制造业外资进入与市场势力波动：竞争还是垄断，本文主要内容关键词为：制造业论文,势力论文,外资论文,竞争论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F062.9 [文献标识码]A [文章编号]1006-480X(2012)10-0052-13
一、问题提出
外商直接投资(Foreign Direct Investment，FDI)企业已成为中国经济发展的重要成分。为优化外商投资结构，中国于1995年首次颁布《外商投资产业指导目录》，并先后5次修订，逐步放宽了外资的准入限制。然而，政策制定与调整的困境在于，缺乏一种有效的定量方法对外资进入的市场效应进行合理评估，从而忽视了外资政策与产业政策可能存在的冲突。错误的外资监管政策，可能保护了低效率者和既得利益者。比如，盲目对外资进入进行限制，可能在很大程度上保护了现有的国外投资者利益(江小涓，2002)，强化其在东道国的垄断势力。平衡外资政策与产业政策，客观上要求将外资进入的市场效应纳入产业组织理论的框架下来考察。
外资企业正在深刻地影响产业组织结构的调整，企业间的竞争关系也因外资企业的进入而发生巨大改变，比如，零售制造业外资的大量涌入甚至激发了一场对于产业安全的讨论。在另外一些产业，外资凭借其跨国公司优势将其在母国的垄断地位延伸至东道国，形成外资企业主导行业发展的格局。可见，外资表现出了竞争和反竞争特性。从产业层面研究外资进入的市场效应、评估和计量外资进入福利效应，是处理好外资政策、产业政策及反垄断政策关系不可回避的重要问题。这一问题，在制造业外资大量涌入的语境下，显得更为迫切。制造业一直以来都是外资投入的重要领域，商务部数据显示，截至2010年，制造业外商投资项目占所有外资项目总数的66.8%，合同外资金额比重高达58.3%。因此，考察制造业外资进入的市场效应，具有重要的现实意义。
现有研究主要考察外资的技术溢出效应及其对生产率的影响，割舍了内外资企业间的竞合关系，因而忽视了对这个重要问题的定量测度。基于市场结构分析的外资效应评估，重新认识到了外资进入对产业结构的影响(杨丹辉，2004)。但随着实证产业组织学的兴起，结构学派主张的市场结构与竞争关系的逻辑受到重大挑战，对市场竞争关系及绩效的直接计量备受推崇。基于此，本文从直接评估和计量外资进入的市场效应入手，运用实证产业组织方法计算了制造业细分行业市场势力溢价水平的大小，考察了外资进入的市场效应，并首次计算了外资进入引致的福利效应。
二、外资进入与市场势力：理论与联系
现有关于外资进入对产业或企业运营影响的文献提供的大量证据表明，FDI与市场势力溢价逻辑上存在着紧密的联系，但没有证据明确这一影响方向。这些文献有两类：一是关于FDI是否促进了东道国企业生产率的提高；二是关于FDI是否改变了东道国的市场竞争环境。
本文的理论基础之一是外资的外溢效应理论。不少研究都曾经指出，FDI存在着外溢效应(张海洋，2005)，能够显著提高本土企业的生产率水平，从而改变企业之间的竞争状态。通常来讲，较高的生产率会导致较大的市场势力溢价(Bernard et al.，2003)。因此，如果FDI被证实提高了本土企业的生产率，则外资进入可能提高企业市场势力溢价；如果FDI对本土企业生产率有负向作用，可以推断出市场势力溢价倾向于降低。但截至目前分析，由于FDI与生产率的关系没有明确，它与市场势力溢价之间的关系仍不能确定，第一个原因在于FDI对东道国企业生产率的影响因国别和产业而异；第二个原因在于FDI对生产率的影响可能受限于Borensztein et al.,(1998)所说的门槛效应，外资进入初期其外溢效应可能难以显现。
本文的理论基础之二是外资的市场效应理论。外资企业的进入带来更多竞争的假设显得比较直观，但从产业组织角度来讲，外资涌入可能导致两个相反的结果。第一种结果是所有企业都在市场参与竞争，市场缺乏退出机制或退出成本比较高，所有企业赚取较低的或零经济利润；第二种结果是在竞争下，低效率的企业被市场淘汰，最终产业呈现集中趋势，在位企业分享较高的垄断利润。实证结果表明，FDI影响东道国市场环境及结构的方向也是不确定的。大量的研究支持外资进入带来市场集中度下降这一观点(Driffield，2001；江小涓，2002)，其作用机理在于外资进入增加了本土产业层面的市场竞争程度。然而，跨国公司的自身优势使得其更容易将垄断势力施加到新兴市场，从而导致外资主导的市场势力加强，使得市场结构表现出二元级差特征(杨丹辉，2004)。基于FDI对市场势力可能存在的两种截然不同的影响，我们认为，外资进入第一阶段，FDI的竞争效应可能占主导地位；第二阶段，随着外资的积累及本土化经验的提升，FDI则有可能表现出反竞争效应，强化自身垄断势力。因此，从一个较长的考察期看，FDI对产业市场势力溢价的影响可能是U型非线性的，本文将对这一关系进行检验。
三、模型设定与讨论
本节将描述实证产业组织关于对产业市场势力溢价水平直接计量的基本方法和逻辑框架，并拓展模型、嵌入“外资进入”这一核心变量。
1.市场势力溢价的估计
本文沿用Roeger(1995)的方法，Roeger发展了Hall(1988)具有先驱意义的模型。Hall(1988)引入了直接估计市场势力溢价的方法，他首先引入一个具有三种投入要素的标准生产函数：
其中，i代表产业，t表示年份，Q为总产出。F(·)为一般化的生产函数，A为技术水平。N、K和M分别代表劳动力投入、资本投入和中间原材料投入。按照Solow(1957)的方法，总产出的增长率可以分解为要素加权增长率①和技术增长率的和：
方程(4)是Hall用来估计产业市场势力溢价程度的基本模型，但是，Hall的方法受到来自至少三个方面的质疑和批评：①要素投入带来的内生性问题需要外生工具变量来矫正，而找到合适的外生工具变量本身就十分困难。②Hall采用的工业增加值数据的生成过程使得所谓的外生变量(原油价格等)在逻辑上就与增加值数据相关(Waldmann，1991)，而无关假定是Hall方法估计的基础。③存在估计方法的问题。Norrbin(1993)采用序贯Bonferroni矫正方法来检验Hall提出的无关假定，得到几乎完全不同的结论。
针对这些问题，Roeger(1995)引入一个更可靠的、免于寻找工具变量的方法来估计市场势力溢价。他将Hall以要素数量为基础的索洛余值计算方法称为原始法(Primal Method)。在规模报酬不变的情况下，原始法计算的索洛余值可以表示为市场势力溢价形式：
Roeger(1995)则采用以要素价格为基础的对偶法(Dual Method)来计算索洛余值，同样可以表达为市场势力溢价形式：
2.模型的扩展及福利测度
在静态估计市场势力的情况下，我们无法计算各个产业每个年度的市场势力溢价水平并作为因变量来构建模型，但却可以在不破坏Roeger模型的结构下，通过将FDI植入方程(9)来评估FDI的市场效应。与现有文献相似，假设FDI与市场势力溢价之间的关系是线性的，且对产业来说，其市场势力溢价不随时间变动③，则有：
四、数据来源与变量设定
1.数据来源
本文采用的两位数代码和四位数代码的产业层面的数据均来源于中国数据在线(China Data Online)，该数据库集成了中国官方发布及调研得到的中国经济数据，由美国密歇根大学运营。该数据库被实证研究中国经济的国内外学者广泛使用。我们据此构造了两个面板数据：28个两位数代码制造业样本和447个四位数代码制造业样本。因为统计指标的变动，该数据库分为两个相连续的区间：1999—2002年及2003—2010年。两个统计区间内部分四位数代码行业名称、隶属的上一级两位代码行业有所变动，比如，有的产业四位数代码相同，但2002年前后指代的产业却不同。为了避免这样的错误，我们根据产业名称和内容，对2002年前后的四位数代码行业进行重新匹配，以2002年以后的代码名称为标准，保证了行业代码和名称的一致性。在数据的筛选中，我们进一步剔除了一些缺失及不符合逻辑的观测值，标准如下：①剔除行业代码、总产值、工人工资、年平均固定资产净值缺失的观测值；②剔除外资企业产值高于整个产业产值的观测值；③剔除只在1999—2002年出现、2003年后新统计数据中不包含的产业。与资本成本计算相关的指标，比如真实利率水平及投资品价格指数，来源于国际货币基金组织(IMF)。
2.变量定义、测度与估计偏误
总产出。本文运用名义总产值而不是工业增加值，因为增加值数据被认为会高估市场势力溢价水平(Domowitz et al.，1988)并且结果不稳健(Basu,John，1997)。
劳动力成本。最终模型只需要劳动力总成本数据，而不需要工资率的计算或估计，本文用总工资作为代理指标。用总工资作为劳动力成本的潜在问题是它可能会低估劳动在总产出中的份额，最终导致市场势力溢价的高估(Norrbin，1993)，因为非货币福利同样构成企业的劳动力成本。
资本投入及资本成本。本文采用年度平均固定资产净值作为资本投入的代理变量。与Martins et al.(1996)相似，资本的使用成本P[，Kit]用如下公式计算，采用国家层面的水平值④：
原材料成本。Shapiro(1987)和Domowitz et al.(1988)指出，忽略中间投入品比如原材料，将导致市场势力溢价的错误估计。这个问题在研究中国制造业时会进一步放大，因为中国制造业通常需要大量的中间原料投入。在数据库中，我们无法直接获取原材料成本，更为一般的做法是视原材料成本为总产值与产出增加值的差，本文采用这一做法。
外商投资比重。本文采用四种方式来度量外商投资比例：第一种是计算外商投资企业总产值占产业总产值的比重；第二种是用外商投资企业总产出增加值占整个产业产出增加值的比重来表示；第三种和第四种分别是利用平均固定资产净值和总固定资产来计算相应比重。
3.数据基本情况
本文样本数据跨度为1999—2010年，涵盖了金融危机发生的区间，因此，本文实证分析中将考虑金融危机的潜在影响。表1报告了样本中劳动力和原材料成本占总产出的份额及外资比重。运用两位数和四位数代码样本得到的结果显示，劳动成本在总产出中的比重平均水平分别为5.5%和6.0%。劳动力在总产出中的份额随产业变化而变动，浮动在1.8%～10.8%之间，但远远低于工业化国家这一指标的值。美国1958—1981年间这一指标的平均值为17%(Domowitz et al.,1988)。两位数与四位数代码样本中，原材料在总产出中的份额平均分别为76.1%和77.4%，高于工业化国家这一指标的水平值，印证了中国的制造业仍是以低附加值、加工制造为特征的模式⑥。
过去十几年间大量的外资涌入中国，在工业经济领域，外资作用尤为重要(江小涓，李蕊，2002)。我们计算了各行业中以四种指标分别计算的外资企业的参与程度，结果表明：“通信设备、计算机及其他电子设备制造业”和“文教体育用品制造业”的外商投资比例居制造业的前两位，分别为68.2%和53.0%(按工业总产值比重计算)，与江小涓和李蕊(2002)对1991—2000年间的统计结果一致：1991—2000年，这两个产业的外资比重也是最高的，分别为65.39%和59.46%。通过对比江小涓和李蕊(2002)的结果，发现2000年后有18个产业外资比重提高，9个产业外资比重降低⑦。从制造业整体看，外资企业在制造业中贡献的比例大约在33%，呈增长趋势。
五、实证结果及分析
基于两位数和四位数代码产业样本，本节主要解答三个问题：中国制造业各行业市场势力溢价程度如何、FDI与市场势力关系是否呈U型非线性特征、FDI引致的福利效应有多大。
1.制造业总体市场势力溢价及FDI的市场效应
首先假设市场势力溢价与FDI关系呈线性特征，表2和表3分别报告了两位数和四位数代码制造业总体的回归结果。采用两位数代码行业样本，运用混合面板最小二乘法进行回归的结果显示：1999—2010年间制造业平均市场势力溢价水平为6.2%。考虑到2008年金融危机对制造业可能存在的重大影响，我们剔除了2008—2010年数据，采用“危机前样本”(1999—2007年)重新估算，发现1999—2007年间制造业市场势力溢价水平竟高达22.1%⑧。这一水平比工业化国家略高，Martins et al.(1996)的多国家样本结果显示，1970—1992年间，美国制造业平均市场势力溢价为15.2%，日本为20.8%，法国和澳大利亚为17.3%，但这一水平低于荷兰26.3%的市场溢价。Badinger(2007)通过估算欧盟十国的市场势力溢价，发现这一水平平均高于30%。考虑到产业的异质性和时间因素，运用面板固定效应回归结果显示，制造业平均市场势力溢价水平估计结果与OLS结果保持一致。这一结论符合中国处在转型经济时期这一事实：20世纪90年代中期中国才开始进行国有企业改革，市场自由化程度还有待进一步提高，得到较高的市场势力溢价水平不足为奇。
FDI市场效应结果显示，FDI总体有显著的促进竞争效应。为了验证结果的稳健性，我们顺次放入四种度量外资企业份额的指标重新进行回归，发现不论运用哪种指标，FDI与市场势力溢价均表现出显著的负相关关系。本文结果与Sembenelli、Siotis(2008)发现的FDI显著降低市场势力溢价水平具有一致性。考虑到产业特性及时间效应的影响，我们采用面板固定效应方法重估方程(9)，FDI具有竞争性的结论保持不变。
用四位数代码产业样本进行估计，得到的市场势力溢价水平与两位数代码产业样本结果基本一致，但观测到的外资市场效应在危机前后却有显著差别(见表3)。两种估计方法都证实了市场势力的存在，金融危机前制造业市场势力溢价水平维持在22%左右。危机发生后，中国制造业面临着外部需求的大幅下降，其市场控制能力被削弱，全样本结果显示制造业市场势力溢价只有6.2%。与危机前FDI促进竞争的强烈证据相比，FDI的竞争效应在危机后变得微弱：全样本回归结果中，只有以增加值比重衡量的外商投资与市场势力之间表现出显著的负相关关系。金融危机后制造业萎缩，成本上升引致外资撤离至工人成本更低的东南亚国家，部分解释了上述问题。
对FDI来说，中国市场具有特殊性，其市场化程度低并且中国吸引外资的政策强度大。外资的涌入在初期可能带来更多的是竞争，而不是垄断。但随着外资的积累，外资企业容易实施第一阶段获得的市场势力，从而可能阻碍竞争。现在，我们放松FDI对市场势力溢价线性关系的假定，检验FDI对市场势力溢价的影响是否呈现理论分析的U型曲线。表4和表5分别利用两位数代码和四位数代码产业样本进行检验。我们发现：即便采用两种回归方法、利用四种外资比重指标，外资进入与市场势力之间的U型非线性关系的结论保持不变。
两位数代码产业样本结果表明(见表4)，FDI对产业市场势力的影响不是简单的线性关系，制造业总体表现出显著的二次方形式，呈U型曲线形状。进一步，我们计算了U型曲线的拐点，发现拐点基本稳定在外资水平为0.473～0.540的区间内。意味着，外资比重在达到47.3%～54.0%这一区间之前，FDI促进竞争的效应占主导；当超过这一区间，FDI的反竞争效应则占主导。当前制造业整体外资比重大约为33%，正处于U型曲线的下降通道，还没有到达U型曲线的底端，这决定了近期外资政策的基本方向仍然是扩大外资进入的规模和领域。我们同样采用两种回归方法和四种外商投资比例计算方法进行回归，结果稳健，外商投资及其平方项的系数均在1%的显著性水平下拒绝原假设。
当采用四位数代码产业样本检验制造业总体FDI与市场势力之间的非线性关系时，结论没有显著变化(见表5)，但我们得到了一个更宽范围的U型曲线拐点区间。可能的原因在于细分产业具有我们观测不到的异质性，在数据加总过程中要求更宽的数据区间来涵盖各自产业面临的拐点。因此，以制造业整体为研究对象时，用两位数代码产业样本得到的U型曲线拐点区间更为可靠。
(4)分别采用以总产值、增加值、平均资产净值和固定资产总值计算的外商投资比例；固定效应结果控制了产业和年份效应。
2.细分产业市场势力溢价及FDI的市场效应
为估计28个两位数代码产业的市场势力溢价程度及FDI在各产业中的市场效应，我们将447个四位数代码产业按照其隶属关系划分为28个产业，从而为每个两位数代码产业构造一个面板数据。为简化分析，后文中的外商投资比例采用外资企业产值占该产业总产值比重指标⑨。为了剔除此次金融危机存在的潜在影响，我们仍划分为全样本(1999—2010年)和危机前样本(1999—2007年)进行估计，表6给出了详细的估计结果。
我们发现，金融危机爆发前(1999—2007)，在所有细分产业中都发现了显著的、正的市场势力溢价，但不同产业的溢价水平差异较大。控制产业效应和时间效应后(见表6第6列)，“化学纤维”(代码为28)产业的市场势力溢价水平最小，为12.1%；而“黑色金属冶炼及压延加工业”(代码为32)产业的垄断势力最大，其产业市场势力溢价水平高达37.9%。同已有文献相比，本文估算的各产业市场势力溢价水平高于Martins et al.(1996)的结果，但低于Hall(1988)、Roeger(1995)及Co(2001)的估计结果。运用混合面板OLS和面板固定效应的回归结果显示，两种方法得到的结论没有实质性的差异。考虑金融危机后，全样本(1999—2010年)固定效应回归结果显示(见表6第8列)，制造业各行业市场势力溢价水平有所下降，部分行业的市场势力不再显著存在。
当逐一检验各两位数代码产业时，外资进入的市场效应表现出多样化的特点。固定效应结果显示(见表6最后一列)，在13个两位数代码产业中，FDI对产业市场势力溢价没有显著影响，11个行业表现出负向关系，3个行业则表现出正相关系⑩。在证实FDI具有促进竞争作用的同时，我们也发现了FDI在3个行业中表现出强的反竞争效应。
3.外资进入引致的福利效应估计
外资的市场效应结果可以告诉我们外资影响产业市场势力的方向，但我们更感兴趣的是，FDI的竞争性在多大程度上降低了垄断带来的福利损失？FDI的反竞争性又造成了多大的福利损失？为此，通过方程(14)，我们测算了FDI市场效应显著的部分行业中由FDI带来的福利效应。如表7所示，大部分行业中FDI表现出促进竞争的效应，福利效应为正；只在三个产业中(代码为23、28、40)FDI表现出反竞争效应而福利减少。通过计算，1999—2010年间，FDI的进入所带来的竞争，使得这些产业潜在的垄断福利损失降低了3334.70亿元(FDI竞争效应显著的行业加总)；但FDI的反竞争效应使得部分行业垄断福利损失增加2407.45亿元(FDI反竞争效应显著的行业加总)。制造业各行业因为显著市场势力而造成福利损失，这些产业的垄断福利损失占产业总产出的4.8%～11.3%，但由于外资的进入带来了竞争，相关产业垄断带来的福利损失普遍降低了0.06%～0.75%；外资的反竞争效应则使得相应产业垄断福利损失增加了0.22%～0.90%。
六、结论与政策建议
本文从直接评估和计量外资进入的市场效应入手，估计了各产业市场势力溢价水平，检验了FDI的市场效应，并测度了FDI引致的福利问题。结果显示，制造业各行业存在显著的市场势力，但金融危机前后市场势力溢价水平波动较大：全样本结果显示制造业市场势力溢价水平约为6.2%，但危机前样本表明市场势力溢价高达22.1%。FDI总体上具有促进竞争的效应，但在部分产业中外资表现出了反竞争效应。制造业总体来看，外资进入与市场势力之间表现出U型非线性关系，拐点基本稳定在外资比重为0.473～0.540的区间内。具体到两位数代码行业，外资的市场效应表现出多样性。这些结论对于外资政策的制定具有重要的政策含义。
(1)外资政策、产业政策与反垄断政策的协调。目前制造业外资比重在33%左右，仍处于本文提出的U型曲线的下行方向，外资促进竞争的效应占主导，可以判定近期外资政策的基本方向应当仍然是鼓励投资。但吸引外资不是越多越好，FDI在进入初始阶段促进竞争作用占主导，但随着竞争中低效率企业的退出，FDI最终会表现出反竞争效应，从而进入U型曲线的上升通道。根据本文的测算结果，外资比重在47.3%以下时，外资的竞争性特征才能表现出来，因此，控制外资进入规模仍是有必要的。之前的外资政策，基本出发点是尽可能多的吸引外资，但量化政策下的外资企业，可能带来的是垄断地位的延伸，本文实证结果为FDI的反竞争性提供了证据。还有观点认为，要发展壮大本土产业，除制定产业政策外，还需要放宽外资进入限制，引进外资加强竞争。这一观点需要重新审视，忽视了外资的反竞争效应而盲目引入外资以期带来本土产业的良性竞争和发展，最终则可能会“拔苗助长”，让具有垄断势力的外商企业得以在本土市场拓展其市场势力。在制造业转型和升级的过程中，外资政策、产业政策和反垄断政策关系的协调意义重大。
(2)对外资的监管政策应考虑外部市场环境的变化。金融危机对制造业造成了冲击，由于制造业整体面临外部需求下降，部分外资也因为逐渐上升的用人成本而撤离中国。本文结果显示，金融危机后，制造业市场势力明显下降，外资对制造业的竞争效应也不再那么明显。这给我们的启示是，外资的管制政策需要根据外部市场环境变化予以调整。在经济活跃期，产业市场势力溢价水平较高，外资更容易参与市场，此时可以采取稍严格的外资进入管制；而在经济衰退期，市场势力倾向于降低，外资参与市场的程度有所减弱，因此，对外资的管制可以适当放松以活跃经济。根据外部市场环境和经济周期的变化修正外资监管政策是必要的。
(3)外资反竞争效应的预警及管制。吸引外资要防范其带来的负向影响，本文结果提供了证据显示FDI存在反竞争效应，如果没有相应的管制体系，外资进入最终会降低消费者剩余，增大无谓损失。在本文识别的FDI具有反竞争效应的三个行业中，1999—2010年间，因为FDI的反竞争效应，给这三个产业带来的福利损失高达2407.45亿元。如果对这些产业外资的进入适当管制，可以增加近2500亿元的社会福利。如果外资比重扩大到U型曲线右侧，反竞争效应占主导时，社会福利的损失将进一步增大。因此，制定一套外资反竞争效应的预警和监管机制尤为重要。
注释：
①为了简化分析，本文假设要素市场是完全竞争的。
②此处为Hall表达式的拓展，在Hall模型里没有原材料投入，并且资本投入也被认为是固定的。
③限于数据，我们假定市场势力溢价因产业而异，但不随时间变动。如果数据样本足够大，可以放宽这一假定。在后续研究中，我们将尝试新方法在小样本下估计动态市场势力。
④为确保精确，应当使用各产业的实际利息率和折旧率。但是，受数据限制这里采用国家层面数据来替代。
⑤因数据限制无法获得各产业折旧水平，本文采用5%。当用10%和15%分别估计时，结果保持不变。
⑥1995年加工制造业占贸易总值的比例为47%，2000年这一比例为48.5%，2008年这一数据仍保持在41%。
⑦江小涓和李蕊(2002)的结果中没有报告烟草制品业的数据。
⑧制造业总体市场势力溢价水平在金融危机后大幅下降，证明此次金融危机对中国制造业影响巨大。
⑨事实上，无论采取哪种外商投资比例指标，结果都表现出了稳健性，这里不再报告其他指标回归结果。
⑩因固定效应方法无法计算烟草制品业(代码：16)结果，该产业外资效应由表6第5列的最小二乘结果得出。