为发达的地区，无论在就业或外商直接投资方面都发展得较为平稳，因此，研究外商直接投资对北京市就业的影响有一定的意义。
二、实证分析
（一）理论基础
凯恩斯认为：“不论投资增量如何微小，有效需求将做累积的增加，一直达到充分就业为止。”当一个国家通过货币政策降低利率时，会刺激这个国家的投资者进行投资，需要更多的劳动力投入到生产资料部门当中，可以使就业增加。本文计量模型主要探索的是外商直接投资对北京市就业数量的影响，剔除其他因素对于就业的影响，只对外商直接投资与就业进行分析。
（二）变量选择与数据处理
外商直接投资是本文研究的重点，由于目前数据统计的有限性和不全面性，本文设定的样本区间为2003―2013年，由于本文设定的变量为累积外商直接投资，因此将数据每年进行累计，本文对统计年鉴中的数据根据需要进行了单位变换。另外，本文将累计外商直接投资进行对数处理，以消除时间序列中可能存在的异方差现象。
北京市就业人口选取北京市城镇就业人口总数。就业人员数是指在16周岁及以上，从事一定社会劳动并取得劳动报酬或经营收入的人员。同样，为了消除时间序列中可能存在的异方差现象，本文将就业人口总数进行对数处理。
（三）单位根检验
本文选取的是北京市2003―2013年累积外商直接投资和就业总人数的时间序列数据。进行时间序列分析前，我们需要知道序列是否平稳。如果不进行检验就直接运用不平稳的数据研究外商直接投资对北京市就业的影响，则可能导致伪回归的产生。即两个变量之间即使没有经济意义上的关联，也可能产生较好的回归结果。因此，本文首先对累计外商直接投资和就业人数的数据进行单位根检验，以判断序列的平稳性。
本文运用ADF检验来判断序列的平稳性。累计外商直接投资和就业人数时间序列的水平值的检验结果显示，LNWORK在5%的水平上显著拒绝了时间序列存在单位根的原假设。LNFDI在1%的水平上显著拒绝了时间序列存在单位根的原假设。ADF检验表明，LNFDI和LNWORK均为平稳，满足协整检验的条件。
（四）协整检验
在短期内，因为随机因素的干扰，变量可能偏离均值。但是，如果这种偏离是暂时的，那么随着时间的推移，变量将会回到均衡状态，本文通过协整表述变量之间的长期关系。
本文主要研究外商直接投资与北京市就业的关系，分析两者之间的关系一般采用基于回归残差的EG-ADF检验。EG-ADF检验如下：
对LNFDI与LNWORK进行OLS回归估计，估计的模型如下页所示：
LNWORKi=β1+β2LNFDIi+εi
回归结果如下：
LNWORK=4.751+0.212LNFDI+ei
t=（42.776） （13.558）
Adj.R2=0.948
在进行回归之后，提取残差，运用ADF检验判断残差的平稳性，由回归方程估计结果得：
ei=LNWORK-4.751-0.212LNFDI
运用ADF检验来判断残差的平稳性。残差的ADF检验值在1%的水平上显著拒绝了时间序列存在单位根的原假设，即残差为平稳的时间序列。因此，可以判定外商直接投资与北京市就业人数存在长期协整关系。
（五）误差修正模型
通过协整检验，本文研究了外商直接投资与北京市就业量之间的长期变化趋势，但由于经济活动受很多因素的影响具有较强的不确定性，而且在经济面临不同情况时，外商直接投资与北京市就业之间的关系会偏离其长期的均衡关系。因此，接下来本文将对两个变量间的短期均衡关系进行研究，通过建立误差修正模型来研究外商直接投资对北京市就业的短期影响作用。对模型进行估计，可以得到以下结果：
dLNWORK=0.058+0.025dLNFDI-0.089ECM（-1）
误差修正项的系数代表了将外商直接投资与北京市就业之间的短期非均衡状态调整到长期均衡状态的作用程度。从长期来看，外商直接投资每增加1%，会引起北京市就业量0.21%的提高。但在短期，误差修正项的系数为-0.089，这也意味着在短期内，外商直接投资的增多会对北京市就业量产生负效应。变量外商直接投资和误差修正项的系数相反，当外商直接投资与北京市就业之间的关系处于短期非均衡状态时，误差修正项将通过反向修正机制使其回到长期均衡状态。
三、结论及政策建议
第一，从长期来看，北京市外商直接投资与北京市就业之间存在稳定关系。由对二者关系进行的协整检验可知，FDI对北京市就业数量的增加具有长期促进作用，FDI增长1个百分点将引致0.212%的就业人数增加，这也从实证角度说明了外商直接投资对北京市就业具有正效应。
第二，从短期来看，由误差修正模型的误差修正项的系数为负可以看出，外商直接投资的增多会对北京市就业量产生负向影响。当外商直接投资与北京市就业之间的关系处于短期非均衡状态时，误差修正项将通过反向修正机制使其回到长期均衡状态。
从我国实际情况出发，外商直接投资的迅猛发展已经成为了我国不可忽视的经济力量。在这种情况下，尽可能地发挥外商直接投资的积极作用，促进就业，是政府与企业共同追求的目标。基于此，本文对北京市政府吸引外商直接投资及就业提出以下几点建议：
首先，吸引本土化投资。“外商直接投资主要有两种进入方式，它们分别是绿地投资和跨国并购。”这两种不同的进入方式会带来不同的就业效应。绿地投资对北京市本土资源需求增加，可以增加北京市就业人口。但是绿地投资中，要区分独资与合资。独资企业对于北京市的就业效应要差一些，因为企业管理者地位被外商独占，因此其享有的利益也是最高的。长期内，假设外商独资企业其投资效应将逐渐转移到母国，投资效应降低。合资会使中外合资企业平分利益，考虑到北京市自身的利益，投资者会更加注重技术转移，控制外资发展方向，这样在长期内使得投资利益增加，保证本国经济发展的独立性，使得就业率提高。
其次，优化外资的投资结构。近年来，北京市资金及技术密集型产业得到了良好的发展，劳动力密集型产业逐渐较少。资本密集型产业进入，从产业结构上改善北京市就业面临的问题。而资本及技术密集型的产业往往来自于欧美等西方发达国家，因此，政府可以重点引入先进欧美国家资本及技术密集型项目投资。
最后，大力发展国内投资企业。国内固定资产投资无论在北京市还是全国范围内，都要占全社会投资的最大比例。在鼓励外商投资企业发展的同时，不可以忽略国内投资企业的发展。现在，北京市有很多中小型企业无论在设施、人才、资本上都面临着匮乏的困境，但是由于科技人才、资本等都流向大型企业与外商直接投资企业，国内投资企业的发展进行得十分艰难缓慢。因此，北京市政府应该在政策、资金、人才方面积极鼓励、扶持国内中小企业的发展，吸收借鉴外商企业高端的科技水平及优良的管理经验，并且鼓励优秀人才向国内企业发展。
全球化不断发展的今天，我们享用着来自于不同国家、地区和跨国企业的商品、服务、知识以及信息。在不同国别的文化中品味世界的多元与美好。全球化带给人类生生不息的动力与进步。作为发展中国家，中国在世界经济政治舞台上日益发挥着重要的作用。而北京市犹如中国的心脏，这座城市的日益繁荣吸引着越来越多的外商直接投资，对北京市就业做出了巨大的贡献。但是，正如本文所阐述的那样，外商直接投资在不同时期对就业的影响是不同的，因此北京市政府在引进外商直接投资时，需要更多地将其“本土化”，并且改善外资的来源结构。同时，要加大法规建设力度，对一些垄断性质的外商直接投资企业做出立法限制。在引进发展外商直接投资企业的同时，更需要鼓励国内中小企业的发展。解决就业的同时也需要多支持高等教育、成人教育的全面发展，不断提高劳动力的自身素质。只有人口素质不断提高，就业问题才能从根本上得到解决。
参考文献：
[1] 陈涛涛.外商直接投资行业内溢出效应[M].北京：经济科学出版社，2014.
[2] 潘镇.探索中的手――中国外商直接投资政策及其有效性研究[M].北京：经济管理出版社，2006.
[3] 邹昭.从规模到质量：中国利用外商直接投资的历史进程[M].北京：科学出版社，2009.
关键词：市场化进程 产权制度 商业信用 过度投资
一、引言
随着财务理论引入了委托、信息经济学等理论，企业融资行为与投资行为的关系越来越密切。融资可分为股权融资、负债融资和内源融资等。而负债融资因其资本成本低、筹资速度快、手续相对方便等优点而备受青睐，成为重要的融资方式。在负债融资不同来源之中，商业信用是企业经营活动形成的负债，本质上是双方企业之间的一种契约安排。从财务的角度，商业信用相当于卖方给予买方一个短期融资。其特点是期限较短、交易金额较小且分散、信用期内无偿使用。
商业信用对企业投资行为的影响机制，与一般负债融资一样，主要是通过影响企业中的问题来实现，对企业投资具有正、负效应的“两面性”。一方面，商业信用引起股东与债权人之间的利益冲突，导致投资不足（Myers，1977）与资产替代（Jensen & Meckling，1976）的非效率投资行为。另一方面，商业信用对股东与经理人（Jensen，1986）、大股东与中小股东的冲突引起的过度投资行为具有相机治理作用。尤其在股权集中的情况下，企业大股东与中小股东之间的冲突问题为主要的冲突（Shleifer & Vishny，1997），债权人具有优先受偿权并且能够实施监督行为，对控股股东的私利进行约束，抑制其“掘隧道策略（Tunneling）”（LLSV，2000），从而减少其过度投资行为。
商业信用对投资效率的影响是一种微观机制，受公司治理影响的同时，还会受到外部治理机制的影响。市场化进程是影响企业不可规避的外生变量。近年来，以微观视角研究市场化进程对企业的影响已取得了不少的成果，但以商业信用与投资效率的关系的视角，关于市场化进程对上述关系的间接影响机制的研究却较为缺乏。
基于上述分析，本文通过量化投资效率，直接分析商业信用对过度投资的治理作用；并在此基础上，结合我国的市场化进程和产权制度做进一步讨论。
二、理论分析与研究假设
商业信用在缓解企业融资压力的基础上具有“硬约束”以及企业信息较为对称使得其对过度投资能发挥治理作用。一方面，从债权人角度，商业信用具有“硬约束”。与银行提供的贷款不同的是，供应商受到预算软约束影响更弱，具有更强的盈利性目标。一般情况下，作为上下游企业关系的双方是建立在真实合约的关系下，具有特定的交易背景。提供商业信用前，债权人不仅对还款有约定，还会对拖欠款项采取相应的催讨措施，对企业的现金流量管理有较高的要求，与此同时，由于商业信用期限短、金额分散，更导致债权人对投资风险的规避；提供商业信用后，根据商业信用融资比较优势理论，商业信用的提供者能够更容易更经济地获得企业信息，能够更好地控制企业。此外，对机会主义的企业来说，挪用存货比挪用银行贷款更难（Burkart等，2004），相较于银行控制贷款的使用，供应商监控存货的使用显得更容易。另一方面，从债务人角度看，商业信用花费时间较短，如果企业经常蓄意拖延付款、无力偿付货款或延期交货，就会对企业信用和形象产生不良的影响，这对今后商业信用的使用和企业长远发展很不利。我国特有的产权制度在商业信用发挥治理作用效果方面存在差异。作为债务人的国企具有政府的隐形担保，使得债权人治理动机不足，加上国企高管的双重身份特征以及所面临的晋升激励机制，国企高管具有内在的过度投资倾向，这弱化了商业信用在国企中的治理作用。基于以上分析，得出如下假设：
假设1：商业信用与过度投资负相关。较之于国有企业，非国有企业更突出。
商业信用对投资效率的影响是一种微观机制，其作用除受企业内部因素影响，不可避免地也会受外部治理环境的影响。市场化进程作为重要的外部环境指标，与市场对资源的分配效率、市场导向下的产品市场、要素市场的发展以及市场中介组织的发育、法律制度环境密切相关，是企业发展不可规避的外生变量。市场化进程能改善金融市场中债权人与债务人之间的信息不对称，减少公司融资的交易成本，这也为商业信用发挥相机治理作用提供了契机（Rajan & Zingales，1996）。我国市场化进程整体不断推进的同时，存在着地区间的不平衡。市场化发展较低的地区，企业公司治理整体水平不高，金融市场和中介组织较为落后，法治化水平也较差，这使得信息不对称程度更严重、保障机制更弱、交易和监督成本更高，这不利于商业信用对过度投资行为进行有效治理；而市场化程度较高的地区，企业公司治理整体水平更高，金融市场和中介组织更发达，法治化水平更高，这使得信息较为对称、保障机制较为健全、交易和监督成本较低，在这样的外部治理环境下，更有利于商业信用对企业的过度投资行为进行有效治理。此外，我国产权制度也造成了市场化进程对企业的影响，较之于国有企业，非国有企业受政府影响较小，受市场环境因素影响更大。基于以上分析，得出如下假设：
假设2：较之于市场化程度较低的地区，在市场化程度较高地区的企业商业信用更能抑制企业的过度投资行为。且较之于国有企业，非国有企业更突出。
三、研究设计与模型构建
（一）样本选择与数据来源。本文选择的样本为2006-2012年沪深两市A股主板上市公司，并剔除金融行业、当年为ST、PT以及IPO的公司。为避免异常值对实证结果的影响，本文对主要的连续变量在1%和99%水平上进行了Winsorize处理，公司数据均来自CSMAR数据库，市场化进程数据则使用樊纲、王小鲁编制的《中国市场化指数――各地区市场化相对进程报告》中市场化总指数（樊纲、王小鲁，2011）。数据分析采用Stata 11软件。
（二）主要的变量解释。
1.被解释变量。参考Richardson（2006）、辛清泉等（2007）的研究，建立模型（1）。通过回归，估算出企业正常投资水平，然后用企业实际的资本投资水平与估算的资本投资水平之差（即回归残差）代表企业的过度投资程度（残差>0）和投资不足程度（残差
Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Aget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （1）
2.解释变量。设置商业信用为本文的解释变量，以应付票据、应付账款、预收账款的年度变化值之和除以平均总资产来量化，用符号CD表示。为进一步考察在产权性质背景下的差异，将其与产权哑变量形成交乘项CD×Control，代入模型（2）。
3.控制变量。参考以往相关研究文献，选择公司自由现金流量、托宾Q、公司规模、上一年新增投资、年度哑变量和行业哑变量作为模型（2）的控制变量。
（三）模型设计。为验证假设1和假设2，建立模型（2）。为避免多重共线性对研究结果的影响，本文按市场化总指数的中位数对样本分为市场化程度高低两组，分组研究市场化进程对负债融资与过度投资关系的影响机制。
OIt=β0+β1CDt-1+β2CDt-1×Controlt-1+β3Controlt-1+β4Sizet-1+β5Qt-1+β6CFt-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （2）
四、实证结果与分析
（一）描述性统计。下页表2显示，过度投资企业的OI均值为0.08，且与市场化高组相比，市场化低组的过度投资水平更高，说明市场化低组的过度投资更严重。且与市场化高组相比，市场化低组的CD均值更大，说明商业信用对市场化程度低的地区的企业更为重要。这可能是由于市场化程度低的地区，金融市场尚不发达，商业信用作为传统融资方式之一，扮演了重要角色。
（二）相关性分析。下页表3是主要变量的Pearson和Spearman相关系数矩阵及双尾检验结果。表中显示，CDt-1与OIt成显著负相关。表中相关系数值均不大，表明各变量之间不存在严重的多种共线性问题。
（三）回归结果分析。如下页表4第1-3列所示，全样本中，CD的系数为-0.0387但不显著，但CD×Control的系数为-0.0223且在0.05水平上显著。按产权分组，如第2、3列所示，非国有企业CD系数为-0.0394且显著，而国有企业CD系数为-0.012但并不显著。上述说明整体上商业信用能抑制企业的过度投资，且在非国有企业中表现得更为突出。其他控制变量与被解释变量的关系，与预期并无差异。上述结论基本支持假设1。如下页表4第4-5列所示，不论市场化高组还是低组，CD的系数均为负但并不显著，但较之于市场化低组，市场化高组的CD系数更小。这提供了市场化程度较高地区的企业商业信用治理作用更强的微弱证据。考虑产权因素，市场化程度高低两组的CD×Control的系数均为负且显著，但市场化高组中CD×Control的系数更小。上述说明在市场化程度较高的地区，非国有企业的商业信用对过度投资的治理作用更强。其他控制变量与被解释变量的关系，与预期并无差异。上述结论基本支持假设2。
五、研究结论及建议
本文以我国的市场发展和产权制度为背景，以2006-2012年沪深主板上市公司为样本，实证检验了商业信用对企业过度投资行为的影响。结果表明，商业信用能抑制过度投资，且较之于国有企业，非国有企业的作用更突出；进一步对市场化程度分为高低两组后发现，较之于市场化程度较低的地区，在市场化程度较高的地区的企业商业信用更能抑制过度投资，且在非国有企业中表现更突出。
要改善企业的投资效率，完善公司治理水平，发挥商业信用的治理作用是一个重要内容。一方面，从内部治理角度，需持续提高企业，尤其是国有企业的公司治理水平，完善信息披露制度，发挥商业信用对国有企业的相机治理作用；另一方面，从外部治理角度，需进一步完善商业信用体系，完善偿债保障机制，健全企业破产制度，拓展融资渠道、不断推进我国的市场化进程，消除地区间的不平衡，为商业信用发挥治理作用提供制度保障。S
参考文献：
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关键词：外商直接投资；进出口贸易结构；协整检验；误差修正模型
中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）07-0188-03
一、相关文献综述
外商直接投资和进出口贸易都是国际间经济交往的重要方式，它们之间的关系一直是许多学者研究的热点。这些研究主要集中在两个方面：第一方面是外商直接投资与进出口贸易总额的关系。Mundell（1957）最早提出了国际直接投资是可以绕开东道国的贸易壁垒，在当地生产销售产品，从而对贸易产生替代效应。以后陆续出现了小岛清（1987）的互补效应论，Bhagwati（1987）和Dinopoulos（1989）的补偿投资理论以及Patrie（1994）和Neary（1995）的关系不确定论。以后许多国内外学者进行了这方面的大量实证研究，得出的观点比较一致。Gramham（1996）、Hein（1992）、Lucas（1993）、Vasavada（1999）、Li psey和Ramstetter （2000）等国外学者采用各个国家和地区的数据证明了外商直接投资和贸易的存在相互促进的关系。杨迄（2000）、钱晓英、赖明勇和张大奇（2001）、岑永和邱小平（2003）、张谊浩和王胜英（2004）、马婷洁（2009）等国内学者的研究都得出外商直接投资促进对外贸易的结论。
第二方面是外商直接投资与对外贸易结构的关系。目前这方面的研究比较少，得出的结论不太一致。刘恩传（1999）、江小涓（2002）、许和连和赖明勇（2002）、刘舜佳（2004）、龚艳萍和周维（2005）、张为付和武齐（2005）的研究都得出了外商直接投资能够改善中国出口贸易结构的结论。高峰和高越（2006）认为外商直接投资对加工贸易促进作用明显，而对一般贸易促进作用不明显。郑月明、吴青青和程雅思（2009）的研究认为FDI 对于中国初级产品出口的促进作用并不明显，而FDI 对于制成品的出口具有明显的促进作用，并且这个效应因地区和时间不同而有所差异。而周靖祥和曹勤（2007）的研究认为外商直接投资并未引起中国出口贸易结构的优化。
通过对以往研究文献的考察发现，国内外学者对于第一方面的问题已经采用各种方法进行了大量的研究，并得出了较为一致的结论。而对第二方面的研究还不多，并且存在以下问题：1）已有研究结论差别很大，还没有达成一致结论；2）以往的研究大都侧重于外商直接投资与出口贸易结构的关系，缺少对外商直接投资与进口贸易结构关系的分析；3）在研究方法上大都采用简单的相关分析方法，而两个变量之间存在相关性不代表它们真正相互影响。有的研究采用了简单线性回归的分析方法，由于时间序列的不平稳性，直接进行回归分析容易导致“伪回归”[1]，得出的结论也是不正确的。因而，外商直接投资与中国进出口贸易结构的关系有待深入研究。本文将采用协整分析和建立误差修正模型的方法，对中国进出口贸易结构与外商直接投资的关系进行分析。
二、外商直接投资与中国进出口贸易结构关系的实证分析
（一）数据选取和平稳性检验
本文选择1983—2010年的初级产品出口额、初级产品进口额、工业产品出口额和工业产品进口额反映进出口贸易结构情况；由于外商直接投资建立企业后，生产的产品以后各年度都可能出口或销往国内市场，对以后各年度的进出口产生影响，因而本文考察滞后一年的累计外商直接投资额与本年度进出口的关系，之所以滞后一年是因为外商直接投资建立企业后至少需要一年的时间才能生产出产品 [2]。各年度外商直接投资额选用该年实际利用外商直接投资额。所有数据来源于国家统计局网站和《新中国五十年统计资料汇编》。为了消除物价变动的影响，本文对各个变量采用以1978年为基期的消费价格指数进行了调整；同时为了反映各变量之间的弹性关系并消除异方差的影响，对各个变量取对数值。
本文用LNPX、LNIX、LNPM和LNIM分别表示初级产品出口额、工业产品出口额、初级产品进口额和工业产品进口额的对数值，用LNCFDI表示累计外商直接投资额的对数值。为了考察这些变量之间的是否存在稳定的关系，本文采用EG两步法进行协整检验，在此之前需要对各变量进行平稳性检验。常用的数据平稳性检验方法是DF或ADF单位根检验法。本文采用Eviews5.0软件对各变量进行平稳性检验，检验结果（见表1），表中符号 “Δ”表示各变量的一阶差分。从表1中可以看出，各变量的水平值都是不平稳的，而它们的一阶差分都不含单位根，是平稳的，因而各变量都是一阶单整的时间序列。
（二）协整检验
由于各变量都是同阶单整的，所以它们之间可能存在长期均衡关系[3]。下面采用E-G两步法对变量之间的关系进行协整检验。我们首先采用最小二乘法分别对初级产品和工业制成品进出口额与滞后一期的累计外商直接投资额之间的关系进行估计，估计结果（见表2）。表中LNCFDIZ（-1）表示累计直接投资的滞后一期值，括号内的数字是t统计量。
从估计结果可以看出，初级产品进口（LNPM）、工业产品出口（LNIX）和工业产品进口（LNIM）的估计式拟合优度值较大，F统计量也较高，同时解释变量LNCFDIZ的t统计量也较大，说明解释变量具有显著性，暗示变量之间可能存在长期关系。下面根据EG两步法分别对各式的残差序列进行单位根检验，如果发现某个估计式的残差序列是平稳的，则可以得出该估计式反映了变量之间存在协整关系的结论。本文在对残差序列进行单位根检验时仍然使用DF或ADF检验法，判断残差序列是否存在单位根时采用AEG临界值。残差序列的单位根检验采用式（1）的形式进行：
Δet=β0et-1+βiΔet-i+ξt （1）
其中，p为滞后期长度，本文根据AIC信息准则选取。各个估计式残差的单位根检验结果（见表3）。表中的AEG临界值根据Mackinnon的临界值计算公式得到，其中样本T=28，变量N=2，显著性水平a分别取0.05和0.1，不含趋势项。
从表3可以看出，以初级产品进口额的对数值为因变量的估计式的残差序列，在5%的显著性水平上拒绝了存在单位根的零假设，说明该残差序列是平稳的。其他几个残差序列的ADF值都大于10%的临界值，没有拒绝存在单位根的零假设，因而这些残差序列是不平稳的。从而我们可以得出初级产品进口额和累计外商直接投资额之间存在协整关系，而其他变量与累计外商直接投资额之间不存在协整关系。上页表2中对LNPM的估计式反映了初级产品进口和累计外商直接投资之间的长期均衡关系；可以看出，滞后一年的累计外商直接投资额与初级产品进口额呈现出正相关的关系，即累计外商直接投资额每增加1%，初级产品进口额将增加约0.63%，也就是说外商直接投资促进了中国初级产品的进口。上页表2中对其他变量的估计式都是“伪回归”，也就是说累计外商直接投资与这些变量之间不存在长期稳定的关系。
（三）误差修正模型
根据格兰杰表述定理，两个存在协整关系的变量之间一定可以建立起误差修正模型。为了考察累计外商直接投资和初级产品进口之间的短期动态关系，我们用ECM表示长期均衡关系的残差序列，建立两个变量之间的误差修正模型如下：
误差修正模型的F统计量 >F0.1（2，23）=2.55，说明模型在总体上是显著的。LM1
三、结论和政策建议
从实证分析结果可以看出，长期内外商直接投资会促进中国初级产品的进口，这与中国的现实情况是一致的。改革开放以来，在中国设立的外商投资企业大部分从事加工贸易业务[4]，采用来料加工、进料加工和来件装配等方式，大量进口原材料和零部件在中国加工组装，从而引起了中国初级产品进口的增长。初级产品进口的增长是产业结构优化的表现，这说明外商直接投资对中国产业结构优化有促进作用。在短期内，外商直接投资对初级产品进口存在抑制作用，这可能与中国的外商投资的方式有关。中国外商直接投资大都采用与国内企业合资合作的方式进行，合资合作企业的建立往往会涉及到国内原有企业的短期停产和资产评估等环节，从而在短期内影响了企业的生产和生产用初级产品的进口。特别是加入WTO以来，外商直接投资越来越倾向于通过增资扩股控制合资企业，甚至直接兼并收购国内企业[5]，这在短期内必然影响被控制或兼并企业的生产和初级产品的进口。
在实证分析中，没有发现外商直接投资与工业品出口和工业品进口、初级产品出口之间的稳定关系。这说明外商直接投资对中国工业品贸易和初级产品出口的影响不明显，原因可能在于工业品出口中外商投资企业的出口只占一部分，还有很多工业产品的出口是由内资企业完成的。这说明内资企业对中国工业品贸易和初级产品出口发挥了重要作用。因此，在外贸政策制定上，一方面要支持外资进入中国鼓励进出口的行业，发挥外资企业对进出口结构化的作用，另一方面不能过分依赖外资引进，也要注重发挥内资企业的作用。
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Empirical Analysis of the Impact of China’s FDI on the Foreign Trade Structure
ZHAO Bao-shan
（Anhui Business College of Vocational Technology，Wuhu 241002，China）
[关键词】外商直接投资；收入效应；食品工业
【作者简介】徐会苹，河南农业大学讲师，博士，河南
郑州450002
【中图分类号】F124.7 【文献标识码】A 【文章编号】1004-4434（2013）05-0132-05
引言
据2011年人力资源和社会保障部工资研究所的数据显示，中国收入最高和最低行业的差距已扩大到15倍，跃居世界之首。行业收入差距，是造成中国贫富差距的一个重要原因。中国食品各行业收入（烟草制造业除外）处于全国各行业收入的较低层。2010年全国各行业平均工资为36539元，而食品加工业、食品制造业、饮料制造业平均工资分别为23507元、19091元、21700元。仅略高于处于最低收入水平的养殖业、种植业等农业各行业，而在食品工业各企业中，有98%来自广大的农村。如何提高这些低收入群体的收入水平，是当前中国的一个热点问题，也是难点问题。
外商直接投资作为中国经济发展中的一个重要组成部分进入中国食品工业。不仅会通过直接或间接的影响。带来食品工业就业数量的挤入、挤出效应，同时会对食品工业的就业质量产生重大影响。理论上讲，外资进入食品工业会通过影响食品工业的技术进步带来劳动生产率的变化，从而带动劳动者工资水平的变动。但中国作为一个典型的二元经济转型国家，在把越来越多的农村剩余劳动力卷入到工业化进程中，因为非熟练劳动力有无限供给的特点，使非熟练劳动力工资水平上涨速度极其有限。外商直接投资作为中国经济的一个重要推力。是否能有效提高食品工业工人的收入水平，还有待验证。
一、国内外对外商直接投资对收入影响的研究文献
Aitken，Harrison and Lipsey（1996）分别研究了墨西哥、委内瑞拉、美国外商直接投资与各国工资的关系。结果显示，尽管3国的经济发展水平相差较远，但外商直接投资作用于工资水平的效应是相同的，高外商投资额带来了高工资水平。所不同的是，在墨西哥和委内瑞拉，外商直接投资主要影响到外资企业的工资水平提高，对内资企业工资水平影响较小，内外资企业工资水平有较大差距；而在美国内外资企业的工资水平相差较小。体工资水平影响显著，其作用程度要大于中国固定资产投资对工资水平的影响，但对国有企业或集体企业工资水平影响并不显著。祁湘涵（2009）从不同所有制角度。实证分析了外资直接投资对不同类型企业工资的溢出效应。结果显示，外商直接投资对国有企业工资水平提高的效应明显低于非国有内资企业。陈怡、周曙东、王洪亮（2009）用1998-2006年中国30个省市区域的面板数据，实证分析了外商直接投资对制造业工资收入差距的影响。研究表明，外商直接投资通过提高中低收入者的收入，从而缩小了中国制造业行业间工资差距；并用这种影响在东部地区比中西部更为显著。从而客观上扩大了东部地区和中西部地区的收入差距。周启良、湛柏明（2009）实证分析了外商直接投资对中国三大经济地区就业数量、质量的效应。外商直接投资流量对三大经济地区就业数量、质量影响都呈显著的正向影响，且东部地区效应比中西部地区更为明显；外商直接投资存量对三大地区就业数量、质量都呈负向影响。
众多学者认为，外商直接投资带来工资水平拉大的原因主要是教育的问题，如国外学者Feliciano（1993）、Robbins（1994）、Velde&Morrissev（2002），国内学者也基本认同该观点，并且认为中国作为发展中国家，外资拉大中国工资收入差距还有一个重要原因，低技能劳动者供给丰裕。学者Zhao（1998）从博弈的角度分析了外商直接投资对东道国工人就业和工资上涨的影响。外资企业可以有更多国家的选择机会，所以谈判中处于优势地位，可以影响到就业和工资水平。如果单个外资企业与全国性的工会进行谈判，因为存在勾结和威胁效应，外资企业会减少就业数量或降低工资水平；如果是众多外资企业与全国性的工会进行谈判，外资企业对就业和工资水平提高的负面影响更大。
由以上文献综述可以看出，国外学者关于外商直接投资对就业质量的研究主要集中在收入差距方面：外商直接投资是否拉大了蓝领与白领工人的工资收入，实证研究结论也各不相同。国内学者对此方面研究涉及到多方面。部分学者研究了外商直接投资对中国人力资本积累的效应；部分学者研究了外商直接投资对地区间收入差距的效应；当然更多学者从实证角度研究了外商直接投资对中国工资水平的效应。本文研究主体是中国食品行业，下面主要就外商直接投资对中国食品行业工资水平的效应进行实证分析。由于受数据所限，文中仅就外资流入中国食品工业后对中国食品工业整体工资水平影响进行分析。
二、模型设定及数据选用：
（一）模型设定：
利用科布一道格拉斯函数。
Q=AF（KdKfL）=AKαdKβfLγ
根据厂商利润最大化的原则，对L求导，得出：
W=γAKαdKβfLγ-1
两边取对数，有：
LnW=Lnγ+LnA+αLnKd+βLnKf+（γ-1）LnL+μ
假设A=KαdKβf则：
LnW=Lny+（α+γ）LnKd+（β+θ）LnKf+（γ-1）LnL+μ
由于FDI的流量与存量分别对工资发生直接效应与间接效应，因此，模型最后设计为：
LnWt=C+C1Ln（Kf）t+C2Ln（Kd）t+C3Ln（TKf）+C4Ln（TKd）t+C5LnLt+μt
Wt表示食品行业t年从业人员的平均货币工资水平
Lt表示食品行业t年从业人员年底数量
Kft表示食品行业t年FDI流量
Kdt表示食品行业t年总资本流量除去当年FDI流量
TKft表示食品行业t年FDI存量
TKdt表示食品行业t年总资本存量除去FDI存量部分
（二）数据选用：
全国各省市区域外商直接投资、食品工业各行业就业各相关数据来源于2000-2011年《中国工业经济统计年鉴》、2001-2011年《中国劳动统计年鉴》、2004年数据来自2004年《中国经济普查年鉴》（2005年《工业经济统计年鉴》未出版）。
三、模型回归结果：
文中用2001-2010年中国31个省市区域的面板数据，对食品行业中的食品加工业、食品制造业、饮料制造业分别进行回归分析。对于本属于食品次级行业的烟草制造业，文中并未分析，主要是因为烟草制造业国家外资政策限制较多（外商直Feenstra and Hanson（2001）用1975-1988年墨西哥加工装配业数据实证分析了外商直接投资对墨西哥熟练工人工资水平提高的效应，结果表明，外商直接投资增长与熟练劳动力工资水平提高呈显著的正相关关系，在部分外商直接投资集中的地区，劳动力工资水平提高的一半以上影响力来自于外商直接投资。Lipsoy and Sjoholm（2002）发现外资并购企业工人的工资水平在并购的当年及其后的两年，工资水平都会出现大幅上涨，超出内资同类企业工资水平的50%左右。Markusen and Venables（2002）专门研究了跨国公司（外商直接投资的一个主要办演者）对工资差距的影响，研究指出，跨国公司通过作用于要素市场而影响劳动力工资水平。不管是熟练劳动力充足的国家还是非熟练劳动力充裕的国家。投资自由化的环境均会扩大劳动力工资差距。Driffield and Girma（2003）用联立方程模型的方法。用面板数据分析了外商直接投资对英国电子行业工资的溢出效应，研究发现，外资企业工人的高工资水平会刺激内资企业工资水平上涨，但这种效应主要发生在外商直接投资区域。Taylor and Driffield（2004）用1983-1992英国制造业面板数据实证分析了外商直接投资对英国日益增加的收入不平等的效应，尽管控制了通常使用的影响工资不平等的两个重要解释变量——技术和贸易，外商直接对英国工资不平等的影响依然非常显著，外商直接投资可以解释11%的工资不平等。Lipsey and Sj8holm（2004）研究了外商直接投资对印度尼西亚制造业就业的溢出效应，首先理论分析了外商投资企业付给员工高额工资的原因，并通过何种机制影响到内资企业提高员工工资水平，然后通过实证分析了外商直接投资对印度尼西亚工资水平的效应。结果显示：外商直接投资对蓝领和白领工人工资水平提高都有显著的正向影响，其中对白领工人工资水平的提高效应要两倍于蓝领工人的工资水平。Girma and Gorg（2006）用差分方法分析了外资并购对熟练和非熟练劳动力工资水平的影响，研究表明，并购的外资来源、企业所从事的行业、技能工人数额是并购对工资水平变动的主要影响因素。其中来自美国的外资并购对熟练工人和非熟练工人工资水平提高影响显著，而来自欧盟的外资并购对所有工人工资水平提高影响不显著。Chintrakam，Herzer，Nunnenkamp（2010）用美国1977-2001年48个州的面板数据，用协整方法分析了外商直接投资对收入差距的影响，实证结果表明，短期内外商直接投资对美国收入差距影响不显著，长期来看，外商直接投资对美国收入差距影响较为显著，且是负向影响。但各州之间长期效应各不相同。Girmaand Taylor（2010）研究发现外商直接投资确实加大了国家收入不平等，但外商直接投资对国内不同地区收入不平等的影响效应有很大不同。
国内关于外商直接投资对中国就业质量的研究文献也较多。蔡昉（2004）详细分析了外商直接投资对中国就业的贡献，外商直接投资不仅对中国就业数量、就业结构起了重要影响，而且对中国劳动力市场的发育起到了不容低估的作用。外资企业与内资企业相比较为灵活的用人机制，改变了中国传统单位的用人体制，加快了中国劳动力的区域间、企业间的流动性，工人可以通过“跳槽”的方式来体现劳动报酬与劳动强度、劳动能力相一致。杨泽文、杨全发（2004）用2001年中国31个省份数据分析了外商直接投资对工资水平的效应，结果表明，不同行业、不同地区的外商直接投资均对工资水平提高都呈正向影响。陈利敏、谢怀筑（2004）实证分析后指出，外商直接投资提高了中国高素质劳动者的工资水平，但对简单劳动力的工资水平影响不显著：外资参与程度较高的行业，外资企业的工资水平较高，但内资企业的工资水平较低；外资对东部地区工资水平提高影响显著，但对中西部地区影响不明显。总的来看，外商直接投资拉大了熟练劳动者和非熟练劳动者的收入差距，也扩大了中西部地区的收入差距。周华（2006，）理论分析了外商直接投资所带来的技术进步会提高中国熟练工人的收入，而对非熟练工人工资影响不明显，这样就拉大了收入差距。并用1985-2003年中国30个省市的面板数据，进一步实证分析了外商直接投资对工资收入的影响。得到了与理论分析相一致的结论。任志成（2006）研究后指出，外商直接投资对中国不同技能劳动力工资差距起到了推动作用。任志成（2007）进一步分析指出，外商直接投资促进了中国劳动力质量提高，并深入分析了外商直接投资对劳动力技能升级的作用机制。（1）外商直接投资对熟练劳动力的需求，通过付熟练劳动力高工资形式，刺激劳动者劳动技能的提高，也会刺激和支持中国的教育发展；（2）外商直接投资的技术外溢，也会带来劳动者劳动技术的提高，提高中国人力资本的积累。徐琳琳（2007）采用1985-2005年中国工人平均工资数据，实证分析了外商直接投资对中国工资水平的溢出效应。结果显示。外商直接投资对中国总接投资产业指导目录中，烟草制品业属于限制类产业），外商直接投资额非常少，甚至个别年份为0，分析烟草制造业外商直接投资对国内资本形成回归分析不具有统计意义。在回归过程中采用了Eviews6软件，回归过程中通过Hausman检验来确定是采用固定效应或是随机效应，检验结果P值都接近于O，因此拒绝随机效应原假设，最终选用固定效应回归结果。以下表1是外商直接投资对食品各细分行业工资水平效应回归结果。
食品加工业：从下表1可以看出，外商直接投资存量、国内资本存量对食品加工业工资水平的影响在1%水平上显著。国内资本流量对食品加工业工资水平影响在10%水平上显著。而外商直接投资流量对食品加工业工资水平影响并不显著，最可能原因是外商直接投资流量对工资水平影响的滞后性。外商直接投资存量对食品加工业工资水平呈正向影响，这和大多数学者的研究结论相一致。外商直接投资存量每增长一个百分点。食品加工业工资水平增长0.17个百分点。因为外商直接投资流量对工资水平直接影响的效应不显著，外商直接投资对食品加工业工资水平的影响主要就表现在外商直接投资存量对工资水平的间接影响方面。因此，食品加工业外商直接投资每增长一个百分点，食品加工业工资水平增长0.17个百分点。同时，国内资本存量对食品加工业的工资水平的影响也较大，国内资本存量每增长一个百分点，食品加工业工资水平增长0.47个百分点。
食品制造业：从上表可以清晰看出，外商直接投资存量、国内资本存量对食品制造业工资水平影响在1%水平上显著。外商直接投资流量对食品制造业工资水平影响不显著，原因同食品加工业，外商直接投资对工资水平影响的时滞性。外商直接投资存量对食品制造业工资水平呈正向影响，这也和多数学者的研究结论相一致，外商直接投资存量每增长一个百分点，食品制造业工资水平增长0.16个百分点。同样。因为外商直接投资流量对工资水平的直接影响不显著，因此。外商直接投资对制造业工资水平的影响主要就表现在外商直接投资存量对工资水平的影响方面，即外商直接投资每增长一个百分点，食品制造业工资水平增长0.16个百分点。同时，国内资本存量对食品制造业的工资水平的影响也较大，国内资本存量每增长一个百分点，食品加工业工资水平增长0.31个百分点。
饮料制造业：从上表可以清晰看出，外商直接投资存量、国内资本存量、行业从业人员对饮料制造业工资水平影响在1%水平上显著。外商直接投资流量对饮料制造业工资水平影响不显著，原因同食品加工业和食品制造业，外商直接投资流量对工资水平影响的时滞性。外商直接投资存量对饮料制造业工资水平呈正向影响，这也和多数学者的研究结论相一致，外商直接投资存量每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.34个百分点。同样，因为外商直接投资流量对工资水平的直接影响不显著，外商直接投资对饮料制造业工资水平的影响主要表现在外商直接投资存量对工资水平的影响方面，即外商直接投资每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.34个百分点。国内资本存量对饮料制造业的工资水平的影响也较大，国内资本存量每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.27个百分点。
四、基本结论及政策含义：
本文通过对2000年以来中国31个省市（自治区）食品各细分行业面板数据进行回归分析后显示：随着外商直接投资流入中国食品各行业，各行业的平均工资水平都显著提高。但不同细分行业，影响大小不同。外商直接投资对饮料制造业工资水平影响效果最为显著。饮料行业中外商直接投资每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.34个百分点；外商直接投资对食品加工业工资水平影响效应也较大。食品加工业中外商直接投资每增长一个百分点。食品加工业工资水平增长0.17个百分点；外商直接投资对食品制造业工资水平提高影响效应最小。外商直接投资每增长一个百分点，食品制造业工资水平增长0.16个百分点。
从以上结论可以看出：
一是随着外商直接投资额的增加，食品工业各行业的工资水平都在显著提高。这一方面是食品工业外资进入并随之带来的技术水平提高。因而有效提高了劳动生产率进而带来了工资水平提高；另一方面是外资进入带来的食品行业竞争加剧，各企业为生存提高了劳动生产率，并最终提高了工资水平。因此，从提高食品工业收入水平的角度，外资进入带来了积极的效应。
【关键词】 外商直接投资;技术溢出;柯布-道格拉斯生产函数
一、引言
科学技术是第一生产力,已经成为衡量一个国家综合国力的重要因素。科学技术的充分应用能够极大地推动一个国家的生产和就业,有效地促进国家和地区的经济发展,改善和提高人民的生活水平以及质量。然而,发展中国家用于高科技科研开发的支出与发达国家相比,具有很大的差距,由此阻碍了发展中国家的技术进步,乃至经济发展。发展中国家使企业整体的技术进步的途径之一是充分和有效利用跨国公司的FDI。发展中国家可以通过加大吸收外商直接投资的力度,将国外的先进技术和管理水平通过技术溢出效应,推动经济的增长,提高经济的效益和质量。
四川省由于受地理位置和我国对外开放政策的影响,在吸收外商直接投资方面,与东部沿海地区相比,引进外商直接投资的起步较晚。四川省最早开始吸收外国直接投资是在1985年,此后无论在引进规模,还是在合作领域、方式和内容上都有很大的发展(鲁、周慧英,2007)。根据“四川工业经济发展60年辉煌成就”新闻会所的信息,外资企业总产值在1998年为112.81亿元,占全省工业总产值的2.95%。而到2008年,全省累计批准外商投资企业8 628户,世界500强企业已在川落户142家,外资企业产值增加到942.84亿元,是十年前近9倍,占全省工业总产值的8.53%,提高了近6个百分点(sc.省略)。2008年,四川省实际利用外商直接投资金额为30.8842亿美元,比2007年提高了207%①。
虽然四川省外商直接投资逐年增大,经济也在不断增长。但针对外商直接投资对四川省的技术溢出效应问题,客观的、实证的研究还不多。本文将采用计量经济学模型实证研究外商直接投资对四川省的产出的影响,力求对外商直接投资的技术溢出效应问题给出一个客观的评价。
二、文献综述
FDI的技术溢出效应是存在的,但这种溢出不是FDI本身带来的,而是FDI造成的竞争加剧迫使东道国企业提高了效率(刘志铭、申建博,2006)。随着我国引入FDI的规模逐渐增加,引进外商直接投资已成为促进我国经济增长的重要手段。于是,我国学者在国外关于FDI技术溢出效应的理论与实证研究的基础上,逐渐把研究重点集中于FDI对我国技术溢出效应的实证研究。沈坤荣、耿强(2001),王海云、史本山(2007),何洁(2000),汤勇(2005)等学者经过研究认为,FDI对我国企业具有较为明显的正技术溢出效应,而包群、赖明勇(2002)认为,FDI虽然促进了我国的技术进步,但外资企业对国内企业的技术溢出效果并不明显。祖强、梁俊伟(2005)对FDI在各个行业的技术溢出效应进行了量化分析,发现制造业、建筑业接受FDI的技术辐射效应比其他各个行业都要显著;采掘业、交通运输、教育、文化等行业的技术溢出指数呈中性;农、林、牧、渔业、社会服务等八个行业的技术溢出指数为负值。
三、模型设定和数据来源
国内学者关于FDI对我国企业的技术溢出效应的研究结果不尽相同,本文试图以四川省工业部门为例,实证研究FDI对四川省工业部门的技术溢出效应。
(一)建立模型
由于数据的限制,本文将整个工业部门作为研究对象,借鉴许多学者的研究思路(赖明勇、包群,2003;张薇、于丽先,2009),利用传统的Cobb-Douglas生产函数,将影响FDI技术溢出效应的要素内生到生产函数中。假设产出受到资本和劳动力的影响,而资本可以分解为自身所拥有的资本和外来资本,于是,用Cobb-Douglas生产函数,把生产函数可以写为
Y=f(K,L,Kf)=AKαLβKfγ(1)
其中:Y表示产出,用工业增加值表示;A代表技术水平,短期内不会发生变化;K表示资本投入,为直接和间接构成生产能力的资本存量,用工业总资产估算;L表示劳动投入,用工业从业人数估算;Kf表示外商资本投入,用外商直接投资的实际利用额估算。需要说明的是,本文所指外商直接投资,包括外国企业的投资和来自港、澳、台企业的投资;α、β分别表示自有资本与劳动的边际生产弹性,γ表示FDI的边际生产弹性。
本文假设FDI对于四川省的技术溢出效应主要来自于外资企业对资本的运用后是否对工业部门产值的增长起到了影响。如果FDI对工业部门产值的增加的资本运作促进了,那么,外商直接投资的技术溢出效应为正;如果FDI的资本运作抑制了工业部门产值的增加,则外商直接投资的技术溢出效应表现为负。
为了反映外商直接投资的技术溢出效应,对公式(1)进行全微分,并进行变换,得到公式
可见,产出的增长率除了受自身拥有的资本和劳动力的影响外,也取决于外商直接投资的产出弹性和外商直接投资的增长率。显然外商直接投资的技术溢出效应就体现在γ上,γ的正负反映了FDI技术溢出效应方向,如果大于零,表明外商直接投资对经济发展具有积极的推动作用,否则,将对促进发展产生消极的作用, γ的数值大小反映了FDI技术溢出效应的程度。
根据模型(1)和(2)的理论,本文将计量经济学模型设定为
lnY=c+αlnK+βlnL+γlnKf+μ(3)
其中,c为常数项,μ为残差。
由于资本存量和外商直接投资对经济发展所产生的效果都有一定的时滞,本文假定滞后期为1期。因此,模型(3)改写为
lnYt=c+αlnKt-1+βlnLt+γlnKf(t-1)+μ(4)
本文关注的重点是外商直接投资系数 的正负和绝对值大小。如果γ>0,而且在统计意义上是显著的,则说明FDI对四川省工业部门的经济增长有着积极的促进作用,能推动四川省的经济发展,具有技术溢出效应。如果γ
(二)研究对象与数据选取
本文选用四川省全省的工业部门作为研究对象,以工业部门的经济发展水平代表四川的经济发展水平。选取的样本区间是1999-2008年,全部数据来源于《四川省统计年鉴》各年版中的“各地区全部国有及规模以上非国有工业企业工业增加值”、“全部国有及规模以上非国有工业企业主要指标”、“实际利用外商直接投资额”。
在数据选取中,产出Y用工业增加值测算。因为工业总产值中,各企业之间存在产值重复计算的问题,而工业增加值所反映的是工业部门生产的最终成果,所以,采用工业增加值代表产出。同时,工业增加值也可以作为技术进步的指标,工业增加值不仅能体现企业的技术进步率,而且还包含了企业在经营管理上的改进所带来的效率的提高,这种效率的提高与外商直接投资所带来的扩散溢出效应密不可分。因此,为了与本文考察的FDI技术溢出效应的研究目的相一致,采用了工业增加值作为产出的观测值。
对于资本存量K,本文采用全部国有及规模以上非国有工业企业资产(当年价)进行测算。由于资本存量对经济发展的作用具有一定的滞后效应,因此,把资本存量的观测值滞后一期。劳动投入L采用全部国有及规模以上非国有工业企业全部从业人员年平均人数测算。Kf 用实际利用外商直接投资额测算,为统一货币单位,采用人民币汇率年平均价把美元转换成人民币,考虑到直接投资对经济发展也具有一定的滞后效果,因此,对Kf 也取滞后一期的数据。这些数据由表1所示。
四、FDI对四川省技术溢出效应的实证研究
为了研究FDI在四川省的技术溢出效应,本文运用四川省工业部门1999-2008年的样本观测数据,利用Eviews软件,采用普通最小二乘法(OLS)对计量经济学模型(4)进行了估计,得到的估计方程为
lnYt=-10.839+2.987lnKt-1-1.080lnLt-0.520lnKf(t-1)
(7.53)(-2.07) (-2.10)
(0.0003) (0.0826)(0.0805)
R2=0.9875 R2=0.9813 F=158.6063D.W.=1.9317
其中,第2行和第3行括号中的数值分别表示对应参数估计量的t统计量和t检验的相伴概率。由回归方程给出的估计结果可知,调整后R2=0.9875,接近于1,表明该模型的整体拟合度较好。统计量F=158.6063,F检验的相伴概率为0.000,说明该模型中的变量之间线性关系显著,回归方程总体效果显著。从参数的显著性检验来看,资本存量Kt-1 通过了显著性检验,置信度达到了99.97%。劳动投入 置信度达到91.74%,实际利用外资额Kf(t-1) ,置信度为91.95%。对此,本文认为回归模型的置信度是相当高的。
由于资本存量lnKt-1的系数为2.987,大于零,显示在其它条件不变的情况下,来自四川自身的滞后1期资本每增加1%,会导致四川的产出提高2.982%,表明四川自身资本的产出弹性很高,四川省的资本存量依然是促进经济发展的一个重要因素。
回归方程中的劳动力lnLt的系数-1.08,为负值,这似乎与经济理论相违背,但本文认为在所研究问题的期间内,由于四川省国有企业居多,尽管对这些企业进行了改制,裁减了大量冗余人员,但企业的效益逐年上升,表现为劳动力数量与产出的产值呈现负相关关系。这一负的系数可以从另一个侧面说明了国有企业改革中大量精简员工的举措对于提高劳动生产率,增加总产值是显著有效的,国有企业的现代企业制度的建立应当继续坚持下去。
外商直接投资lnKf(t-1) 的系数γ为-0.52,为负值,说明了外商直接投资没有对四川省工业部门的产值的增加起到积极作用,反而对四川省工业部门的产值的增加起到了阻碍作用。四川省的外商直接投资每增加1个百分点,四川省工业增加值就减少0.52个百分点,说明在四川省的工业部门,外商直接投资没有产生正的技术溢出效应,反而有负面效应。
对于导致外商直接投资对四川省的技术溢出是负向的这种结果,本文认为主要的原因是:①尽管对四川的外商直接投资在逐年增加,但规模和数量都比较小,根据中华人民共和国国家统计局(2009)中的数据计算得到,在2008年,实际外商直接投资在四川的投资额只占到全国的1.27%,显示外商直接投资的“聚集效应”不明显,因此,可以认为外商直接投资作为投资在推动四川经济发展中作用不太明显;②四川处于西部地区,经济发展水平比较落后,技术基础也比较差,使得技术吸收能力相对东部而言还有很大差距,影响了外商直接投资在四川省的技术溢出效应的发挥,这也验证了刘和东(2009)认为的因技术吸收能力弱而影响技术溢出效应发挥的结论;③政府没有制定出很强的对技术溢出具有导向性的产业政策,加之四川省合资企业比较少,竞争不明显,使得企业缺乏促成技术溢出的利益推动,没有促成技术溢出和吸收技术的内在动力。
尽管实证分析结果显示外商直接投资对四川的经济发展没有起到积极的推动作用,但并不是意味着四川省就不去下力气积极地吸引外商直接投资,而是要积极地采取各种有效措施吸收外商直接投资,这是因为外商直接投资可以促进本地企业的投资,扩大消费,推动出口,进而促进国民经济的发展(杜江,2002)。
五、结论
本文通过计量实证分析的研究结果认为:四川省自身所拥有的资本对工业部门的经济发展具有显著的促进作用,而四川省的外商直接投资对四川省工业部门不存在正的技术溢出效应,其主要原因是四川省吸收的外商直接投资数量比较少。
因此,通过增加固定资产的投入来增加产出依然是促进四川省经济发展的有效途径。但这也并不意味着四川省不应该去积极的吸引外国外商直接投资,反而要学习东部在促进经济发展中的经验,加大吸引外商直接投资的力度和强度,形成“聚集效应”,促进四川省的经济发展。只有这样,根据“市场规模假说”,外商直接投资就会主动的来四川投资,将国外的先进技术和管理水平通过技术扩散效应,带动本地企业主动进行技术创新,提高技术吸收能力,并且使企业间形成竞争态势,实现技术溢出对促进国民经济发展的积极效果,使经济发展的效益和质量变得更好。
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