市场开放与来华跨国生产——基于国家-行业层面的验证

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(1．南开大学 经济学院，天津 300071；2．中国特色社会主义经济建设协同创新中心，天津 300071；3.南开大学 跨国公司研究中心，天津 300071)

市场开放与来华跨国生产
——基于国家-行业层面的验证

侯欣裕1，2张甜甜1，2孙浦阳1，2，3

(1．南开大学经济学院，天津300071；2．中国特色社会主义经济建设协同创新中心，天津300071；3.南开大学跨国公司研究中心，天津300071)

跨国生产是全球化的重要特征，也是影响其所在东道国经济发展的重要因素。本文将市场开放引入跨国生产影响因素的分析中，在理论机制上厘清了市场开放通过要素投入渠道推动跨国生产发展。本文利用中国工商行政管理总局的外商投资企业数据，测算了来自150个国家(地区)在我国近800个国民经济四分位行业的跨国生产规模，结合本文构建的市场开放指标进行实证分析，结论表明：上游市场开放显著提高了其他国家(地区)在华各行业开展的跨国生产水平。该结论在经过内生性检验、排除其他改革影响等一系列稳健性检验后依然成立。进一步研究发现，市场开放能显著促进跨国生产水平的增长，即存在增长效应，并且服务业市场开放的促进作用大于制造业市场开放。

跨国生产；市场开放；要素投入；制造业；服务业；经济全球化

一、引言

经济全球化的显著特点表现为在全球化和国际分工多元化的背景下，跨国生产(multinational production)的快速增长及其重要性日益凸显[1][2][3][4][5]。由跨国公司在母国之外开展的经营生产(简称为跨国生产)已成为国家间货物交换、资本流动、技术交流的重要渠道[3][4]。随着我国参与全球化分工程度的加深，跨国生产活动在我国经济发展中发挥了不可忽视的作用。首先，跨国生产是我国经济发展的重要组成部分。通过对中国工商总局的外商投资企业数据库①的统计可以发现(见表1)，在2000年和2001年，我国的跨国生产整体销售额占到当年GDP的27%以上，尤其在第二产业，跨国生产在经济活动中的比重达到21%以上；同时期跨国企业开展的出口和进口活动更是占到了我国总进口和总出口的50%以上②，这说明在中国，跨国生产的经济影响是不容小觑的。

表1 2000年和2001年跨国生产销售额占GDP份额的统计 (单位：%)

其次，更为重要的是已有大量研究证实了跨国生产活动给东道国带来福利效应[6][7][8]。国内跨国生产规模的扩大能显著地促进该国生产率和总体经济的增长。一方面，以高生产效率为特征的跨国生产活动通过技术溢出渠道提升了东道国企业的生产率水平[3][8][9]。另一方面，跨国生产活动加剧了东道国国内市场的竞争，市场竞争通过淘汰低效率企业，改善了国内资源配置情况[8]。因此，跨国生产带来的生产率提升在推动东道国经济增长中发挥了重要作用。鉴于跨国生产活动在我国经济中的重要地位以及可能产生的重要经济影响，我们有必要研究和分析是什么因素决定了跨国生产在中国的开展。

目前关于跨国生产活动决定因素的研究已有不少。多数研究从宏观层面出发，从跨国生产企业数量及销售规模两方面衡量国家层面跨国生产水平，并结合引力方程模型，从地理距离、文化相似度、经济总量、技术差距、贸易和投资政策等方面分析跨国生产水平的影响因素[5][10][11][12]。但现有研究很大程度上缺乏高质量且细致的跨国生产数据为经验研究提供支撑，比如Fukui和Lakatos、Alviarez是利用Eurostat FATS数据整理出国家—行业层面的跨国生产数据，但该数据存在严重的缺失问题[12][13]。Ramondo等的数据来源于UNCTAD，但仅是国家层面，并没有详细到行业层面[5]。针对这一问题，更多的研究使用FDI流量或存量等非直接方式衡量跨国生产水平，从而将研究问题转向于讨论外商直接投资的决定因素上[14][15][16]。事实上，FDI更多体现的是对投资行为的描述，其内涵在于资本的转移行为以及跨国企业的资本组织形式。但是真正对经济发展产生重要实质性影响的是实际跨国生产行为(如跨国公司的数量、销售额、收益等)而非外商投资规模，跨国生产经营活动水平越高，则其对整体经济的影响越大，所以跨国生产的重要性体现在投资行为发生后实际生产经营活动的规模大小上[4][5][12]。特别地，当来自国外的母公司在东道国设立开展跨国生产的分支机构时，其资金可能来自东道国内，而这部分资本并不计算在FDI内，但其经济影响来自于该分支机构整体的生产活动[5]。那么单以FDI衡量跨国生产水平，就容易出现低估的问题。因此，FDI和跨国生产在概念上有明显区别③，更为准确的研究应从跨国生产的角度出发。

和现有研究相比，本文的贡献体现在以下几个方面：第一，对于跨国生产的衡量问题，本文基于中国工商行政管理总局的外商投资企业数据库，借鉴已有研究采用跨国生产企业数量和销售规模度量跨国生产水平[11][12]，构建了全面衡量我国“年份—来源国家(地区)—行业”层面的跨国生产水平指标，大幅度提高了跨国生产衡量的精确度和全面性，同时有效避免因直接使用FDI数据产生的度量偏差问题。本文利用该指标分析了中国跨国生产活动在行业、投资来源国家(地区)上的分布特点和动态变化，推进了对我国跨国生产活动水平和发展变化特点的全面把握。第二，本文还考察了我国市场开放与来华跨国生产活动之间的关系。以往分析国别层面的因素对跨国生产活动影响的研究往往忽略了国家内部经济环境的异质性影响。特别是在中国等发展中国家内部，还普遍存在上游市场竞争机制尚不完善的特征。而跨国生产活动的生产流程及工序是在东道国内组织和完成，生产要素是在东道国内进行购买[4][11]，因此，上游市场的竞争和开放情况通过影响生产要素的质量和获取效率，成为作用于跨国生产开展及其实际生产规模的重要因素。本文拓展了跨国生产决定因素的研究，还加深了对跨国生产和东道国产业政策之间互动关系的认识，对优化我国产业政策、充分发挥跨国生产活动带来的福利效应具有重要的理论价值和现实意义。第三，在具体的研究方法上，本文拓展了现有文献中关于跨国生产的理论模型，厘清了东道国内市场开放是如何通过要素投入的渠道来影响其他国家(地区)在东道国内开展的跨国生产活动。在实证上，本文主要利用我国“年份—来源国家(地区)—行业”层面的跨国生产活动指标，同时借鉴现有研究中关于市场开放程度的衡量方法[17][18]，使用外生的政府政策来构建和要素投入相联系的上游市场开放程度指标，以此进行经验研究。实证结果验证了通过要素投入的渠道，市场开放从跨国生产企业数量和销售规模两方面促进了我国跨国生产水平的提高。在进行了内生性检验、指标再度量、样本的重新选择以及排除其他政策改革干扰等一系列稳健性检验后，本文的结论依然成立。此外，本文进一步拓展研究，发现市场开放能显著促进来华跨国生产的增长，市场开放对来华跨国生产存在增长效应；相比上游制造业，提高上游服务业市场开放程度对推动我国跨国生产活动水平提升的边际作用更大。

二、理论机制和研究假说

(一)消费者与偏好

参照Melitz的做法，本文假设跨国生产实际发生地是在东道国j中，该国消费者有CES形式的效用函数[19]：

(1)

其中，ω为差异化产品，qj(ω)为消费者对ω的购买量，j为消费者能购买的可行产品集，σ>1为产品之间的替代弹性。据此可得，东道国j的价格指数Pj为：

(2)

根据消费者效用最大化问题，可得东道国内消费者对差异化产品的需求函数为：

(3)

其中，Qj为代表性消费者的总支出，pj(ω)为产品ω的价格。

(二)生产与技术

借鉴Ramando的思路，本文认为任意一个i国(i≠j)中，行业d内的企业k可以在j国建立子公司开展跨国生产[11]。该子公司使用的生产技术继承了i国母公司的生产技术水平φidk，但生产使用的中间品生产要素投入全部来自j国。企业k在j国的子公司生产的产品仅在j国销售。本文假设企业k跨国生产需要劳动、制造品投入和服务品投入三类要素。借鉴Chevassus-Lozza等的做法，本文假设企业按照σ/(σ-1)=1/ρ的固定成本加成率加成定价[20]，那么企业k在j国生产的产品价格为：

(4)

其中，m和 s分别为j国制造品和服务品投入的价格指数，w是劳动力成本，θ表示j国市场不完全开放程度。为了简化形式，在讨论市场开放程度以及要素投入时，本文省略标注代表东道国的下标j。当市场完全开放时，制造品和服务品投入的价格和世界水平保持一致。而市场不完全开放将产生垄断的市场结构，导致生产投入要素价格上涨。s(θ)>0和x(θ)>0分别代表上游制造业市场和上游服务市场因为不完全开放、缺乏竞争所引起制造业和服务业生产要素价格的增加幅度。同时满足∂s(θ)/∂θ>0和∂x(θ)/∂θ>0，即开放程度越低，要素价格的增加幅度越大。此外，考虑到服务具有生产和消费同时进行的特殊性，服务效率也是影响企业生产的关键因素，服务投入的效率提高可降低企业生产中断的风险，减少企业生产经营的固定成本[21][22]，因此参照Bas的做法，本文在价格决定式中引入γ(θ)表示服务投入的效率[23]。服务业开放程度低、竞争力不足将导致服务投入供给效率低下，所以存在∂γ(θ)/∂θ<0。结合j国消费者对企业k子公司的产品需求式(3)，企业k在j国开展跨国生产的收益为：

(5)

另外，企业k到j国开展生产经营需要支付固定成本，包括重新建立分销运输网络、了解当地市场的产品信息以及法律注册等支付的相关成本，还包括生产管理成本以确保来自母国企业k的生产技术能在j国正常生产运作[4]。这些成本的投入都与服务的使用息息相关，但由于国家间经济环境、商业文化以及语言习惯的不同，和本国企业相比，跨国企业k需要投入更多因为国别差异产生的服务投入。假设j国本国企业支付这部分的固定成本为：(1+x(θ))s/γ(θ)，而由国别差异造成跨国生产支付的固定成本增加比例为f(ξ,λij)。ξ代表j国对外商直接投资的限制程度，严格的外商直接投资限制增加了国外企业到j国投资生产的难度，于是开展跨国生产需要耗费更多额外的成本。λij代表企业k所在i国和j国之间的商业、文化差异。这类差异越大，企业k在j国进行跨国生产花费的适应性成本越大。结合式(5)及跨国企业支付的固定成本，企业k到j国跨国生产的利润函数πidkj=ridkj/σ-fidkj表示为：

(6)

(三)市场开放与东道国内的跨国生产

i国企业k到j国建立子公司开展跨国生产的必要条件是生产利润大于0，那么企业k到j国开展跨国生产活动的可能性可以表述为：

(7)

根据式(6)，我们得知i国企业k在j国的生产利润和市场开放水平之间的关系为：

(8)

(9)

(10)

(11)

式(9)和式(10)分别表示j国市场开放导致该国总价格指数Pj以及企业k跨国生产的产品价格pidkj的改变，式(11)则表示市场开放导致企业k在东道国j国内跨国生产支付固定成本的改变。式(9)、(10)和(11)共同决定了式(8)的符号，即在j国内，i国的企业k跨国生产的利润随市场开放程度变化的方向。式(8)中，A、B、C三项均大于0。当市场开放程度提高引起的东道国j总价格指数Pj下降幅度小于产品定价pidkj的下降幅度时(B>A)，式(8)小于0，表明θ下降即市场开放程度提高将增加i国企业k到j国跨国生产的利润。则在该条件下，东道国市场开放水平的提高通过要素投入的途径，提升了其他国家在东道国内开展跨国生产的利润水平，反映在式(7)的值随θ下降而上升，说明i国行业d中的企业k来j国开展跨国生产的可能性增加，最终引起j国行业d内跨国企业数量上升。据此关系，我们提出研究假说1：东道国内市场开放通过要素投入途径影响了其他国家(地区)在该国内开设的跨国生产公司数量，表现为跨国生产公司数量随着上游市场开放程度的提高而增加。

类似的，我们考察跨国公司的生产收益和市场开放程度的关系，可得到：

(12)

式(12)说明在相同的条件下(B>A)，式(12)小于0，表明ridkj随θ下降而上升，这说明东道国j国市场开放程度提升将提高i国企业k在j国跨国生产的收益水平，对此我们提出研究假说2：市场开放程度的提升通过要素投入的渠道将提高东道国内跨国生产的销售水平，从而导致其他国家(地区)在该国内以跨国公司为载体的跨国生产销售额增加。

三、数据说明和计量模型设定

(一)数据说明

本文使用中国外商投资企业数据库就本文提出的两个研究假说进行实证分析。该数据库是由中国工商行政管理总局通过企业注册信息汇总而得，具体涵盖了2000年与2001年在我国所有注册登记的外商投资企业，其中包括企业名称、地址、法人等基本注册信息，还包括企业所属的国民经济行业、主要投资来源国家(地区)、年销售额、总资产、从业人员和外籍员工数目等详细信息。首先本文将存在外籍员工数大于员工总数、中方注册资本大于总注册资本、净利润大于利润总额或者长期负债大于负债总额情况的企业样本删除。另外我们按照Ramondo的做法，将与刻画跨国生产相关的企业变量包括销售收入、总资产、总注册资本、员工人数、所处国民经济行业在内至少一项缺失或者为负的企业剔除，还剔除了外资注册资本所占比重小于10%的企业[4]。

(二)指标构建

1.跨国生产水平(multinational production)

早期的研究大多使用外商实际投资额来衡量跨国生产水平，但从上文可知，东道国内的外商直接投资和跨国生产有本质区别，外商直接投资反映的是投资金额大小，其并不能很好地反映全球其他国家(地区)在我国真实的生产活动情况。与以往研究不同的是，本文首次使用中国外商投资企业数据库，并借鉴Ramondo以及Fukui和Lakatos的思路从“年份—来源国家(地区)—行业”三个维度出发测算我国跨国生产水平[11][12]，具体为全球约150个国家(地区)在我国近800个四分位国民经济行业开设的跨国企业数目(Affliates)和跨国生产销售收入(Totalsales)。上述两个变量的统计描述如表2所示。

表2

2000～2001年中国“年份—来源国家(地区)—行业”的跨国生产活动指标统计描述

注：销售总收入数值单位为百万元人民币，实际回归中本文使用中国外商投资企业数据库的原始计价单位万元人民币。

2.市场开放程度

结合中国改革开放和经济发展的进程，对外开放一直是我国市场开放的重点领域，也是引入市场竞争的重要手段和途径[15][23]。因此，本文主要从对外开放角度来衡量我国的市场开放程度。本文使用全样本的外资企业数据库，若按照以往研究利用外资进入额或者外资比重来进行刻画，可能出现严重的内生性问题。因此，本文借鉴现有研究[17][18]，从外生的政府政策入手，利用我国对外开放政策信息来构建对外开放指标。具体而言，利用目前研究中较为常见的《外商投资产业指导目录》(以下简称《目录》)中，关于各个行业产品的外资准入信息构建对外开放度指标，作为衡量中国市场开放程度的代理变量。

为了与本文测算的中国跨国生产指标时间相匹配，本文使用1997年《目录》构建分行业对外开放程度指标。首先，本文按照孙浦阳等的方法将《目录》中的信息与国民经济行业代码进行匹配[24]。接着，本文将存在被限制或禁止的国民经济四分位行业取值为1，否则取0，用DIndex标记该行业的对外开放程度，如果该指标取1，说明该行业对外开放程度低。最后，为了契合本文的理论模型中要素投入的影响渠道，本文利用投入产出关系进行刻画，具体计算式如下：

Indexdt=∑j⟹dDIndexjt×ϖdj

(13)

式(13)中，j行业是d行业的上游行业。ϖdj是根据中国2002年投入产出表计算的行业间投入产出系数，即j行业的产品作为中间投入品在d行业所需的全部中间投入品中所占的比重。Indexdt表示行业d在t年的市场开放度指标。对于制造业开放度指标，我们将式(10)中的上游j行业设定在制造业行业，再进行市场开放指标的要素投入的加权，并同理计算出服务业市场开放指标，以此构建出制造业开放指标MIndexdt和服务业开放指标SIndexdt。这三类指标在数值上越小表示行业d面临的市场开放程度越高。

(三)计量模型设定

本文的实证思路是构建市场开放度作为核心解释变量，将使用中国外商投资企业数据库计算的“年份—来源国家(地区)—行业”层面的跨国企业数目(Affliates)和跨国生产销售收入(Totalsales)作为被解释变量，就本文的理论假说进行实证检验，具体模型设定如下：

lnMPidt=α+βlnIndexd+γXdt+λXit+δt+δI+δD+εidt

(14)

式(14)中，下标d表示四分位行业，D表示二分位行业，t表示时间，i表示在中国开展跨国生产的投资来源国家(地区)，I表示来源国家(地区)所在洲。其中，MP表示“年份-来源国家(地区)-行业”层面上来华跨国企业数量(Affiliates)或者跨国生产销售水平(Totalsales)，分别对应假说1和假说2的验证。Indexdt表示t年d行业的市场开放度指标，该变量数值越大表明市场开放程度越低，根据上文理论分析，我们预期估计系数β为负，表明若市场开放程度增加，则其他国家(地区)在我国各个行业内开展跨国生产的企业数量和生产销售额将增加。

此外，在回归方程中，δt是年份的固定效应，δD是二分位行业的固定效应，δI是来源国家(地区)所在洲的固定效应。Xdt和Xit为本文加入的行业以及来源国家(地区)层面的控制变量，具体有：(1)本行业外商投资限制程度(FDI_Restrict)。为了控制外资限制的影响，本文加入上文所述的衡量本行业外资限制程度的代理变量Dindexd进行回归，具体为存在禁止或者限制外资进入项目的行业，该变量取值为1，反之取值为0。(2)地理距离(Distance)。结合理论分析，本文回归加入来源国家(地区)与中国的地理距离(单位：公里，并取对数处理)以控制经济环境的影响，数据来源于CEPII数据库。(3)共同语言(Comm_Lang)。本文同样加入共同语言控制经济环境的影响，来源国家(地区)与中国语言相同则取1，否则取0，数据来源于CEPII数据库。(4)来源国家(地区)的生产总值(GDP)。来源国家(地区)的经济发展水平越高代表其投资供给能力越强，则其向外投资和开展跨国生产活动的可能性越大。本文加入来源国家(地区)的名义生产总值(单位：百万美元，并取对数处理)来衡量其经济发展水平，数据来源于佩恩表9.0。(5)行业进口中间品关税(Input Tariff)。为了控制跨国生产水平受进口中间品贸易的影响，本文在控制变量中加入进口中间品关税。本文使用的是中国进口产品关税数据，利用投入产出系数构造分行业的进口中间品关税，计算式为：Input Tariffdt=∑j⟹dTariffjt×ϖdj，其中，Tariffjt为上游行业j的简单平均关税值④。(6)行业规模经济特征(Scale)。规模经济越显著的行业，对外资企业的吸引力越大[14]。本文以每个行业中企业的最高销售额与该行业所有企业平均销售收入的比值作为衡量行业规模经济特征的代理变量，并且取对数处理。

(四)描述性分析

我们先从各行业的跨国生产入手，计算出汇总至二分位国民经济行业下的跨国生产企业数目和销售额分别占总体的比重，并挑选出以这两个指标衡量其他国家(地区)在我国进行跨国生产活动水平前十位的二分位行业进行统计分析，这十个二分位行业的跨国生产企业数目和销售收入均占到整体的50%以上，具有较好的代表性，具体如图1和图2所示。图1是2000～2001年跨国生产企业数量排名前十的二分位行业，相比2000年，排名前十的行业内企业数目都呈现较快增长。其中，塑料制品业，纺织服装、鞋、帽制造业和房地产业增长速度较快，分别为15.88%、14%和12.23%。图2为跨国生产销售收入排名前十的行业，其中以纺织业的增长最快，增幅达到4.3%，但部分行业销售收入增长缓慢，金属制品业的总体销售收入甚至出现下滑，这说明虽然其他国家(地区)在我国开设的跨国子公司数量在增加但是总的销售收入并没有同步上升。总结来看，2000年和2001年相比，我国主要跨国生产行业分布基本稳定，跨国生产活动开展的广度在不断上升，表现为行业内进行跨国生产的企业数量增加。但是从深度来看，跨国生产销售收入并没有同步增长。从行业分布来看，其他国家(地区)在我国进行跨国生产活动水平前十位的二分位行业中的服务业仅有房地产业，其余均是制造业，说明制造业是其他国家(地区)在我国开展跨国生产的主要行业。并且跨国生产主要分布在我国具有传统产业优势的制造行业中，如纺织业，仪器仪表及文化、办公用机械制造,通用设备计算机及其他电子设备制造等。

图1 跨国生产企业数量前十位的二分位行业

图2 跨国生产销售收入排名前十位的二分位行业

此外，在不考虑具体跨国生产行业的情况下，我们着重挑选出在我国开展跨国生产活动水平排名前十位的国家和地区，如图3～4所示。这十个国家和地区在我国的跨国生产企业数量和销售水平占到整体的88%以上，这说明我国跨国生产活动具有来源地集中的特点，主要集中在邻近的地区以及世界主要发达国家。具体来看，来自我国香港特别行政区的跨国生产程度最高且增长速度也较快，企业数目和销售收入增长率分别为14.25%和2.49%，行业上主要集中在纺织服装、鞋、帽制造业，房地产业以及塑料制品业。除香港特别行政区是我国内地最主要的境外生产来源地区外，其他投资来源地也主要是世界上重要的发达国家和地区，例如日本、美国、英国和德国等。无论是跨国生产企业数量还是跨国生产销售收入，来我国开展跨国生产程度较高的地区往往经济发达、技术先进。

四、实证结果与分析

(一)基准回归

根据计量方程式(14)，我们采用市场开放变量Index度量各行业面临的和要素投入相关的市场开放程度，结合中国外商投资企业数据库计算的衡量全球约150个国家(地区)在我国近800个国民经济四分位行业下的跨国生产企业数量(Affiliates)以及跨国生产销售水平(Totalsales)，就我国市场开放与别国和地区在我国开展的跨国生产水平之间的关系进行检验，回归结果见表3。表3中(1)列和(4)列是未加入其他控制变量的回归结果，其中市场开放变量Index的估计系数均为负，且显著性水平达到1%；(2)、(3)、(5)和(6)列为逐步加入控制变量后的结果，其市场开放变量Index的估计系数仍然保持在1%的水平下显著为负。这表明，市场开放程度提高通过要素投入的途径能显著增加全球其他国家(地区)在我国四分位行业内开展的跨国生产活动。具体表现为：Index值越小，即市场开放程度越高，跨国生产程度越高，首先体现为跨国生产企业数量的上升(对应(1)～(3)列)，其次是跨国生产销售额的提高(对应(4)～(6)列)，说明中国市场开放水平的提高通过跨国生产企业数量和跨国生产销售规模两方面推动了我国国内跨国生产水平的上升，基准回归结果印证了本文理论机制部分提出的两个研究假说。

图3 跨国生产企业数量排名前十位的国家和地区

图4 跨国生产销售收入排名前十位的国家和地区

(二)稳健性检验

1.内生性问题

由于跨国生产活动在我国经济发展中有着重要地位，政府在制定对外开放政策时可能需要考虑其对来华跨国生产的影响，各行业来自其他国家(地区)投资的跨国生产活动也可能会影响市场开放政策，即两者之间可能存在双向因果关系引发的内生性问题。本文利用工具变量通过两阶段回归来处理内生性问题。在工具变量的选择上，借鉴Arnold等的思路，一国与其经济发展历史进程相似的邻国在产业政策上往往具有很强的相似性[22]。印度外资开放进程与中国类似，主要是在外界压力下进行外资开放。同时在一定程度上，印度和中国在产品市场上处于竞争关系，中国和印度的产业开放政策具有相似性。因此，中国和印度的对外开放政策具有相关性，并且印度是在国际相关组织的压力下从根本上取消对外开放限制，其对外开放的实施具有外生性，可以认为其对本文研究的来华跨国生产并不存在影响。于是，本文选用OECD公布的Stan数据库⑤中1997年印度的FDI管制数据，构建出衡量印度各行业的市场开放程度指标，并与中国的行业代码相匹配进行内生性检验。表4展示了2SLS回归得到的结果，市场开放程度的估计系数依旧显著为负，说明本文的基本结论依旧成立。K-P rk LM和K-P rk Wald F统计量均在1%的显著性水平上拒绝了“工具变量识别不足”和“工具变量是弱识别”的原假设，证明了本文工具变量的有效性。

表3基准回归结果

注：限于篇幅，未显示t值，*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，下表同。

表4工具变量回归结果

2.市场开放程度的再度量

本文对市场开放的刻画是以中国政府颁布的《目录》为基础，用我国对外开放程度来度量。这种方法可能存在的问题是仅考虑了禁止和限制外资进入两方面的影响。但在实际中，对外开放限制可能包含外资股权比例、投资准入金额等规定，但这些信息在选用的《目录》和本文构建的市场开放代理变量中并未体现，则可能产生以偏概全的问题。对此，本文选用OECD发布的FDI Restrictiveness Index作为衡量中国对外开放的替换指标。该指标虽然并未细致分类到四分位行业，却相对详细地度量了外资股权比例、外资投资审批准入配额比例、外籍人员进入限制等所有方面的对外开放限制程度，最后平均为分行业的对外开放水平指数。本文利用该指数与投入产出系数的加权，得到中国市场开放的替代指标OECD-Index进行回归，结果如表5的(1)～(2)列所示。市场开放变量的估计系数均在1%的水平上显著为负，说明市场开放水平的提高对我国跨国生产企业数量和销售规模起到显著促进作用，本文提出的理论假说得到证实。

表5其他稳健性检验回归结果

3.样本的重新选择

由统计分析可知，中国各行业中跨国生产的来源地具有鲜明特点，港澳台地区在我国内地各行业中开展的生产活动占据了主要地位，这与政策的倾向、投资的便利和地域政治的特殊性有一定的关联。这种现象的存在可能对估计结果造成偏误，对此我们将样本中的港澳台企业剔除后再进行回归，结果如表5的(3)～(4)列所示。市场开放估计系数依旧保持显著为负的结果，本文的基本结论保持稳健。

4.跨国生产水平的再度量

除了跨国生产企业数量和销售收入可以衡量跨国生产外，Ramando指出外资投资资产以及雇佣规模同样也是衡量跨国生产水平的标准[11]。为了更全面地考察市场开放对跨国生产活动的影响，我们同样基于中国外商投资企业数据库计算“年份—来源国家(地区)—行业”层面上的外资总资产(Foreignassets)以及外籍员工数(Foreignstaff)作为衡量跨国生产的补充变量进行回归，结果展示在表5的(5)～(6)列中。市场开放指标的估计系数仍然保持在1%的水平下显著为负，本文的基本结论依旧成立。

5.进一步排除其他因素的干扰

考虑到本文回归样本的时间为2000～2001年，这期间中国还存在国有企业改革和进口关税削减的政策改革。考虑到这两项政策改革可能同时影响我国市场开放和跨国生产，我们参照Liu和Qiu的思路加入另外两个控制变量进行稳健性检验[25]：行业关税水平Final Tariff(将HS6分位关税水平汇总至四分位国民经济行业计算平均值)和行业国有企业份额SOEshare(使用国家统计局公布的各行业企业数量计算国有企业数量所占份额)。从表5的(7)～(8)列结果来看，市场开放指标对跨国生产的回归系数依旧显著为负，本文基本结论保持稳定。

(三)影响机制的进一步分析

1.市场开放对跨国生产的增长效应

上文的回归只验证了市场开放对来华跨国生产直接的促进作用，并没有考察增长作用。鉴于跨国生产在我国经济发展中的影响地位，跨国生产水平的增长同样在拉动我国经济增长中有重要影响。另外，本文使用的是市场开放的截面指标，并没有包含时间动态变化的作用。因此，本文进一步从增长的角度来分析市场开放和来华跨国生产之间的关系。

本文利用2000年和2001年的数据，计算跨国企业数量和销售水平的增长率作为被解释变量，并且回归中加入2000年的跨国生产变量和2000年的其他控制变量，并控制大类行业和来源国(地区)所在洲的固定效应，方程设定如下：

(15)

式(15)的回归结果见表6的(1)～(2)列，市场开放变量的估计系数均显著为负，表明市场开放通过要素投入的影响渠道显著促进跨国生产企业数量以及销售规模增长，存在增长效应。

表6影响机制分析

2.区分制造业和服务业市场开放

根据本文的理论分析，制造业和服务业的市场开放均对跨国生产决策及其生产规模有正向影响，并且在影响渠道上并不相同。对此，我们区分制造业和服务业市场开放进行回归，结果展示在表6的(3)～(4)列。首先，MIndex和SIndex的估计系数均显著为负，说明制造业以及服务业市场开放程度的提高均会显著提升全球其他国家(地区)在我国开展跨国生产的水平。其次，比较MIndex和SIndex的估计系数可以发现，服务业市场开放的影响明显大于制造业市场开放。本文的理论分析表明服务不仅是跨国企业的生产投入品，而且也是固定成本的主要部分，服务业市场开放的作用不仅体现在服务要素价格降低上，更通过提高服务效率促进了东道国的跨国生产水平提升。本文的回归结果表明相较于上游制造业市场开放，上游服务业市场开放对提高其他国家(地区)在我国开展跨国生产活动的作用更大。

五、结论与政策含义

中国外商直接投资流入量居世界前列，而全球其他国家(地区)的公司在我国各行业开展的实际经营生产活动却一直被现有研究所忽略。随着经济全球化推进，跨国企业的生产活动对我国经济发展产生巨大的推动作用。本文分析了市场开放对我国跨国生产活动的影响。首先，本文通过理论模型揭示了东道国内市场开放通过要素投入的渠道，对其他国家(地区)开展的跨国生产产生重要影响，这种作用体现在对跨国生产企业数量和销售额的提升上。其次，本文利用中国工商行政管理总局的外资企业数据库，否定跨国生产等价于实际投资额的假设后，首次测算分析了约150个投资来源国家(地区)在中国近800个四分位行业内的跨国生产企业数量和跨国生产销售额，以此衡量我国全行业的跨国生产活动规模。本文统计发现中国的跨国生产具有行业集中在制造业和投资来源地集中在发达国家和地区的特点。接着，本文用对外开放度量我国市场开放，通过实证回归发现，我国市场开放水平的提升通过要素投入的途径显著提高了我国在“来源国家(地区)-行业”层面上的跨国生产活动规模。同时，本文进一步研究发现这种促进作用还体现在拉动了跨国生产的增长，并且服务业市场开放的边际作用大于制造业市场开放。最后在考虑了内生性、指标替换、样本选择、排除其他改革影响等问题后，本文的结论保持稳健。

基于以上的分析，本文认为我国的市场开放水平是影响其他国家和地区在我国各个行业开展跨国生产的关键因素。为了更好发挥跨国生产活动对我国经济发展的推动作用，促进我国产业发展和技术升级，相关管理部门可以考虑通过制定积极的政策提高我国市场对外开放水平，特别是完善我国要素市场机制的建设；并且要重视服务业要素投入的影响，实现服务业和制造业开放的有效配合，以发挥市场开放促进跨国生产的最大福利效应。

注释：

①本文使用的中国工商总局外商投资企业数据库在数据说明部分有详细的介绍。

②进出口数据及表1的GDP数据来源于国家统计局：http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。

④由于WTO公布的中国关税数据缺失1998～2000年，本文使用1997年关税值代替2000年关税水平。另外，本文使用HS6位码和2002年中国投入产出表122个行业代码进行匹配，得到投入产出表中各个行业的平均关税值。

⑤Stan数据库的具体介绍见：http://stats.oecd.org/Index.aspx?datasetcode=FDIINDEX#。

[1] 冼国明，刘翼. 跨国公司与经济全球化[J]. 南开经济研究，2001，(4)：11—16.

[3] Irarrazabal, A., Moxnes, A., Opromolla, L. D. The Margins of Multinational Production and the Role of Intrafirm Trade[J]. Journal of Political Economy, 2013, 121(1): 74—126.

[4] Ramondo, N. A Quantitative Approach to Multinational Production[J]. Journal of International Economics, 2014, 93(1): 108—122.

[5] Ramondo, N., Rodríguez-Clare, A., Tintelnot, F. Multinational Production: Data and Stylized Facts[J]. The American Economic Review, 2015, 105(5): 530—536.

[6] McGrattan, E. R., Prescott, E. C. Openness, Technology Capital, and Development[J]. Journal of Economic Theory, 2009, 144(6): 2454—2476.

[7] Ramondo, N., Rodríguez-Clare, A. Trade, Multinational Production, and the Gains from Openness[J]. Journal of Political Economy, 2013, 121(2): 273—322.

[8] Alfaro, L., Chen, M. X. Selection and Market Reallocation: Productivity Gains from Multinational Production[J]. American Economic Journal: Economic Policy (forthcoming).

[9] Wang, W. Foreign Multinational Production in Canadian Manufacturing Sector[J]. Transnational Corporations Review, 2014, 6(1): 26—41.

[10] Gao, T. Multinational Activity and Country Characteristics in OECD Countries[J]. Applied Economics Letters, 2003, 10(4): 255—258.

[11] Ramondo, N. Size, Geography, and Multinational Production[Z]. University of Texas at Austin, 2006.

[12] Fukui,T.,Lakatos,C.A Global Database of Foreign Affiliate Activity[Z].GTAP Research Memorandum,2012.

[13] Alviarez, V. Multinational Production and Comparative Advantage[Z]. University of Michigan, 2013.

[14] 殷华方，鲁明泓. 中国吸引外商直接投资政策有效性研究[J]. 管理世界，2004，(1)：39—45.

[15] 殷华方，鲁明泓. 中国外商直接投资政策“渐进螺旋”模式：递推与转换[J]. 管理世界，2005，(2)：8—16.

[16] 李永军. 中国外商直接投资行业分布的决定因素[J]. 世界经济，2003，(7)：23—30.

[17] Bourlès, R., Cette, G., Lopez, J., Mairesse, J., Nicoletti, G. Do Product Market Regulations in Upstream Sectors Curb Productivity Growth? Panel Data Evidence for OECD Countries[J]. Review of Economics and Statistics, 2013, 95(5): 1750—1768.

[18] Cette, G., Lopez, J., Mairesse, J. Upstream Product Market Regulations, ICT, R&D and Productivity[Z]. National Bureau of Economic Research, 2013.

[19] Melitz, M. J. The Impact of Trade on Intra-industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity[J]. Econometrica, 2003, 71(6): 1695—1725.

[20] Chevassus-Lozza, E., Gaigné, C., Le Mener, L. Does Input Trade Liberalization Boost Downstream Firms' Exports? Theory and Firm-level Evidence[J]. Journal of International Economics, 2013, 90(2): 391—402.

[21] Arnold, J. M., Javorcik, B. S., Mattoo, A. Does Services Liberalization Benefit Manufacturing Firms?Evidence from the Czech Republic[J]. Journal of International Economics, 2011, 85(1): 136—146.

[22] Arnold, J. M., Javorcik, B., Lipscomb, M., Mattoo, A. Services Reform and Manufacturing Performance: Evidence from India[J]. The Economic Journal, 2016, 126(590): 1—39.

[23] Bas, M. Does Services Liberalization Affect Manufacturing Firms’ Export Performance? Evidence from India[J]. Journal of Comparative Economics, 2014, 42(3): 569—589.

[24] 孙浦阳，蒋为，陈惟. 外资自由化、技术距离与中国企业出口——基于上下游产业关联视角[J]. 管理世界，2015，(11)：53—69.

[25] Liu, Q., Qiu, L. D. Intermediate Input Imports and Innovations: Evidence from Chinese Firms’ Patent Filings[J]. Journal of International Economics, 2016,(103): 166—183.

(责任编辑：易会文)

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：1003-5230(2017)05-0105-12

2017-06-02

国家社会科学基金重大项目“引进外资与对外投资两大开放战略的协调机制与政策研究”(15ZDA057)；教育部人文社会科学重点研究基地(南开大学跨国公司研究中心)重大项目“外资政策自由化、产业动态演化及其竞争力研究”(16JJD790026)

侯欣裕(1992— )，女，福建南平人，南开大学经济学院、中国特色社会主义经济建设协同创新中心博士生； 张甜甜(1994— )，女，江西景德镇人，南开大学经济学院、中国特色社会主义经济建设协同创新中心博士生； 孙浦阳(1982— )，男，江苏连云港人，南开大学经济学院、中国特色社会主义经济建设协同创新中心、南开大学跨国公司研究中心教授。