本站小編為你精心準備了制度質量與FDI的產業增長效應參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

《世界經濟研究雜志》2014年第五期

一、制度質量影響fdi增長效應的機制

近年來，國際上越來越重視從制度變遷和改革措施的視角研究經濟績效的影響因素，并為之提供更為豐富的經驗證據。中國經濟實現長達30年的高速增長得益于自1978年以來實行的改革開放政策，使得我們研究中國經濟增長問題時，無法回避經濟體制改革這一重大制度變遷過程對增長績效的影響。制度是一個相當寬泛的概念，可以包括從產權、法律到文化等很多內容，產權保護是所有制度中最能解釋經濟績效的關鍵(North，1990)。要想使引入的外資在本國經濟中發揮增長效應，需要相應的制度環境與之配套，市場支持型制度將為FDI與本地企業的前后向關聯提供便利。跨國實證也顯示，制度質量差異決定了FDI在東道國增長效應的大小(邵軍和徐康寧，2008;Alguaciletal．，2011)。然而，中國各省區迥異的制度環境給FDI增長績效造成什么影響，其機制是什么，仍需深入研究。

中國在轉軌過程中存在普遍性的制度約束，主要表現為法律與產權制度不健全、金融制度扭曲、市場分割嚴重以及政府激勵制度扭曲等(陸長平和聶愛云，2012)。長期的制度約束，直接影響到FDI進入中國的進入成本，并進一步影響FDI類型。制度約束中最突出的兩個具體表現為“對國內私人部門的制度性歧視”和“對外資企業的超國民待遇”(張宇，2009)。普遍性的制度約束導致的低廉進入成本不但導致了FDI的大量流入，同時導致大量進入中國的FDI類型具有非典型特征，其中突出表現為:FDI企業出口導向性過強、在勞動力和資源密集型行業主導地位顯著，FDI項目的平均規模較小并且主要來自亞洲地區(特別是港澳臺)(陸長平和聶愛云，2012)。低廉進入成本以及流入中國的FDI的非典型特征會大大降低FDI與本地經濟形成有效聯系的概率，如果FDI與東道國產業不能形成有效關聯，則會強化FDI的收入漏出效應，這都會導致FDI的溢出效應和增長效應減小甚至為負。研究發現，來自發達國家的FDI會沖擊發展中國家的民族產業，造成發展中國家民族產業萎縮;尤其是FDI成本低廉的情況下，FDI對(東道國)民族產業的沖擊將更大(代謙和別朝霞，2006)。另外，諸如項目規模、FDI企業出口比重之類的外資特征會直接影響FDI對中國經濟增長的作用程度甚至方向，FDI單項規模越大越有利于促進經濟增長，而外企出口比重越高則越不利于經濟增長(郭熙保和羅知，2009)。FDI的增長效應主要通過溢出效應來實現，而溢出效應的大小和方向是由東道國對FDI的吸收能力決定的。那么，什么因素影響了FDI的溢出效應方向以及東道國對FDI的吸收能力，進而導致FDI進入引起東道國增長績效差異?東道國的制度環境可能是重要的。金融市場效率和人力資本發展被視為影響吸收能力的重要因素，普遍性的制度約束降低了金融市場的效率同時阻礙當地的人力資本積累，將會大大降低本地區引入FDI高技術的吸收能力，弱化FDI的正向溢出效應。而且，制度約束條件下，會影響資本和其他要素的配置效率，在這種情況下各地區對FDI的競爭更加容易引起全局性的配置效率下降，造成效率損失，在一定程度上抵消FDI本身所帶來的增長效應(王文劍等，2007;趙奇偉，2009)。

綜上所述，如圖1所示，我們認為制度約束會影響FDI的進入成本和方式、FDI的行業分布和特征，在更為微觀的層面則會影響跨國公司在東道國的行為方式以及與當地企業之間的相互作用(Cantwelletal．，2010)，并進一步影響FDI的本地經濟聯系和溢出效應大小、方向。同時，制度約束會降低金融市場效率和阻礙人力資本形成，進而弱化東道國吸收能力，削弱FDI的增長效應。存在制度約束的條件下，FDI的增長效應將大大減少甚至為負;與之相反，改善地區制度質量，將有效促進該地區FDI的增長效應。

二、模型、數據與計量方法

1．模型設定與變量說明由于流入中國的FDI主要分布在第二產業，大量研究中國FDI的文獻也聚焦于第二產業或者制造業及其內部行業，因此我們以工業作為研究對象，將工業總產值作為衡量FDI增長效應的產出指標。對于分省的制度環境度量，我們使用文獻中使用最為廣泛的樊綱等編制的《中國市場化指數:各地區市場化相對進程2011年報告》中的相關數據構建而成(樊綱、王小魯和朱恒鵬，2011)。這套指數被廣泛地用于研究中國經濟、金融和跨國公司活動。因此，本文選取中國30個省區(由于數據缺失，西藏除外)1990～2010年的面板數據(PanelData)，參照趙奇偉(2009)的做法，我們采用下式所表示的模型進行實證檢驗。其中，GDPGYRit為被解釋變量，表示地區i在t年的工業總產值，用工業品價格指數調整為實際值(1990=100)。FDIit是核心解釋變量之一，模型中我們分別使用外資流量指標和存量指標來表示它，以利于考察FDI流入的短期效應和長期累積效應。其中，FDI流量指標為地區i在第t年實際利用外資額，用地區i在t年FDI占GDP比重fdi_gdpit表示;為了增加計量分析的穩健性，我們還使用FDI與全社會固定資產投資總額之比afdi來刻畫FDI流量水平。此處，外資和固定資產投資數據使用各地區歷年固定資產投資價格指數(1990=100)調整為實際值，各地區GDP數據則用每年的國內生產總值指數調整為實際值。對于FDI存量數據，我們用FDI存量與GDP的比例fdsg來表示，同樣出于穩健性考慮使用FDI存量與全社會固定資產投資總額之比afds來刻畫FDI流量水平。外資存量數據使用Hall和Jones(1999)中采用的永續盤存法計算。lnsit為核心解釋變量之一，出于穩健性考慮，我們分別采用其中的兩個指數來刻畫:總市場化指數mk、市場中介組織的發育和法律制度環境zj。對于市場化指數的構建方法和涵義，具體參見樊綱等編制的《中國市場化指數:各地區市場化相對進程2011年報告》(樊綱、王小魯和朱恒鵬，2011)。Hcapit為地區i在第t年人力資本存量，用中等學校和高等學校在學人數表示;Unemit為地區勞動力市場發展程度，用非國有單位從業人員占總就業人員比重來表示。Unfinanceit為非國有貸款，非國有貸款計算方法是，假設各省分配到國有企業的貸款與該省國有企業的固定資產投資額成正比，那么非國有貸款就等于全部信貸減去國有企業所占比重。αi和γt分別用于控制地區效應和時間效應，ξit為隨機誤差項。

2．變量及數據說明我們考察了各解釋變量與主要解釋變量的相關度，Pearson相關系數矩陣表明它們之間不存在高度的相關性，尤其是控制變量與核心解釋變量gdpgyr、fdi_gdp、mk、fdsg之間的相關系數都在可以接受的范圍之內，不至于對實證檢驗造成影響。本文所用數據樣本是中國30個省區在1990～2010年期間關于前述各變量的數據①。具體而言，相關的分省數據來自《新中國五十年統計資料匯編》、各年度《中國統計年鑒》等，部分數據來自中經網數據庫。

3．計量方法與模型由于在我們實證模型中，FDI本身可能存在內生性問題以及被解釋變量(工業產出)和核心解釋變量之間可能存在潛在的反向因果關系，會導致OLS估計參數有偏和非一致。因此，需要使用工具變量法消除內生性問題，而普通工具變量法的有效性取決于工具變量的選取，通常非常難獲得合適的工具變量，因而容易導致普通工具變量估計法準確性的下降。而且，我們使用的是面板數據(PanelData)模型，需要考慮所使用的估計方法能夠控制住非觀測效應αi。固定效應和隨機效應模型可以處理非觀測效應，但是如果存在內生性和異方差，則固定效應和隨機效應的估計參數都是不一致的。針對上述問題，Arellano和Bond(1991)、Arellano和Bove(1995)與Blundell和Bond(1998)等提出的廣義矩估計(GMM)方法可以有效地對此進行處理。這類方法通過對估計方程進行一階差分消除非觀測效應的影響，再用被解釋變量和內生性解釋變量的高階滯后項作為差分變量的工具變量，因此既可以避免因忽略一些必要解釋變量所產生的誤差，又能將上述由潛在的雙向因果關系引起的內生性加以處理。GMM估計方法有兩種，一種是Arellano和Bond(1991)提出的差分GMM，Arellano和Bove(1995)與Blundell和Bond(1998)通過將水平方程引入到差分GMM中，修正了差分GMM，得到了系統GMM。系統GMM的有效性取決于工具變量選取的有效性和殘差差分項的序列相關性，可以通過Hansen/Sargan過度識別檢驗以及Arellano-BondAR(2)檢驗進行識別。我們分別報告了差分GMM和系統GMM估計結果，并分別報告Hansen/Sargan檢驗以及Arellano-BondAR(2)檢驗結果。

三、實證檢驗與分析

為了更好地控制內生性和潛在反向因果關系，我們采用系統廣義矩估計模型(SystemGMM)進行估計，同時我們將差分廣義矩估計模型(DifferenceGMM)的估計結果作為參照同樣列入結果表格中。對實證檢驗的分析主要基于系統GMM的估計結果。表2是以工業總產值(gdpgyr)作為被解釋變量，分別以外資流量與地區GDP比值(fdi_gdp)、外資流量與全社會固定資產比值(afdi)以及制度指數(mk)作為核心解釋變量的估計結果。Hansen檢驗表明，我們采用的計量模型均不能拒絕選取的工具變量不存在過度識別的原假設，即說明我們選取的工具變量是合理的。Arellano-BondAR(2)檢驗結果表明，差分后的殘差項不存在二階序列相關，漸進服從標準正態分布。差分GMM和系統GMM的估計在系數大小和符號方向上均取得了較為一致的結論，因此這一結果具有一定的穩健性。

1．實證結果與分析實證檢驗結果基本符合我們的理論預期，即:制度約束會導致FDI的增長效應將大大減少甚至為負;與之相反，如果一個地區的制度質量不斷得到改善，將會有效地促進該地區FDI的增長效應。為了體現估計結果的穩健性，我們分別采用“市場化總指數(mk)”以及市場化分指數中的“市場中介組織的發育和法律制度環境(zj)”進行估計，分別列示在表2和表3中。觀察表2、表3中(5)～(8)欄中的結果可以發現，FDI流量與市場化指數(mk、gm、zj)的交乘項(fdimk與afdimk、fdizj與afdizj)均顯著為正，這表明一個地區的制度改善會促進FDI在該地區的增長效應。實際上，隨著地區制度質量的提升、市場化程度的提高，首先，會改善該地區的資源配置效率置，實現效率提高。而且，市場化程度越高，該地區的本地企業競爭更為充分，FDI對本地投資的擠出效應將更弱、或者說擠入效應更強(程培堽等，2009)。這些都將增大地區內部的本地企業自生能力提升幅度，進一步強化東道國企業對FDI的吸收能力，進而促進FDI正向溢出效應和增長效應。其次，隨著制度約束的緩解，市場化越發達的地方，金融市場效率越高，人力資本也越容易積累，有利于提升本地區對FDI高技術的吸收能力，促進FDI對地區工業的增長效應。最后，從引進外資成本和外資類型的角度來看，制度約束較嚴重的地方由于過低的外資進入成本，更容易形成過度的外資依賴(張宇，2009)，并且造成引進外資的質量下降。而且，過度依賴外資會帶來收入漏出效應、阻礙FDI的溢出效應、強化FDI的市場掠奪效應，進而阻礙東道國的產業增長與產業升級(張宇，2009;程培堽等，2009)。因此，從引進外資成本和質量角度來看，制度質量的改善將有利于提升外資質量、促進外資的溢出效應。其他幾個控制變量也基本符合理論預期，非國有貸款比重增加有利于產業增長，而非國有單位從業人員占總就業人員比重則顯著降低產業增長水平，說明大部分技術密集、人力資本密集人才仍然集聚于國有企業。進一步，我們觀察和比較表2、表3中(5)、(7)和(6)、(8)欄中的結果發現，在沒有加入FDI與市場化的交互項的(5)和(7)的估計結果中，FDI表現出了(顯著和不顯著的)增長效應。特別是在FDI與地區GDP比值的回歸結果中，FDI表現出顯著的增長效應。也就是說，FDI對地區工業增長可能具有促進效應，這種促進效應可能是通過FDI的資本效應和溢出效應來誘發的。根據已有研究，其中，溢出效應又可分為正向溢出和負向溢出效應(或稱市場竊取、掠奪效應)(趙奇偉，2009;程培堽等，2009)。最終FDI在該地區的產業增長效應可能取決于FDI的資本效應、正向溢出效應和負向溢出效應三者總和的大小。在表2、表3估計結果的(6)和(8)欄，FDI的符號顯著為負，而FDI與市場化指數的交乘項均顯著為正。在控制住了市場化程度的情況下，FDI的增長效應不再為正，甚至轉變為顯著的負效應。此時，FDI與市場化指數的交乘項均顯著為正，意味著隨著地區市場化程度越高，則FDI在該地區的產業增長效應將顯著增強。這說明，FDI對東道國(地區)的產業增長效應是通過當地制度環境改善來實現的。在控制住了FDI在制度環境改善條件導致的產業增長效應之外，余下部分FDI的增長效應不再為正，而是變成顯著的負效應。通過改善地區制度質量，有效地發揮了FDI對地區產業增長的資本效應，同時好的制度環境誘發了FDI通過技術擴散、加強與本地上下游企業的垂直關聯、知識溢出等方式發揮其正向溢出效應;進而形成顯著的正向增長效應。在分離出上述效應之后，FDI可能就只剩下了通過與本地企業競爭、擠出本地國內資本投資、擠占本土企業市場份額等形式形成市場掠奪的負向溢出效應。因此，要更加有效地發揮FDI總體的產業增長效應，應該從優化東道國(地區)的制度環境入手，突破“制度門檻”，更有效地促進正向溢出、抑制負向溢出。

2．穩健性檢驗為了驗證結果的穩健性，我們對應表2、表3分別使用依據Hall和Jones(1999)中采用的永續盤存法計算的外商投資存量作為解釋變量進行估計。結果表明，所有解釋變量估計參數的符號均符合前述理論預期。尤其是核心解釋變量FDI存量與市場化指數(mk、zj)的交乘項均顯著為正，這表明一個地區的制度改善會促進FDI在該地區的增長效應，這一結論具有較強的穩健性。FDI存量的符號顯著為負，在控制住了市場化程度的情況下，FDI存量的增長效應不再為正，而是轉變為顯著的負效應。這進一步表明，我們的理論預期與實證結果的一致性，并且實證結果不受變量選取的影響，具有很強的穩健性。五、結論與政策啟示本文從東道國制度環境這個關鍵因素入手，創新性地將FDI吸收能力理論、溢出理論與制度環境納入到一個統一的分析框架，闡明了制度質量影響FDI產業增長效應的具體機制，并進行了實證分析，主要結論如下:第一，普遍性的制度約束，直接導致了FDI進入中國的超低成本，并進一步導致外資項目規模過小、外資企業出口導向過強、外資集聚于勞動力和資源密集型行業等非典型特征。低廉進入成本以及FDI的非典型特征，大大降低了外資企業與本地企業的垂直關聯，形成了收入漏出效應。因此導致FDI的溢出效應和增長效應減小甚至為負。制度約束會影響資本和其他要素的配置效率，在這種情況下各地區對FDI的競爭更加容易引起全局性的配置效率下降，造成效率損失，在一定程度上抵消FDI的增長效應。因此，制度約束會導致FDI的增長效應將大大減少甚至為負;與之相反，制度質量不斷得到改善，將會有效地促進該地區FDI的增長效應;FDI在東道國(地區)的經濟績效具有顯著的“制度門檻”效應特征。第二，實證證據表明，在控制住了市場化程度的情況下，FDI的增長效應不再為正，甚至轉變為顯著的負效應。這說明東道國(地區)制度環境在FDI發揮增長效應過程中具有非常關鍵的作用，這可能是諸多未考慮東道國制度環境條件下FDI與經濟增長文獻得出不同結論的根本原因。FDI對東道國(地區)的產業增長效應是通過當地制度環境改善來實現的，隨著地區市場化程度的提高，FDI在該地區的產業增長效應顯著增強。

上述研究結論蘊涵豐富的政策啟示:(1)必須徹底改革將FDI規模作為官員政績的考核體系，逐步放棄FDI規模這個考核指標，避免地方政府為了增加轄區內的外資數量導致惡性競爭，引進虛假外資和低質量外資，損害地區經濟增長。(2)規范引進外資程序，提高外資進入成本，促使引資類型和特征更有利于與本地上、下游企業形成產業關聯和互動。必須進一步通過財政、稅收、土地等政策改革，實現內外資同等待遇，特別是對民營企業實現更加公平待遇。(3)本文的研究表明，以改善制度質量為著力點的國內改革是提升對外開放質量的先決條件。必須著力改善地區制度質量，重點則可從推進金融體系改革和提高人力資源質量、水平兩個方面入手。

作者：聶愛云陸長平單位：江西師范大學政法學院江西財經大學現代經濟管理學院