制度质量与FDI的产业增长效应范文

本站小编为你精心准备了制度质量与FDI的产业增长效应参考范文，愿这些范文能点燃您思维的火花，激发您的写作灵感。欢迎深入阅读并收藏。

《世界经济研究杂志》2014年第五期

一、制度质量影响fdi增长效应的机制

近年来，国际上越来越重视从制度变迁和改革措施的视角研究经济绩效的影响因素，并为之提供更为丰富的经验证据。中国经济实现长达30年的高速增长得益于自1978年以来实行的改革开放政策，使得我们研究中国经济增长问题时，无法回避经济体制改革这一重大制度变迁过程对增长绩效的影响。制度是一个相当宽泛的概念，可以包括从产权、法律到文化等很多内容，产权保护是所有制度中最能解释经济绩效的关键(North，1990)。要想使引入的外资在本国经济中发挥增长效应，需要相应的制度环境与之配套，市场支持型制度将为FDI与本地企业的前后向关联提供便利。跨国实证也显示，制度质量差异决定了FDI在东道国增长效应的大小(邵军和徐康宁，2008;Alguaciletal．，2011)。然而，中国各省区迥异的制度环境给FDI增长绩效造成什么影响，其机制是什么，仍需深入研究。

中国在转轨过程中存在普遍性的制度约束，主要表现为法律与产权制度不健全、金融制度扭曲、市场分割严重以及政府激励制度扭曲等(陆长平和聂爱云，2012)。长期的制度约束，直接影响到FDI进入中国的进入成本，并进一步影响FDI类型。制度约束中最突出的两个具体表现为“对国内私人部门的制度性歧视”和“对外资企业的超国民待遇”(张宇，2009)。普遍性的制度约束导致的低廉进入成本不但导致了FDI的大量流入，同时导致大量进入中国的FDI类型具有非典型特征，其中突出表现为:FDI企业出口导向性过强、在劳动力和资源密集型行业主导地位显著，FDI项目的平均规模较小并且主要来自亚洲地区(特别是港澳台)(陆长平和聂爱云，2012)。低廉进入成本以及流入中国的FDI的非典型特征会大大降低FDI与本地经济形成有效联系的概率，如果FDI与东道国产业不能形成有效关联，则会强化FDI的收入漏出效应，这都会导致FDI的溢出效应和增长效应减小甚至为负。研究发现，来自发达国家的FDI会冲击发展中国家的民族产业，造成发展中国家民族产业萎缩;尤其是FDI成本低廉的情况下，FDI对(东道国)民族产业的冲击将更大(代谦和别朝霞，2006)。另外，诸如项目规模、FDI企业出口比重之类的外资特征会直接影响FDI对中国经济增长的作用程度甚至方向，FDI单项规模越大越有利于促进经济增长，而外企出口比重越高则越不利于经济增长(郭熙保和罗知，2009)。FDI的增长效应主要通过溢出效应来实现，而溢出效应的大小和方向是由东道国对FDI的吸收能力决定的。那么，什么因素影响了FDI的溢出效应方向以及东道国对FDI的吸收能力，进而导致FDI进入引起东道国增长绩效差异?东道国的制度环境可能是重要的。金融市场效率和人力资本发展被视为影响吸收能力的重要因素，普遍性的制度约束降低了金融市场的效率同时阻碍当地的人力资本积累，将会大大降低本地区引入FDI高技术的吸收能力，弱化FDI的正向溢出效应。而且，制度约束条件下，会影响资本和其他要素的配置效率，在这种情况下各地区对FDI的竞争更加容易引起全局性的配置效率下降，造成效率损失，在一定程度上抵消FDI本身所带来的增长效应(王文剑等，2007;赵奇伟，2009)。

综上所述，如图1所示，我们认为制度约束会影响FDI的进入成本和方式、FDI的行业分布和特征，在更为微观的层面则会影响跨国公司在东道国的行为方式以及与当地企业之间的相互作用(Cantwelletal．，2010)，并进一步影响FDI的本地经济联系和溢出效应大小、方向。同时，制度约束会降低金融市场效率和阻碍人力资本形成，进而弱化东道国吸收能力，削弱FDI的增长效应。存在制度约束的条件下，FDI的增长效应将大大减少甚至为负;与之相反，改善地区制度质量，将有效促进该地区FDI的增长效应。

二、模型、数据与计量方法

1．模型设定与变量说明由于流入中国的FDI主要分布在第二产业，大量研究中国FDI的文献也聚焦于第二产业或者制造业及其内部行业，因此我们以工业作为研究对象，将工业总产值作为衡量FDI增长效应的产出指标。对于分省的制度环境度量，我们使用文献中使用最为广泛的樊纲等编制的《中国市场化指数:各地区市场化相对进程2011年报告》中的相关数据构建而成(樊纲、王小鲁和朱恒鹏，2011)。这套指数被广泛地用于研究中国经济、金融和跨国公司活动。因此，本文选取中国30个省区(由于数据缺失，西藏除外)1990～2010年的面板数据(PanelData)，参照赵奇伟(2009)的做法，我们采用下式所表示的模型进行实证检验。其中，GDPGYRit为被解释变量，表示地区i在t年的工业总产值，用工业品价格指数调整为实际值(1990=100)。FDIit是核心解释变量之一，模型中我们分别使用外资流量指标和存量指标来表示它，以利于考察FDI流入的短期效应和长期累积效应。其中，FDI流量指标为地区i在第t年实际利用外资额，用地区i在t年FDI占GDP比重fdi_gdpit表示;为了增加计量分析的稳健性，我们还使用FDI与全社会固定资产投资总额之比afdi来刻画FDI流量水平。此处，外资和固定资产投资数据使用各地区历年固定资产投资价格指数(1990=100)调整为实际值，各地区GDP数据则用每年的国内生产总值指数调整为实际值。对于FDI存量数据，我们用FDI存量与GDP的比例fdsg来表示，同样出于稳健性考虑使用FDI存量与全社会固定资产投资总额之比afds来刻画FDI流量水平。外资存量数据使用Hall和Jones(1999)中采用的永续盘存法计算。lnsit为核心解释变量之一，出于稳健性考虑，我们分别采用其中的两个指数来刻画:总市场化指数mk、市场中介组织的发育和法律制度环境zj。对于市场化指数的构建方法和涵义，具体参见樊纲等编制的《中国市场化指数:各地区市场化相对进程2011年报告》(樊纲、王小鲁和朱恒鹏，2011)。Hcapit为地区i在第t年人力资本存量，用中等学校和高等学校在学人数表示;Unemit为地区劳动力市场发展程度，用非国有单位从业人员占总就业人员比重来表示。Unfinanceit为非国有贷款，非国有贷款计算方法是，假设各省分配到国有企业的贷款与该省国有企业的固定资产投资额成正比，那么非国有贷款就等于全部信贷减去国有企业所占比重。αi和γt分别用于控制地区效应和时间效应，ξit为随机误差项。

2．变量及数据说明我们考察了各解释变量与主要解释变量的相关度，Pearson相关系数矩阵表明它们之间不存在高度的相关性，尤其是控制变量与核心解释变量gdpgyr、fdi_gdp、mk、fdsg之间的相关系数都在可以接受的范围之内，不至于对实证检验造成影响。本文所用数据样本是中国30个省区在1990～2010年期间关于前述各变量的数据①。具体而言，相关的分省数据来自《新中国五十年统计资料汇编》、各年度《中国统计年鉴》等，部分数据来自中经网数据库。

3．计量方法与模型由于在我们实证模型中，FDI本身可能存在内生性问题以及被解释变量(工业产出)和核心解释变量之间可能存在潜在的反向因果关系，会导致OLS估计参数有偏和非一致。因此，需要使用工具变量法消除内生性问题，而普通工具变量法的有效性取决于工具变量的选取，通常非常难获得合适的工具变量，因而容易导致普通工具变量估计法准确性的下降。而且，我们使用的是面板数据(PanelData)模型，需要考虑所使用的估计方法能够控制住非观测效应αi。固定效应和随机效应模型可以处理非观测效应，但是如果存在内生性和异方差，则固定效应和随机效应的估计参数都是不一致的。针对上述问题，Arellano和Bond(1991)、Arellano和Bove(1995)与Blundell和Bond(1998)等提出的广义矩估计(GMM)方法可以有效地对此进行处理。这类方法通过对估计方程进行一阶差分消除非观测效应的影响，再用被解释变量和内生性解释变量的高阶滞后项作为差分变量的工具变量，因此既可以避免因忽略一些必要解释变量所产生的误差，又能将上述由潜在的双向因果关系引起的内生性加以处理。GMM估计方法有两种，一种是Arellano和Bond(1991)提出的差分GMM，Arellano和Bove(1995)与Blundell和Bond(1998)通过将水平方程引入到差分GMM中，修正了差分GMM，得到了系统GMM。系统GMM的有效性取决于工具变量选取的有效性和残差差分项的序列相关性，可以通过Hansen/Sargan过度识别检验以及Arellano-BondAR(2)检验进行识别。我们分别报告了差分GMM和系统GMM估计结果，并分别报告Hansen/Sargan检验以及Arellano-BondAR(2)检验结果。

三、实证检验与分析

为了更好地控制内生性和潜在反向因果关系，我们采用系统广义矩估计模型(SystemGMM)进行估计，同时我们将差分广义矩估计模型(DifferenceGMM)的估计结果作为参照同样列入结果表格中。对实证检验的分析主要基于系统GMM的估计结果。表2是以工业总产值(gdpgyr)作为被解释变量，分别以外资流量与地区GDP比值(fdi_gdp)、外资流量与全社会固定资产比值(afdi)以及制度指数(mk)作为核心解释变量的估计结果。Hansen检验表明，我们采用的计量模型均不能拒绝选取的工具变量不存在过度识别的原假设，即说明我们选取的工具变量是合理的。Arellano-BondAR(2)检验结果表明，差分后的残差项不存在二阶序列相关，渐进服从标准正态分布。差分GMM和系统GMM的估计在系数大小和符号方向上均取得了较为一致的结论，因此这一结果具有一定的稳健性。

1．实证结果与分析实证检验结果基本符合我们的理论预期，即:制度约束会导致FDI的增长效应将大大减少甚至为负;与之相反，如果一个地区的制度质量不断得到改善，将会有效地促进该地区FDI的增长效应。为了体现估计结果的稳健性，我们分别采用“市场化总指数(mk)”以及市场化分指数中的“市场中介组织的发育和法律制度环境(zj)”进行估计，分别列示在表2和表3中。观察表2、表3中(5)～(8)栏中的结果可以发现，FDI流量与市场化指数(mk、gm、zj)的交乘项(fdimk与afdimk、fdizj与afdizj)均显著为正，这表明一个地区的制度改善会促进FDI在该地区的增长效应。实际上，随着地区制度质量的提升、市场化程度的提高，首先，会改善该地区的资源配置效率置，实现效率提高。而且，市场化程度越高，该地区的本地企业竞争更为充分，FDI对本地投资的挤出效应将更弱、或者说挤入效应更强(程培堽等，2009)。这些都将增大地区内部的本地企业自生能力提升幅度，进一步强化东道国企业对FDI的吸收能力，进而促进FDI正向溢出效应和增长效应。其次，随着制度约束的缓解，市场化越发达的地方，金融市场效率越高，人力资本也越容易积累，有利于提升本地区对FDI高技术的吸收能力，促进FDI对地区工业的增长效应。最后，从引进外资成本和外资类型的角度来看，制度约束较严重的地方由于过低的外资进入成本，更容易形成过度的外资依赖(张宇，2009)，并且造成引进外资的质量下降。而且，过度依赖外资会带来收入漏出效应、阻碍FDI的溢出效应、强化FDI的市场掠夺效应，进而阻碍东道国的产业增长与产业升级(张宇，2009;程培堽等，2009)。因此，从引进外资成本和质量角度来看，制度质量的改善将有利于提升外资质量、促进外资的溢出效应。其他几个控制变量也基本符合理论预期，非国有贷款比重增加有利于产业增长，而非国有单位从业人员占总就业人员比重则显著降低产业增长水平，说明大部分技术密集、人力资本密集人才仍然集聚于国有企业。进一步，我们观察和比较表2、表3中(5)、(7)和(6)、(8)栏中的结果发现，在没有加入FDI与市场化的交互项的(5)和(7)的估计结果中，FDI表现出了(显著和不显著的)增长效应。特别是在FDI与地区GDP比值的回归结果中，FDI表现出显著的增长效应。也就是说，FDI对地区工业增长可能具有促进效应，这种促进效应可能是通过FDI的资本效应和溢出效应来诱发的。根据已有研究，其中，溢出效应又可分为正向溢出和负向溢出效应(或称市场窃取、掠夺效应)(赵奇伟，2009;程培堽等，2009)。最终FDI在该地区的产业增长效应可能取决于FDI的资本效应、正向溢出效应和负向溢出效应三者总和的大小。在表2、表3估计结果的(6)和(8)栏，FDI的符号显著为负，而FDI与市场化指数的交乘项均显著为正。在控制住了市场化程度的情况下，FDI的增长效应不再为正，甚至转变为显著的负效应。此时，FDI与市场化指数的交乘项均显著为正，意味着随着地区市场化程度越高，则FDI在该地区的产业增长效应将显著增强。这说明，FDI对东道国(地区)的产业增长效应是通过当地制度环境改善来实现的。在控制住了FDI在制度环境改善条件导致的产业增长效应之外，余下部分FDI的增长效应不再为正，而是变成显著的负效应。通过改善地区制度质量，有效地发挥了FDI对地区产业增长的资本效应，同时好的制度环境诱发了FDI通过技术扩散、加强与本地上下游企业的垂直关联、知识溢出等方式发挥其正向溢出效应;进而形成显著的正向增长效应。在分离出上述效应之后，FDI可能就只剩下了通过与本地企业竞争、挤出本地国内资本投资、挤占本土企业市场份额等形式形成市场掠夺的负向溢出效应。因此，要更加有效地发挥FDI总体的产业增长效应，应该从优化东道国(地区)的制度环境入手，突破“制度门槛”，更有效地促进正向溢出、抑制负向溢出。

2．稳健性检验为了验证结果的稳健性，我们对应表2、表3分别使用依据Hall和Jones(1999)中采用的永续盘存法计算的外商投资存量作为解释变量进行估计。结果表明，所有解释变量估计参数的符号均符合前述理论预期。尤其是核心解释变量FDI存量与市场化指数(mk、zj)的交乘项均显著为正，这表明一个地区的制度改善会促进FDI在该地区的增长效应，这一结论具有较强的稳健性。FDI存量的符号显著为负，在控制住了市场化程度的情况下，FDI存量的增长效应不再为正，而是转变为显著的负效应。这进一步表明，我们的理论预期与实证结果的一致性，并且实证结果不受变量选取的影响，具有很强的稳健性。五、结论与政策启示本文从东道国制度环境这个关键因素入手，创新性地将FDI吸收能力理论、溢出理论与制度环境纳入到一个统一的分析框架，阐明了制度质量影响FDI产业增长效应的具体机制，并进行了实证分析，主要结论如下:第一，普遍性的制度约束，直接导致了FDI进入中国的超低成本，并进一步导致外资项目规模过小、外资企业出口导向过强、外资集聚于劳动力和资源密集型行业等非典型特征。低廉进入成本以及FDI的非典型特征，大大降低了外资企业与本地企业的垂直关联，形成了收入漏出效应。因此导致FDI的溢出效应和增长效应减小甚至为负。制度约束会影响资本和其他要素的配置效率，在这种情况下各地区对FDI的竞争更加容易引起全局性的配置效率下降，造成效率损失，在一定程度上抵消FDI的增长效应。因此，制度约束会导致FDI的增长效应将大大减少甚至为负;与之相反，制度质量不断得到改善，将会有效地促进该地区FDI的增长效应;FDI在东道国(地区)的经济绩效具有显著的“制度门槛”效应特征。第二，实证证据表明，在控制住了市场化程度的情况下，FDI的增长效应不再为正，甚至转变为显著的负效应。这说明东道国(地区)制度环境在FDI发挥增长效应过程中具有非常关键的作用，这可能是诸多未考虑东道国制度环境条件下FDI与经济增长文献得出不同结论的根本原因。FDI对东道国(地区)的产业增长效应是通过当地制度环境改善来实现的，随着地区市场化程度的提高，FDI在该地区的产业增长效应显著增强。

上述研究结论蕴涵丰富的政策启示:(1)必须彻底改革将FDI规模作为官员政绩的考核体系，逐步放弃FDI规模这个考核指标，避免地方政府为了增加辖区内的外资数量导致恶性竞争，引进虚假外资和低质量外资，损害地区经济增长。(2)规范引进外资程序，提高外资进入成本，促使引资类型和特征更有利于与本地上、下游企业形成产业关联和互动。必须进一步通过财政、税收、土地等政策改革，实现内外资同等待遇，特别是对民营企业实现更加公平待遇。(3)本文的研究表明，以改善制度质量为着力点的国内改革是提升对外开放质量的先决条件。必须着力改善地区制度质量，重点则可从推进金融体系改革和提高人力资源质量、水平两个方面入手。

作者：聂爱云陆长平单位：江西师范大学政法学院江西财经大学现代经济管理学院