勞動力成本、市場規(guī)模與FDI吸引力研究

蔡佳林

摘 要：

選取中國31個省、直轄市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建理論模型，推導(dǎo)出勞動力成本、市場規(guī)模和FDI吸引力之間存在的非線性關(guān)系，并運用合適的空間計量模型對中國各省區(qū)市FDI分布空間效應(yīng)進(jìn)行了實證分析。研究結(jié)果表明，我國FDI的地區(qū)分布存在顯著的空間效應(yīng)，勞動力成本與FDI之間存在倒U型關(guān)系，勞動力成本對FDI的吸引存在著門檻效應(yīng)，市場規(guī)模對FDI的吸引有本地市場效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：

外商直接投資;勞動力成本;市場規(guī)模;空間計量

中圖分類號：

F24

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672-3198（2015）01-0104-03

1 引言

一直以來，我國擁有的巨大的市場、低廉的勞動力成本、優(yōu)惠的引資政策、相對完善的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、穩(wěn)定的政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境等投資優(yōu)勢，都是吸引外商直接投資（以下簡稱FDI）的有利因素。但是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，勞動者素質(zhì)的提高以及人民對生活水平的更高要求，我國的勞動力成本逐年上升;與此同時，F(xiàn)DI規(guī)模呈現(xiàn)出“東高西低”的空間格局，拉大了地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距，對我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、和諧發(fā)展造成了負(fù)面的影響。

許多學(xué)者運用了多種研究方法研究對我國吸引FDI投資產(chǎn)生影響的因素。如劉榮添和林峰（2005）、李漢君（2011）、王立平和肖翔（2010）等從傳統(tǒng)計量手段出發(fā)進(jìn)行研究;蘇梽芳和胡日東（2008）、何興強(qiáng)和王利霞（2008）、陳健生和李文宇（2010）等運用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法進(jìn)行研究。現(xiàn)有研究有的忽略了空間效應(yīng)（空間相關(guān)性）在其中發(fā)揮的重要作用，其理論推導(dǎo)和實證結(jié)果值得商榷。有的雖然考慮了空間效應(yīng)，但是其研究是基于傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論，忽略了FDI是在不同區(qū)域內(nèi)流動的事實，缺少對經(jīng)濟(jì)地理因素的論證，也導(dǎo)致結(jié)果的偏差。

2 理論模型

本文參考了Helpman（1984），Hortsmann和Markusen（1992）以及國內(nèi)作者馮偉等（2011）等的分析思路，構(gòu)建了全新的數(shù)理模型，分析勞動力成本與地區(qū)市場規(guī)模在引進(jìn)FDI過程中的作用機(jī)制。模型的相關(guān)假設(shè)如下：

假設(shè)1：世界上只存在兩個國家A和B，其國內(nèi)某種行業(yè)的市場規(guī)模分別為M1和M2。市場規(guī)模具有規(guī)模收益性，在經(jīng)濟(jì)作用過程中M1和M2往往表現(xiàn)為Mα1和Mβ2（α、β的取值可能大于1，也可能等于1或者小于1）。在市場上只有一種類型的企業(yè)，即國內(nèi)企業(yè)，其數(shù)量分別為n1和n2。初始狀況下不存在跨國企業(yè)，兩國的產(chǎn)品都是在國內(nèi)生產(chǎn)再運往他國銷售。

假設(shè)2：每家企業(yè)都生產(chǎn)特定品種的產(chǎn)品，pki和xki分別為國家i特定行業(yè)中企業(yè)k生產(chǎn)的產(chǎn)品的價格和數(shù)量，cki為該企業(yè)的邊際成本。

假設(shè)3：根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，兩國企業(yè)發(fā)生貿(mào)易往來時，如果沒有跨國企業(yè)在銷售地生產(chǎn)，所產(chǎn)生的運輸成本應(yīng)采用“冰山”（iceberg）成本計算，即必須運輸τ（τ>1）個單位的產(chǎn)品，才能抵消運輸過程中出現(xiàn)的損耗，將一個單位產(chǎn)品送達(dá)另一國。因此國家i的國內(nèi)企業(yè)向國家j提供產(chǎn)品的邊際成本就為ciτ。而跨國企業(yè)因為在兩個國家都進(jìn)行生產(chǎn)，其成本與本地企業(yè)相同。

假設(shè)4：兩國的國內(nèi)市場均為壟斷競爭市場，每家企業(yè)在同一市場面臨相同的需求曲線，相同的成本、市場價格和市場份額。

設(shè)ε為需求彈性，市場份額ski=pkixki/Mdi，則企業(yè)最大化收入為：

πki=skiMdi/ε i=1，2 d=α，β（1）

由于國際間貿(mào)易存在貿(mào)易壁壘和市場差異等因素影響，國家i的企業(yè)在國家j可以獲得的市場份額要比國家j的本國企業(yè)少，記為Sjφi（其中φi<1）。同時，將國家i企業(yè)生產(chǎn)成本分解為技術(shù)成本ciH、運輸成本ciT和勞動力成本ciL。

表1 兩個國家國內(nèi)企業(yè)市場份額和成本

類型數(shù)量MC1MC2MS1MS2總成本分解

國家A國內(nèi)企業(yè)n1C1C1τS1S2φ1（H+T+L）c1

國家B國內(nèi)企業(yè)n2C2τC2S1φ2S2（H+T+L）c2

注：MC1、MC2分別表示向兩個國家提供產(chǎn)品的邊際成本;MS1、MS2分別表示在兩個國家獲得的市場份額。

綜合以上假設(shè)，可以將這兩個國家企業(yè)的市場份額和成本表示如表1所示。

根據(jù)（1）式和表1，可以得到各國國內(nèi)企業(yè)獲得的利潤為：

∏I1=S1Mα1/ε+S2φ1Mβ2/ε-（H+T+L）c1（2）

∏I2=S2Mβ2/ε+S1φ2Mα1/ε-（H+T+L）c2（3）

現(xiàn)在假設(shè)國家A中有一家企業(yè)要進(jìn)行對外投資，變成跨國企業(yè)，那么這家企業(yè)無論在國家A還是在國家B，都相當(dāng)于本國企業(yè)，其市場份額和成本如下表2所示。

表2 國家A國內(nèi)企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榭鐕髽I(yè)后的

市場份額和成本

類型MC1MC2MS1MS2總成本分解

國家A跨國企業(yè)C1C2S1S2（H+T+L）c1

·（1+Δc1）

注：MC1、MC2分別表示向兩個國家提供產(chǎn)品的邊際成本;MS1、MS2分別表示在兩個國家獲得的市場份額;Δci表示跨國企業(yè)在他國生產(chǎn)所發(fā)生的生產(chǎn)成本變化。

此時，這家企業(yè)所獲得的利潤就變成了：

∏E1=S1Mα1/ε+S2Mβ2/ε-（H+T+L）c1×（1+Δc1）（4）

進(jìn)行如下分析：國家A中一個之前沒有對外投資的國內(nèi)企業(yè)如果要開始向國家B進(jìn)行直接投資，那么它最原始、最主要的動機(jī)就是在國家B生產(chǎn)的成本比在本國生產(chǎn)的成本低，因此觸發(fā)該企業(yè)進(jìn)行對外投資的條件就是在國家A的生產(chǎn)成本不小于在國家B生產(chǎn)并運送回國的成本，即c1≥c2τ。結(jié)合式（2）和（4），企業(yè)由國內(nèi)企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榭鐕髽I(yè)，能夠因此獲得的最大利潤差為：

Δ∏1=∏E1-∏I1=Mβ2εΔM2-τ2（H+T+L）c2Δc2

（c1=c2τ）（5）

式中，ΔM2=S2-S2φ1，顯然，ΔM2>0。很明顯，如果（5）式的結(jié)果大于零，那么該國內(nèi)企業(yè)就會選擇成為跨國企業(yè)，對外投資。

式（5）是一個企業(yè)能獲得的利潤差異，將市場上所有類似企業(yè)集中起來，就能得到國家A進(jìn)行FDI的整體收益：

∫d∏1=∫Mβ2εdM2-τ2（H+T+L）∫c2dc2（6）

解之，得到：

∏1=Mβ+12ε（β+1）-τ2（H+T+L）c22/2（7）

ε（β+1）>0 ?τ2（H+T+L）>0

從式（7）中可以得出，影響國家B對FDI吸引力的因素主要是該國的市場規(guī)模M2和邊際生產(chǎn)成本c2，根據(jù)上述理論模型可以分析得到以下兩個推論：

推論1：FDI東道國的勞動力成本對FDI的吸引力具有門檻效應(yīng)。

企業(yè)生產(chǎn)成本分解而成的三部分中，技術(shù)成本在此假定為外生變量，運輸成本一定時期內(nèi)是相對固定不變的，那么對生產(chǎn)成本的大小起決定作用的就是勞動力成本。根據(jù)式（7），可以認(rèn)為勞動力成本和FDI之間形成的是一個倒U型的曲線，勞動力成本的吸引力存在頂點值或拐點值，過低或者過高的勞動力成本都不能對FDI形成有效吸引和利用。

推論2：FDI東道國的市場規(guī)模對FDI的吸引力具有規(guī)模報酬遞增效應(yīng)。

根據(jù)式（7）可知，東道國的市場規(guī)模M2，會與投資國跨國公司的投資收益產(chǎn)生正相關(guān)關(guān)系，并且這種關(guān)系具有規(guī)模報酬遞增效應(yīng)，因為對于任意λ>1和所有M2，都會有（λM2）β+1>λMβ+12。

3 實證分析

3.1 變量說明和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)前述理論模型，本文選取了以下幾個變量來構(gòu)建實證計量模型：

（1）被解釋變量：本文中使用人均FDI（PFDI）作為被解釋變量，用中國31個省區(qū)市當(dāng)年實際利用外商直接投資總量除以各省區(qū)市當(dāng)年人口得到。

（2）解釋變量：

①勞動力成本（WAGE）。本文采用各省區(qū)市職工平均實際貨幣工資來表示勞動力成本?？梢灶A(yù)計模型中勞動力成本的二次項WAGE2i，t的系數(shù)應(yīng)是負(fù)數(shù)。

②市場規(guī)模（PGDP）。本文采用各省區(qū)市人均地區(qū)生產(chǎn)總值（PGDP）來表示市場規(guī)模。在實證模型中本文將市場規(guī)模設(shè)定為三次項PGDP3i，t，并可以預(yù)期該變量的系數(shù)應(yīng)為正數(shù)。

③控制變量。

人力資本（UCSE）。本文采用各省區(qū)市每萬人口在校大學(xué)生人數(shù)（University & College Student Enrollment per 10，000 Population）來表示人力資本水平。

基礎(chǔ)設(shè)施（IFA）。本文用各省區(qū)市全社會固定資產(chǎn)投資（Investment in Fixed Assets）占該地區(qū)當(dāng)年GDP的比重來表示。

經(jīng)濟(jì)活躍度（STAFF）。本文用各省區(qū)市非國有單位職工人數(shù)占該地區(qū)當(dāng)年職工總數(shù)的比重來表示。

本文研究采用年度數(shù)據(jù)，選擇樣本區(qū)間為：2002年～2013年，截面單位為：中國31個省、直轄市和自治區(qū)。各變量的數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，以及各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省區(qū)市《統(tǒng)計年鑒》，同時還參考了CNKI《中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。本文所有年度的FDI數(shù)據(jù)、GDP數(shù)據(jù)、工資數(shù)據(jù)、固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)等數(shù)據(jù)都經(jīng)過了匯率或GDP縮減指數(shù)的折算。本文對數(shù)據(jù)的處理使用Excel、Matlab7.1和Eviews6.0來完成。

3.2 模型設(shè)定

根據(jù)前述理論模型分析，首先，建立一個基本的面板數(shù)據(jù)回歸模型如下：

PFDIi，t=β0+β1WAGEi.t+β2WAGE2i，t+β3PGDP3i，t+β4UCSEi，t+β5IFAi，t+β6STAFFi，t+ε（8）

式中β0是常數(shù)項，βn（n=1，…6）是回歸系數(shù)，ε是隨機(jī)誤差。

結(jié)合空間計量理論，在式（8）基礎(chǔ)上建立一個空間滯后模型SAR，其形式如下：

PFDIi，t=β0+β1WAGEi.t+β2WAGE2i，t+β3PGDP3i，t+β4UCSEi，t+β5IFAi，t+β6STAFFi，t+β7WPGDPi，t+ρWPFDIi，t+ε（9）

式中，WPFDI是被解釋變量PFDI的空間滯后變量，其系數(shù)ρ表述了相鄰地區(qū)對FDI吸引力的大小對本地區(qū)FDI吸引力的影響程度。WPGDP即為潛在市場變量，它代表一個地區(qū)的FDI對其相鄰地區(qū)的市場規(guī)模的相關(guān)關(guān)系。

在式（8）的基礎(chǔ)上建立一個空間誤差模型SEM，其形式如下：

PFDIi，t=β0+β1WAGEi.t+β2WAGE2i，t+β3PGDP3i，t+β4UCSEi，t+β5IFAi，t+β6STAFFi，t+β7WPGDPi，t+λWε+μ

（10）

式中，λ是空間誤差系數(shù)，它表述了相鄰地區(qū)對FDI的吸引力的隨機(jī)沖擊對本地區(qū)FDI吸引力的影響程度，同時還可以從它的顯著性來判斷各地區(qū)FDI吸引力之間是否存在空間聯(lián)系。

式（9）和（10）中的空間權(quán)重矩陣W在本文中采用最常見的二進(jìn)制空間鄰近矩陣。遵循的判定規(guī)則是Rook相鄰規(guī)則，即兩個地區(qū)擁有共同邊界則視為相鄰。

4 實證結(jié)果和分析

4.1 空間相關(guān)性檢驗

表3是用Morans I公式計算出來的中國各年度人均FDI的Morans I指數(shù)及其顯著性水平。

表3 2002-2013年度中國人均FDI的Morans I指數(shù)

年份Morans IP值年份Morans IP值

20020.32770.006720080.45150.0008

20030.22290.024420090.43260.0007

20040.23740.021620100.45730.0009

20050.37350.001020110.37810.0044

20060.35790.000920120.33170.0211

20070.44320.000820130.34310.0032

在空間計量中，Morans I指數(shù)被用來檢驗空間相關(guān)性是否存在。從上表中可以看出，樣本期內(nèi)各年度Morans I指數(shù)都為正數(shù)，且都通過了置信度為5%的顯著性檢驗，這說明長期以來，F(xiàn)DI在我國各省區(qū)市的分布確實有著顯著的空間正相關(guān)關(guān)系。從上表中還可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的地區(qū)分布從2002年開始經(jīng)歷了一個趨向集中然后又有所分散的過程。2002年中國加入了WTO，國內(nèi)市場進(jìn)一步向外商打開，F(xiàn)DI也大量流入了市場條件和地理位置較為優(yōu)越的東部地區(qū)，導(dǎo)致Morans I指數(shù)不斷增大并保持在一個相對較高的水平。2008年后由于美國金融危機(jī)的影響，國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化，F(xiàn)DI的熱情減弱，同時由于東部地區(qū)人民物質(zhì)生活水平的提高，越來越多的投資者將自己的企業(yè)或工廠遷移到內(nèi)陸地區(qū)，導(dǎo)致了FDI向中西部地區(qū)的擴(kuò)散，Morans I指數(shù)也有所下降。

顯然，如果忽略各省區(qū)市間的空間相關(guān)性，而直接采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行計量分析，必然會帶來結(jié)果的偏差。

4.2 空間面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果及分析

面板數(shù)據(jù)模型回歸包括固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種形式，在實證中對基本回歸模型進(jìn)行回歸，并對回歸結(jié)果進(jìn)行Hausman檢驗，結(jié)果支持選用固定效應(yīng)模型。本文隨后的其他空間計量模型也同樣是基于固定效應(yīng)的模型。對模型式（8）的回歸結(jié)果如表4所示。

表4 基本回歸模型式（8）估計結(jié)果

變量固定效應(yīng)模型隨機(jī)效應(yīng)模型

估計值T值估計值T值

constant8.98143.2310***

WAGE-0.0843-0.1788***-1.3236-3.5569***

WAGE2-0.5200-1.9375**-0.7124-2.6732***

PGDP30.63771.53981.30764.3756***

UCSE0.03740.22010.12580.8446

IFA0.28191.9706**0.52894.7020***

STAFF-0.3732-1.3277-0.8039-3.4975***

R20.29100.4536

Adj.R20.28010.4429

Hausman testH0：Random Effects15.2346（0.0187）

注：表中*、**和***分別表示變量估計值在10%、5%和1%的水平上顯著。

在固定效應(yīng)模型中，又可分為空間固定效應(yīng)（Spatial-specific Fixed Effects）和時間固定效應(yīng)（Time-specific Fixed Effects）。本文的研究用空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和空間時間固定效應(yīng)分別估計空間面板數(shù)據(jù)SAR模型式（9）和SEM模型式（10），對比研究勞動力成本和地區(qū)市場規(guī)模對FDI的吸引力是否顯著受到了空間效應(yīng)的影響。結(jié)果如表5和表6所示。

表5 SAR模型式（9）回歸結(jié)果

變量空間固定效應(yīng)時間固定效應(yīng)空間時間固定效應(yīng)

估計值T值估計值T值估計值T值

WAGE-1.2418-4.2762***-1.3435-5.0110***-1.3101-4.9287***

WAGE2-1.2879-4.9918***-5.4502-5.5479***-0.7321-4.1147***

PGDP31.19016.1460***1.39317.1793***1.35777.1289***

UCSE0.15411.12450.04600.30510.03160.2416

IFA0.37785.3214***0.43227.5656***0.44237.6513***

STAFF-0.9612-5.5630***-0.7169-4.3576***-0.7102-4.1150***

WPGDP-0.0051-0.03790.02750.27430.01100.0891

ρ0.21034.2127***0.21016.8751***0.22607.3304***

R20.86980.84590.8598

Adj.R20.84200.83070.8334

Log-

likelihood-327.59-378.16-373.25

注：表中*、**和***分別表示變量估計值在10%、5%和1%的水平上顯著。

表6 SEM模型式（10）回歸結(jié)果

變量空間固定效應(yīng)時間固定效應(yīng)空間時間固定效應(yīng)

估計值T值估計值T值估計值T值

WAGE-1.7312-5.1022***-1.9703-6.8367***-2.010-6.8723***

WAGE2-0.8396-2.9931***-1.2345-3.3674***-0.6812-3.4836***

PGDP31.35685.6645***1.98899.3566***1.98019.1074***

UCSE0.23171.7266*-0.0711-0.5168-0.0385-0.2689

IFA0.33794.1893***0.571211.0225***0.565710.0857***

STAFF-1.1017-5.6492***-0.6239-3.4183***-0.6652-3.5429***

WPGDP0.19311.41070.26542.2845**0.23652.0102**

λ0.714417.3214***0.641015.0117***0.639414.3220***

R20.90350.88870.8912

Adj.R20.88910.87790.8837

Log-

likelihood-292.10-314.38-307.65

注：表中*、**和***分別表示變量估計值在10%、5%和1%的水平上顯著。

從方程回歸的總體結(jié)果來看，空間固定效應(yīng)模型的Log-likelihood值、擬合優(yōu)度以及系數(shù)估計值的顯著性都優(yōu)于時間固定效應(yīng)和空間時間固定效應(yīng)。這說明了中國各省區(qū)市在吸引FDI的過程中都能夠發(fā)揮自身的區(qū)位特點和優(yōu)勢，F(xiàn)DI在我國的投資選擇主要取決于橫截面?zhèn)€體的差異，空間特征要強(qiáng)于時間特征。

在SAR模型中，空間自回歸系數(shù)ρ的系數(shù)在三個方程中都為正數(shù)，且都在1%的置信水平上顯著，這說

基金項目：

本文系海南工商職業(yè)學(xué)院國際商務(wù)系吳文娟老師主持下的海南海南工商職業(yè)學(xué)院校級課題“結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟(jì)特點探索海南高職院校物流專業(yè)建設(shè)及課程體系改革”的成果之一（項目編號：A2013-009）。

作者簡介：

吳文娟（1980-），女，黑龍江綏芬河人，海南工商職業(yè)學(xué)院講師，物流工程碩士，中級經(jīng)濟(jì)師。

明某個地區(qū)對FDI的吸引力對相鄰地區(qū)的FDI流入有顯著的正相關(guān)作用，即相鄰地區(qū)吸引的FDI提高了1%，本地區(qū)對FDI的吸引水平相應(yīng)平均提高約021%。潛在市場變量WPGDP的系數(shù)估計值數(shù)值不大，且沒有通過顯著性檢驗，說明某一地區(qū)對FDI的吸引與相鄰地區(qū)的市場規(guī)模沒有顯著關(guān)系。

在SEM模型中，空間誤差自相關(guān)系數(shù)λ的系數(shù)在三個方程中都為正數(shù)，且都在1%的置信水平上顯著，這說明某個地區(qū)內(nèi)存在的各種FDI吸引因素的變動也會通過空間相關(guān)性對其相鄰地區(qū)的FDI流入產(chǎn)生一定的影響。潛在市場變量WPGDP的系數(shù)估計值除了在空間固定效應(yīng)模型中不顯著外，在其余兩個模型都通過了置信水平為5%的顯著性檢驗。

考察勞動力成本和市場規(guī)模兩個變量，可以看到：首先，所有模型的回歸結(jié)果中勞動力成本的二次項WAGE2的系數(shù)估計值符號都為負(fù)數(shù)且都通過了顯著性檢驗，這一結(jié)果符合前文推論1中的論述，即勞動力成本對FDI的吸引力有著“門檻效應(yīng)”，兩者呈倒U型關(guān)系。其次，所有模型的回歸結(jié)果中地區(qū)市場規(guī)模的三次項PGDP3的系數(shù)估計值符號都為正數(shù)且都通過了顯著性檢驗，這一結(jié)果也符合前文推論2中的論述，即地區(qū)市場規(guī)模對FDI有規(guī)模報酬遞增效應(yīng)。

5 結(jié)論與建議

本文的實證結(jié)果表明，一個地區(qū)對FDI的吸引力對相鄰地區(qū)的FDI流入有顯著的正相關(guān)作用，同時地區(qū)內(nèi)存在的各種FDI吸引因素的變動也會通過空間相關(guān)性對其相鄰地區(qū)的FDI流入產(chǎn)生一定的影響，消除地方保護(hù)主義的短視行為，致力于區(qū)際貿(mào)易及其他要素流動的通暢，建立統(tǒng)一的跨區(qū)域性市場，以更大的市場規(guī)模吸引更多FDI。勞動力成本和FDI之間存在著倒U型的關(guān)系，勞動力成本的適度提高不僅不會降低本地區(qū)對FDI的吸引力，反而既能提高勞動者的生活水平，又能保證FDI的投資收益;收益遞增帶來本地市場規(guī)模的不斷擴(kuò)大，產(chǎn)生的聚集效應(yīng)形成了循環(huán)累積，使得本地FDI不斷增加。

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