1840_1936年外国在华直接投资挤出效应研究

中国经济史研究 2004年第 4期 1840 � 1936年外国在华直接投资挤出效应研究� 梁 华 (中国社会科学杂志社 100720) 内容提要: 自回归分布滞后模型检验的结果明, 1840 � 1936 年与 1985 � 1999 年外国(商)在华直接投资都具有挤出效应,前者的挤出程度远高于后者,且前者对官 僚资本的挤出程度要远大于民族资本,而后者则相反。究其原因可知,资源寻求型和 市场寻求型外国(商)在华直接投资是挤出效应普遍存在的外在原因,而外国(商)在 华直接投资效应决定模式的转变则是挤出效应产生巨大差异的内在原因。 关键词:外国(商)在华直接投资 挤出效应 比较研究 中国开始工业化进程之后,曾先后两次开放国门, 一次是在 1840年鸦片战争之后,一次是 在1978年改革开放以后。虽然两次开放国门的性质迥异,但实践证明, 外国资本的进入是不 可逆转的潮流。然而,外国资本不是慈善家, 外国资本进入不是来帮助东道国发展经济的,因 此其对东道国经济产生不利影响是不可避免的, 这就需要对外国资本进入的负面影响及其决 定因素进行分析,以针对此作出相应对策。本文拟舍弃具体情形的差异, 仅从宏观层面出发, 分别对外国(商)在华直接投资的挤出效应作出定量分析,并进行比较研究,以期有鉴于今。 一、对 1840 � 1936年与 1985 � 1999年外国(商) 在华直接投资挤出效应的测度 测度外国直接投资的挤出效应, 就是考察外国直接投资对东道国资本形成的负面影响。 鉴于资本形成的滞后性和不连续性,我们拟以外国直接投资为解释变量,以资本总额为被解释 变量, ! 建立自回归分布滞后模型进行检验。 (一)对1840 � 1936年外国在华直接投资挤出效应的测度 1�外国在华直接投资与中国近代企业资本总额的相关关系测度 ∀。外国企业投资占东道 国企业资本总额和国民生产总值的比重是衡量外国投资对东道国资本形成影响的重要指标。 到1936年,外国在华直接投资中国企业资本总额和国民生产总值中所占比重都在 35%以上, #114# � ! ∀ 此前笔者已经对此作出了计量检验,检验结果表明,无论是就外国在华直接投资总额而言,还是就外国在华直接投 资流入量而言,亦或是就外国在华直接投资净流量而言,其对近代中国资本形成都具有显著的负面影响。参见∃外国在华企 业投资资本形成效应实证分析( 1840 � 1936)% ,∃江西社会科学%2003年第 1期。为了便于比较研究,仅将检验结果列于此。 测度 1840 � 1936年外国直接投资挤出效应时,以外国在华直接为解释变量,以中国近代企业资本总额为被解释变 量;测度 1985 � 1999年外商直接投资挤出效应时,以外商直接投资为解释变量,以中国固定资产投资总额为被解释变量。 外国在华直接投资适用于 1840� 1936年,外商在华直接投资适用于 1985� 1999年。外国在华直接投资与外商在华 直接投资并无本质差别,只是所包括的范围有所不同,具体来讲, 外商在华直接投资包括中国的香港、澳门和台湾地区对中 国大陆的直接投资,而外国在华直接投资则视当时的具体情形而定。 见表 1。据此推断, 外国在华直接投资对近代中国的资本形成具有重要影响。 表 1 外国在华直接投资占中国近代企业资本总额和国内生产总值的比重 单位:万元 外国在华直接投资 ( FDI) 中国近代企业资本总额 ( FAI) FDI/ FAI ( % ) 国内生产总值 ( GDP) FDI/ GDP (% ) 1920 239 000 719 882 33�20 1 918 934 12�45 1936* 927 841 2 580 387 35�96 2 228 403 41�64 * 包括东北。资料来源: FDI/ FAI, 许涤新、吴承明:∃中国资本主义发展史%第 3 卷, 第 726 页。GDP,吴承 明:∃中国近代资本集成和工农业及交通运输业产值的估计% ,∃中国经济史研究% 1991 年第 4期。 以中国近代企业资本总额(Y t, 单位:万元)为被解释变量,外国在华直接投资( Xt , 单位:万 元)为解释变量,建立一元一阶动态分布滞后模型,进行回归检验, � 结果如下: Yt= 1�026879Yt- 1- 0�708840Xt+ 0�933832Xt- 1 ( 1) ( 27�58) ( - 2�10) ( 2�69) R 2 = 0�9994 s�e�= 16 429�16 ARCH( 1) = 3�6 LM ( 1) = 0�10 LM( 2) = 0�21 DW= 1�24 F= 33 146�01 Q (15) = 1�25 其中 DW和 LM( 1)、LM( 2)用来检验模型的随机误差项是否存在自相关, ARCH(1)用来检验模型的 随机误差项是否存在一阶自回归条件异方差,检验结果表明模型中不存在一阶、二阶自相关, 也不存在自回归条件异方差。Q( 15) = 1�25说明模型的残差序列是一个白噪声过程。! 进一步,求 Yt 与 Xt 的长期关系,对上式两侧的变量求期望并整理,得: Yt= - 8�3705Xt ( 2) 上式的经济含义表明,外国在华直接投资对中国近代企业资本形成具有显著的负面影响, 即外国在华直接投资每增加 1万元, 中国近代企业资本总额就会相应减少 8万多元。 2�外国在华直接投资与官僚资本的相关关系测度。近代中国的国内投资分为两个体糸, 一是通常所说的&官僚资本∋, 一是&民族资本∋。那么, 外国在华直接投资究竟是挤出了官僚资 本,还是挤出了民族资本,亦或是二者兼而有之? 这就需要进一步对外国在华直接投资与官僚 资本和民族资本的相关关系分别进行检验。建立模型之前,首先分析一下官僚资本的发展情 况。1894 � 1911年间, 清政府以官办、官督商办等形式大量兴办近代企业,以求&富强∋,官僚资 本年均增长率达 15�14%; ∀ 1911 � 1920年间,各地军阀割据,中央政府已经名存实亡, 原来清 政府控制的官僚资本企业日益萎缩,多数陷于停滞或转为商办, 甚或受到外国资本的渗透与控 制,官僚资本增长速度急剧下降, 年均增长率猛降到 6�24% ; ( 1920 � 1936年间, 尤其是南京 国民政府时期, 南京政府以金融业发展为核心,逐渐建立起国家银行资本的垄断体系, 进而对 工商业进行垄断经营,因此这一时期的官僚资本发展到了顶峰, 增长率又恢复到 14�73%。 以官僚资本( Y1t )为被解释变量, 外国在华直接投资( Xt )和中外资本总额(Yt )为解释变量, #115# � ! ∀ ( 因此有北洋政府时期& 国家资本主义发展的中断∋一说,参见杜恂诚:∃民族资本主义与旧中国政府 ( 1840 � 1937)% , 上海社会科学院出版社 1992年版,第 189页。 许涤新、吴承明:∃中国资本主义发展史%第 3卷,第 731页。 张晓峒:∃计量经济分析% ,经济科学出版社 2000年版,第 202 � 203、100页。 数据来自许涤新、吴承明主编的∃中国资本主义发展史%第 3卷(人民出版社 1993年版) ,第 731页,缺省年份为根据 年均增长率推算所得。 建立二元二阶自回归分布滞后模型, � 进行回归,结果如下: Ln Y1t= 1�530792 LnY1t- 1- 0�539760 LnY1t- 2+ 0�185975LnYt+ 0�811335LnYt- 1 ( 15�06) ( - 4�96) ( 2�71) ( 2�25) - 1�347902 LnY t- 2+ 0�093200LnXt+ 0�018312LnXt- 1- 0�074732LnXt- 2 ( 3) ( - 4�92) ( 1�72) ( 0�28) ( - 1�55) R 2 = 0�99 S�E�= 0�012508 F= 68 329�99 DW= 2�5 进一步,求 LnY1t和LnXt 与LnYt 的长期关系,对上式两侧的变量求期望并整理,得: LnY1t= - 4�10 LnXt+ 39�09LnYt ( 4) 上式的经济含义表明,外国在华直接投资与官僚资本为显著的负相关关系, 且弹性较大, 即外国在华直接投资每增加 1个百分点, 就会导致本国官僚资本降低 4个百分点还多。 3�外国在华直接投资与民族资本的相关关系测度。在建立模型之前,首先分析一下民族 资本的发展情况。1895年起, 民族资本的发展开始超过官僚资本,从 1903年起,这种差距迅速 拉大,民族资本逐渐占据了国内经济发展的主导地位。此后,直到南京国民政府成立之前的一 段时期,随着国内市场的扩大, ! 以及私人投资的增加(以北洋军阀和官僚的私人投资为典 型) , 民族资本获得了长足的发展。南京国民政府成立后,逐步建立起国家对金融业的垄断,继 而通过金融垄断,进一步向工商业渗透,从而民族资本逐渐走向衰落。 以民族资本( Y2t )为被解释变量, 外国在华直接投资( Xt )和中外资本总额(Yt )为解释变量, 建立二元二阶动态分布滞后模型, ∀ 进行回归检验,结果如下: LnY2t= 1�717242 lnY2t- 1- 0�713858 lnY2t- 2+ 0�032388 lnYt- 0�339247 lnYt- 1 ( 29�16) ( - 11�52) ( 1�36) ( - 7�49) + 0�313899lnYt- 2+ 0�016993 lnXt- 0�036258 lnXt- 1+ 0�010897lnXt- 2 ( 5) ( 9�61) ( 2�41) ( - 4�22) ( 1�80) R 2 = 0�99 s�e�= 0�001617 F= 947 619�4 DW= 2�1 进一步,求 LnY2t和LnXt、LnYt 的长期关系,对上式两侧的变量求期望并整理,得: LnY2t= - 2�47 InXt+ 2�08 LnYt ( 6) 上式的经济含义表明,外国在华直接投资与民族资本也为负相关关系,且弹性也较大,即 外国在华直接投资每增加 1个百分点,就会导致本国民族资本降低近 2�5个百分点。 (二)对1985 � 1999年外商在华直接投资挤出效应的测度 1�外商在华直接投资总额与固定资产投资总额的相关关系测度。建立模型之前,首先分 析一下固定资产投资总额( Zt , 单位:亿元)和外商在华直接投资总额( Lt , 单位:亿元)的变化情 况。外商在华直接投资, 由1985年的 91�48亿元增加到 1999年的2 006�78亿元, 14年间增加 了20多倍,年均增长率达15�3%。固定资产投资总额,由 1985年的2 543�19亿元增至 1999年 的29 754�65亿元, 14年总计增加 10倍多,年均增长率为 19�2%。再来计算一下二者之间的相 关系数,可以看到二者的确具有较高程度的相关性,见表 2。 #116# � ! ∀ 首先对每个变量取对数,以消除异方差。数据来源与模型(1)同。单位均为万元。 19世纪 70年代,国内市场发展还是很缓慢的, 90年代开始起步, 20世纪才开始迅速扩大,尤其是在 20年代以后。 参见吴承明:∃中国资本主义与国内市场% ,中国社会科学出版社 1985年版,第 266页。 首先对每个变量取对数,以消除异方差。数据来源与模型(1)同。单位均为万元。 表 2 1985 � 1999年固定资产投资总额和外商在华直接投资总额的相关系数 固定资产投资总额 外商在华直接投资总额 固定资产投资总额 1�000000 0�956874 外商在华直接投资总额 0�956874 1�000000 以固定资产投资总额( Zt , 单位: 亿元)为被解释变量, 以外商在华直接投资( Lt , 单位: 亿 元)为解释变量,建立一元二阶自回归分布滞后模型, � 进行回归,结果如下: Zt= 1�405823Zt- 1- 0�297965Zt- 2+ 6�068076Lt- 11�14976Lt- 1+ 5�256729Lt- 2 ( 7) ( 5�47) ( - 0�81) ( 5�82) ( - 5�54) ( 2�87) R 2 = 0�996678 s�e�= 709�4706 DW= 2�14 F= 599�95831 进一步,求 Zt 与 Lt 的长期关系,对上式两侧的变量求期望并整理,得: Zt= - 0�947Lt ( 8) 上式的经济含义表明,外商在华直接投资对固定资产投资总额的形成具有负面影响,即外 商直接投资每增加 1亿元, 中国固定资产投资总额就会相应减少近 1亿元。 2�外商在华直接投资与国有企业投资的相关关系测度。与近代时期的情形类似,此间的 国内企业按照经济性质也主要分为国有经济和私营经济两大部分。那么, 外商在华直接投资 对这些不同性质的国内企业又具有怎样的关系呢? 这也需要进一步作回归检验。 计算外商在华直接投资与国有企业投资之间的相关系数,见表 3。 表 3 国有企业投资总额和外商在华直接投资总额的相关系数 国有企业投资总额 外商在华直接投资总额 国有企业投资总额 1�000000 0�942762 外商在华直接投资总额 0�942762 1�000000 以国有企业投资总额( Z1t ,单位:亿元)为被解释变量, 以外商在华直接投资总额( Lt ,单位: 亿元)为解释变量,建立一元二阶自回归分布滞后模型进行回归,结果如下: Z1t= 1�147961Z1t- 1+ 2�905221Lt- 5�520559Lt- 1+ 2�698968Lt- 2 ( 9) ( 12�27) ( 3�63) ( - 3�60) ( 2�56) R 2 = 0�99 s. e. = 535�9407 F= 348�2400 DW= 2�2 进一步,求 Z1t和 Lt 的长期关系,对上式两侧的变量求期望并整理得: Z1t= - 0�06Lt ( 10) 上式的经济含义表明,外商在华直接投资对国有企业投资具有负相关关系,即外商在华直 接投资每增加 1亿元,就会导致本国国有企业投资相应减少 600万元。 3�外商在华直接投资与私营企业投资的相关关系测度。计算外商在华直接投资与私营 企业投资的相关系数,见表 4。 #117# � 数据来源与图 1同。 表 4 私营企业投资总额和外商在华直接投资总额的相关系数 私营企业投资总额 外商在华直接投资总额 私营企业投资总额 1�000000 0�927331 外商在华直接投资总额 0�927331 1�000000 以私营企业投资总额( Z2t ,单位:亿元)为被解释变量, 以外商在华直接投资总额( Lt ,单位: 亿元)为解释变量,建立一元一阶自回归分布滞后模型进行回归,结果如下: Z2t= 1�062022Z2t- 1+ 0�367652Lt- 0�274037Lt- 1 ( 11) ( 14�97) ( 3�65) ( - 2�02) R 2 = 0�98 s. e. = 132�9159 F= 543�0592 DW= 1�9 进一步,求 Z2t和 Lt 的长期关系,得: Z2t= - 1�67Lt ( 12) 上式的经济含义表明,外商在华直接投资对私营企业投资也具有负相关关系,即外商在华 直接投资每增加 1亿元,就会导致本国私营企业投资减少 1�6亿多元。 (三) 1840 � 1936年与 1985 � 1999年外国(商)直接投资挤出效应测度结果的比较 1840 � 1936年与 1985 � 1999年外国(商)在华直接投资挤出效应的测度结果归纳于表 5。 表 5 1840� 1936 年与 1985� 1999 年外国(商)在华直接投资挤出效应测度结果的比较 外资增加:资本总额 减少a 外资增加:官僚资本 (国有企业)减少b 外资增加: 民族资本 (私营企业)减少c 1840� 1936 1)8�4 1)4�1 1)2� 5 1985� 1999 1)0�9 1)0�06 1)1� 7 资料来源: a, 见( 2)、( 8) ; b,见( 4)、( 10) ; c, 见( 6)、( 12)。 由上表可以得到以下几点:第一, 1840 � 1936年与 1985 � 1999年,外国(商)在华直接投资 都具有挤出效应。第二, 与 1985 � 1999年相比, 1840 � 1936年外国在华直接投资对中国投资 总额所产生的负面影响要严重得多,即近代时期外国在华直接投资的挤出效应更为突出。第 三,就外国在华直接投资对不同性质的国内投资所产生的挤出效应来讲, 1840 � 1936年外国在 华直接投资对官僚资本的挤出程度要远超过民族资本;而 1985 � 1999年则与之相反。 二、外国(商)在华直接投资挤出效应决定因素的比较研究 一般来讲, 外国(商)在华直接投资所产生的负效应可以分为两种, 一种源自外生因素,即 在资本驱利性本质的驱使下, 由外国(商)投资者的各种行为所带来的负效应;一种源自内生因 素,即由东道国在引进外资过程中的行为不当而造成的负效应。与之相应,外国(商)在华直接 投资挤出效应的决定因素也主要源自外国投资者和东道国受资者。 (一)外国(商)在华直接投资的类型判定与比较 根据投资目的的不同,外国直接投资可以归纳为四种类型, 即资源寻求型、市场寻求型、效 率寻求型和战略资产寻求型。一般认为,资源寻求型和市场寻求型外资是初始外国直接投资 的主要动力, � 且外国直接投资的负效应在很大程度上就源自这两种类型的外国投资。下面 #118# � 效率寻求型和战略资产寻求型外资是持续外国直接投资的主要动力。 我们就对 1840 � 1936年和1985 � 1999年的外国(商)在华直接投资类型作一判定和比较。 1�1840 � 1936年外国在华直接投资类型的判定。1872� 1932年间,外国在华直接投资利润率 大都在5 � 20%之间,约 41%外国在华直接投资企业的利润率在 10%以下, 64%外国在华直接投 资企业的利润率在15%以下,利润率高于 25%的企业仅占全部在华外资企业的 13% ,而且外国 在华制造业投资的利润率尤其低,平均不足14%。� 而同期,西方国家国内直接投资的利润率却 并不比中国低多少。!因此,投资利润率的比较足以表明,寻求利润并不是外国在华直接投资的 唯一动机。梳理史实,可以看到,外国在华直接投资的资源导向和市场导向昭然若揭。 ( 1)资源寻求型。从鸦片战争到甲午战争的 50年间, 外国在华工业投资主要集中在船舶 修造和以丝茶为主的出口商品加工两个部门,众所周知, 这两大部门均为劳动高度密集型产 业。19世纪 60年代,上海外籍船厂雇用工人人数约为 600 � 700人, 80年代以后,仅祥生船厂 一家雇工就达1 000 � 1 400人。19世纪 80年代,上海外资丝厂工人约为2 000人, 10年以后就 达到7 000人之多。另外, 从中国近代企业工人人数的总体分布来讲, 到 1894年外国在华直接 投资企业的工人所占比重就已高达 37�02%, 20世纪初期,发展到顶峰, 达45%多, 见表 6。 表 6 中国近代工业企业工人分配状况 单位: % 年 1894 1900 � 1910 1919 1923 � 1927 中国企业工人所占比重 62�98 54�49 83� 56 91�00 外国在华企业工人所占比重 37�02 45�51 16� 44 9�00 全部 100�00 100�00 100� 00 100�00 注:所统计工厂为雇工 500 人以上的工矿企业,所统计地区包括: 苏、浙、鲁、鄂、直隶、粤、湘、闽豫、奉天、 蒙、贵等。资料来源: 据马宇平、黄裕冲:∃中国昨天与今天: 1849� 1987 国情% ,解放军出版社 1989 年版, 第 124� 126 页计算。 中国的劳动力资源不仅充裕, 而且价格极为低廉。外国在华工厂工人每天工作 11个小时 的工资仅为0�2元左右。∀ 1912 � 1921年中国工人的平均工资不足日本工人的 1/ 5,美国工人 的1/ 17, 见表 7。从工人的构成来讲, 对廉价劳动力的追求就更为明显。一战期间中国工业 (包括手工业)工人中,男工所占比重约为 65% ,女工约为 35%; 而到了 1933年, 男工所占比重 下降了24% ,女工所占比重相应上升了 15%,而其余将近 10%的比重,则为童工所占有。( 表 7 1912� 1921 年中国、美国和日本工人工资比较 单位:元 面包工 窑工 木工 瓦工 搬运工 管工 印刷工 平均 中国 3 4 4�2 3�85 2� 1 4�9 3�5 3� 68 美国 40 66 56 66 30 54 48 51� 42 日本 14 16 17�5 17�5 10� 5 16�1 13�6 15� 14 资料来源:马宇平、黄裕冲:∃中国昨天与今天: 1849 � 1987国情手册% ,第 80 页。 19世纪末 20世纪初,西方经济飞速发展起来,原材料短缺和能源危机越来越成为资本主 #119# � ! ∀ ( 南开经济研究所年刊编辑委员会:∃南开经济研究所年刊% (1983) ,南开大学出版社 1983年版,第 215� 216页。 汪敬虞:∃十九世纪外资对中国工矿企业的侵略活动% ,∃经济研究%1965年第 12期。 Hargreaves Parkinson. British Industrial Profits, In the Economist , 1938( Dec. 17) , pp. 597� 603; E. I. Epstein and R. A. Gordon, Profits of Selected American Industrial Corporations, 1904 � 1914, In Review of Economic Stat istics, 1939 ( Feb. ) , pp. 122 � 128; Ralph C. Epstein, Industrial Prof its in the United States , New York, 1934, p. 56. ∃北华捷报%, 1873 � 1933年。 义世界迫切需要解决的问题。因此寻求利用中国丰富的自然资源也就成为资本主义国家海外 投资的动机。外国在华采矿业投资 1914年为34�1百万美元,到 1931年,该项投资额就增加到 108�9百万美元, 18年间增加了 74�8百万美元。�煤矿业投资就更为明显, 1902 � 1936年间,外 资煤矿产量占华全部煤矿产量的比重都在 70%以上。! ( 2)市场寻求型。对于市场寻求型外国在华直接投资的例证,仅从近代中国进出口商品结 构的变动中就可以窥见一斑。根据郑友揆的划分,绘制近代中国进出口商品构成图,见图 1和 图2。 图 1 按照经济类别划分的进口商品结构 图 2 按照经济类别划分的出口商品结构 注:将牲畜项归入其他类, 将饮料和食品(已制成)项归入制成品项, 将饮料和食品(未制成 )项归入 半制成品项。资料来源:郑友揆:∃中国的对外贸易和工业发展( 1840� 1948) ) ) (中译本) , 上海社会科学 院出版社 1984年版, 第 45 页。 可以看到, 近代中国的进口商品以制成品和半制成品为主, 而出口商品则以原料和半制成 品为主,这种进出口结构表明:近代中国的市场性质已经逐渐趋向于当时世界其他不发达国家 和地区市场的性质, 日益成为经济发达国家的原料供应产地和产品销售市场。 另外, 通过对部门间分工参与度指标( MP)的计算, 也可以进一步证实近代中国的这种原 料供应产地以及产品销售市场的市场性质。部门间分工参与度指标的计算公式为: MP= qiPi + qeM e(其中: Pi 为初级品在进出口总额中的份额;M e 为制成品在出口总额中的份额; qi 为进 口在贸易总额中的比重; qe 为出口在贸易总额中的比重; 且 q i+ qe= 1。)如果一个国家进口的 商品完全是初级产品( Pi= 1) ,出口的完全是制成品( M e= 1) , 则MP= 1,这说明该国完全参与 了国际的部门间分工,即部门间分工参与度为最大; 反之, 如果一个国家进口的商品完全是制 成品( Pi= 0) , 出口的完全是初级产品( Me= 0) , 则 MP= 0, 这说明该国主要是以自然资源换取 #120# � ! 蒂姆#赖特:∃中国经济和社会中的煤矿业% (中译本) ,东方出版社 1991年版,第 158页。 Hou Chi�ming, Foreign Investment and Economic Development in China 1840 � 1937. Harvard:Harvard University, 1973, p16. 所需要的制成品,这种经济是自然经济的延伸,还算不上是自觉的参与国际分工,所以部门间 分工参与度为最低; 如果在这两个极端之间,则 MP 的值越大,表明该国通过部门间分工与世 界经济的相关程度就越高,反之,就越低。 近代中国部门间分工参与度, 1894年为 0�35, 1920年为 0�27, 1930年为 0�26, 可以看到, MP值一直都比较低,而且越来越低,这就进一步证明了近代中国的市场性质。� 2. 1985 � 1999年间外商在华直接投资类型的判定。绘制外商在华直接投资产业构成图, 见图 3,可以看到,外商在华直接投资主要集中于第二产业,第二产业在总投资中所占比重始 终超过一半以上, 最高达 80%多。进而,绘制外商在华直接投资第二产业内工业部门构成图, 见图 4。可以看到,外商在华工业部门的直接投资大都集中在制造业, 1996 年到 1998 年间制 造业投资在工业投资总额中所占比重始终都在 80%以上。 图 3 外商在华直接投资(协议额)产业构成 资料来源: 据对外经济贸易合作部:∃全国利用外资统计年报%、∃中国外资统计%; 国家统计局: ∃中国统计年鉴%数据计算。 图 4 外商在华工业部门直接投资部门构成 资料来源:据国家统计局:∃中国统计年鉴% ( 1998、1999)数据计算。 从外商在华制造业投资在我国制造业各行业中所占比重的统计中可以看到,外商在华制 造业投资主要以一般加工工业为主。服装及纤维制品制造业、皮革毛皮羽绒及其制品、电子及 通讯设备制造业等所占比重在 1998年都已经接近或者超过了一半。! 外商在华直接投资的 这种产业构成, 不仅有利于其利用廉价劳动力,更便于其拓展中国市场。1995年外商在华直 接投资企业销售收入占全行业比重最大的前十个部门中, 比重最高的达 60%以上, 最低的也 达26%以上,见表 8。1996年外商在华直接投资企业的销售收入中,有一半以上都是靠在华国 内销售实现的, 其中电子行业外资产品占全行业国内市场销售总额的 45%以上。∀ 可见外商 #121# � ! ∀ 牛南洁:∃中国利用外资的经济效果分析% ,∃经济研究%1998年第 5期。 根据∃工业统计年报%、∃全国第三次工业普查资料汇编%、∃中国统计年鉴%计算。 陈争平:∃试析 1895 � 1930年中国进出口商品结构的变化% ,∃中国经济史研究%1997年第 3期。 增加在华内地投资的主要目的就是绕过关税壁垒,抢占中国现有市场,市场导向性极为明显。 表 8 1995 年外商在华直接投资企业销售收入占本行业最大的前 10 个工业部门 行业 比重( %) 行业 比重( % ) 电子及通讯设备制造业 60�80 塑料制品业 33�05 皮革、毛皮、羽绒及其制品 54�14 家具制造业 30�67 服装以及其他纤维制品制造业 50�81 食品制造业 30�48 文教体育用品制造业 50�71 木材加工以及竹藤棕草制品 27�27 仪器仪表以及文化办公机械制造业 38�83 金属制品业 26�64 资料来源:根据∃中华人民共和国 1995 年第三次工业普查资料汇编%有关数据计算。 比较 1840 � 1936年与 1985 � 1999 年外国 (商 )在华直接投资的类型, 可以看到, 虽然 1985 � 1999年外商在华直接投资类型趋向多样化,但始终还是以资源寻求型和市场寻求型为 主,与 1840 � 1936年外国在华直接投资的类型在经济本质上并无多大差别, 因此这也就是两 个不同的历史时期挤出效应普遍存在的外在原因。 (二)外国(商)在华直接投资效应决定模式的转变 资源寻求型和市场寻求型外国(商)在华直接投资行为,决定了不同历史背景条件下相似 的挤出结果,但为什么又会出现挤出程度和挤出对象上的显著差异? 这与外商在华直接投资 挤出效应的内生决定因素直接相关。 1�外国直接投资效应决定模式的理论概括。� 总结世界各国利用外国直接投资的经验, 可以发现,东道国政府在外国直接投资效应决定模式中的地位经历了一个明显的转变过程,而 且,随着各个主权国家对世界经济体系认识的提高和参与程度的加强,东道国政府的地位变得 越来越重要。就理论研究而言,外国直接投资效应决定模式主要有两种,一种是效应一维决定 模式,一种是效应二维决定模式。所谓效应一维决定模式,顾名思义,就是指将外国直接投资 所产生的效应主要归因于外国直接投资一方,虽然也承认东道国一方对效应的影响,但是仅限 于对效应的修正。这一模式暗含的假设前提,就是将外国直接投资效应决定因素主要归结于 外国直接投资方一维主体。以示意图表示,见图 5。 图 5 外国直接投资效应一维决定模式示意图 注: 实线箭头表示实际发挥作用; 虚线表示作用并不显著。 从逻辑上讲,既然外国直接投资行为是由投资方和受资方两个主体共同决定的, 那么,外 国直接投资对东道国产生的效应同样是应该由双方共同作用的结果,因此在效应一维决定模 型的基础上,还可以推演出效应二维决定模式。所谓效应二维决定模式,就是指外国直接投资 所产生的效应是由投资方和受资国双方共同决定的,两者具有同等的地位和作用,效应的决定 因素源于二维主体。在二维效应决定模式中,一个关键的环节就是谈判,二维双向的相互作用 共同决定着外国直接投资行为及其效果。以示意图表示,详见图 6。 #122# � 参考崔新健:∃外商对华直接投资的决定因素% ,中国发展出版社 2001年版,第 144 � 145页。 图 6 外国直接投资效应二维决定模式示意图 2�1840 � 1936与 1985 � 1999年外国(商)直接投资效应决定模式的比较。1840 � 1936年间 外国在华直接投资的影响因素,主要可以归结为以下几个方面: 第一实际利润率,第二资本成 本,第三对外来资本的吸收能力。� 实际利润率、资本成本及对外来资本的吸收能力三个方面 中,前两者都是对资本驱利性因素的考虑,而后者虽然涉及到了东道国因素, 但是外来移民也 并非是中国历届政府可以主动加以控制的,因此近代时期外国在华直接投资效应决定模式为 一维主体决定模式, 即外国在华直接投资所带来的各种效应,主要都是由外国直接投资行为决 定的, 中国历届政府虽然制定了相关政策与法规,但多是形同虚设, 难以对外国投资者形成有 效约束,且这种政府行为多是一种被动性或事后性的补救, 根本不具备引导功能。晚清矿 业投资政策的演变以及外国在华煤矿业投资对官僚资本的挤出就是一个很好的例证。 1985 � 1999年外商在华直接投资流入量的决定因素,主要可以归结为:第一, 转轨变量,这 是外商对华直接投资迅速增加的最主要的决定因素; !第二, 市场规模、劳动力资源和成本,中 国的市场规模和充裕的劳动力资源以及低廉的劳动力成本,是外商对华直接投资的最直接动 因;第三,政治稳定性,这是外商对华直接投资的前提条件。外商在华直接投资产业结构的决 定因素,主要可以归结为:第一,转轨变量,中国市场化进程的不断推进,正在消除外商对华直 接投资行业选择的顾虑; 第二,投资国和地区的工业优势;第三, 产品的特点; 第四, 投资动机。 外商在华直接投资方式的决定因素,主要可以归结为: 第一,转轨变量,随着中国政府对企业控 制程度的下降, 市场竞争趋于有序化, 从而有利于外商独资企业进入的外部环境正在逐渐形 成;第二, 外资政策, 中国政府给予外商独资和中外合资企业以不同的待遇,所以直接影响到了 外商投资方式的选择; 第三, 优惠政策;第四,政府透明度;第五,资产特有性; 第六, 市场份额 等。∀ 无论是就外商在华投资的总量而言, 还是就投资产业结构而言, 亦或是就投资方式而 言,转轨变量都是不可或缺的首要决定因素。1985 � 1999年的外商在华投资效应决定模式中, 中国政府的作用被大大提高了,其行为对外商投资的数量和质量都可以进行有效的约束和引 导,因此我们将该模式归于效应二维决定模式, 或者至少可以说, 1985 � 1999年的外国在华直 接投资效应决定模式正在由一维向二维转变。 #123# � ! ∀ 崔新健在对大量有关外国直接投资决定因素实证分析文献进行总结的基础上, 筛选、确定解释变量,建立计量模 型,并对多种进行回归后,得出了以上结论。参见崔新健:∃外商对华直接投资的决定因素% ,第 99 � 145页。 这与兰克斯和维纳布尔斯所得到的调查结果一致。二者对 117位西方制造业公司的高级经理的问卷调查得 到的结果表明,东道国转轨性、政治稳定性以及感知的风险是外国直接投资流入量的重要决定因素。参见Lankes H. Peter and A. J. Venables, Foreign Direct Investment in Economic Transi tion: the Changing Pattern of Investment , 1996, pp. 331 � 347. 王利华:∃近代外人对华投资的影响因素剖析% ,∃南开经济研究%1997年第 2期。