制度質(zhì)量與FDI的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)

制度質(zhì)量與FDI的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)

《世界經(jīng)濟討論雜志》2023年第五期

一、制度質(zhì)量影響FDI增長效應(yīng)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討論經(jīng)濟績效的影響因素，并為之供應(yīng)更為豐富的閱歷證據(jù)。中國經(jīng)濟實現(xiàn)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，使得我們討論中國經(jīng)濟增長問題時，無法回避經(jīng)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(dāng)廣泛的概念，可以包括從產(chǎn)權(quán)、法律到文化等許多內(nèi)容，產(chǎn)權(quán)愛護是全部制度中最能解釋經(jīng)濟績效的關(guān)鍵(North，1990)。要想使引入的外資在本國經(jīng)濟中發(fā)揮增長效應(yīng)，需要相應(yīng)的制度環(huán)境與之配套，市場支持型制度將為FDI與本地企業(yè)的前后向關(guān)聯(lián)供應(yīng)便利?？鐕鴮嵶C也顯示，制度質(zhì)量差異打算了FDI在東道國增長效應(yīng)的大小(邵軍和徐康寧，2023;Alguaciletal．，2023)。然而，中國各省區(qū)迥異的制度環(huán)境給FDI增長績效造成什么影響，其機制是什么，仍需深入討論。

中國在轉(zhuǎn)軌過程中存在普遍性的制度約束，主要表現(xiàn)為法律與產(chǎn)權(quán)制度不健全、金融制度扭曲、市場分割嚴(yán)峻以及政府鼓勵制度扭曲等(陸長平和聶愛云，2023)。長期的制度約束，直接影響到FDI進入中國的進入本錢，并進一步影響FDI類型。制度約束中最突出的兩個詳細表現(xiàn)為“對國內(nèi)私人部門的制度性卑視”和“對外資企業(yè)的超國民待遇”(張宇，2023)。普遍性的制度約束導(dǎo)致的低廉進入本錢不但導(dǎo)致了FDI的大量流入，同時導(dǎo)致大量進入中國的FDI類型具有非典型特征，其中突出表現(xiàn)為:FDI企業(yè)出口導(dǎo)向性過強、在勞動力和資源密集型行業(yè)主導(dǎo)地位顯著，F(xiàn)DI工程的平均規(guī)模較小并且主要來自亞洲地區(qū)(特殊是港澳臺)(陸長平和聶愛云，2023)。低廉進入本錢以及流入中國的FDI的非典型特征會大大降低FDI與本地經(jīng)濟形成有效聯(lián)系的概率，假如FDI與東道國產(chǎn)業(yè)不能形成有效關(guān)聯(lián)，則會強化FDI的收入漏出效應(yīng)，這都會導(dǎo)致FDI的溢出效應(yīng)和增長效應(yīng)減小甚至為負。討論發(fā)覺，來自興旺國家的FDI會沖擊進展中國家的民族產(chǎn)業(yè)，造成進展中國家民族產(chǎn)業(yè)萎縮;尤其是FDI本錢低廉的狀況下，F(xiàn)DI對(東道國)民族產(chǎn)業(yè)的沖擊將更大(代謙和別朝霞，2023)。另外，諸如工程規(guī)模、FDI企業(yè)出口比重之類的外資特征會直接影響FDI對中國經(jīng)濟增長的作用程度甚至方向，F(xiàn)DI單項規(guī)模越大越有利于促進經(jīng)濟增長，而外企出口比重越高則越不利于經(jīng)濟增長(郭熙保和羅知，2023)。FDI的增長效應(yīng)主要通過溢出效應(yīng)來實現(xiàn)，而溢出效應(yīng)的大小和方向是由東道國對FDI的汲取力量打算的。那么，什么因素影響了FDI的溢出效應(yīng)方向以及東道國對FDI的汲取力量，進而導(dǎo)致FDI進入引起東道國增長績效差異?東道國的制度環(huán)境可能是重要的。金融市場效率和人力資本進展被視為影響汲取力量的重要因素，普遍性的制度約束降低了金融市場的效率同時阻礙當(dāng)?shù)氐娜肆Y本積存，將會大大降低本地區(qū)引入FDI高技術(shù)的汲取力量，弱化FDI的正向溢出效應(yīng)。而且，制度約束條件下，會影響資本和其他要素的配置效率，在這種狀況下各地區(qū)對FDI的競爭更加簡單引起全局性的配置效率下降，造成效率損失，在肯定程度上抵消FDI本身所帶來的增長效應(yīng)(王文劍等，2023;趙奇?zhèn)ィ?023)。

綜上所述，如圖1所示，我們認(rèn)為制度約束會影響FDI的進入本錢和方式、FDI的行業(yè)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(dāng)?shù)仄髽I(yè)之間的相互作用(Cantwelletal．，2023)，并進一步影響FDI的本地經(jīng)濟聯(lián)系和溢出效應(yīng)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，進而弱化東道國汲取力量，減弱FDI的增長效應(yīng)。存在制度約束的條件下，F(xiàn)DI的增長效應(yīng)將大大削減甚至為負;與之相反，改善地區(qū)制度質(zhì)量，將有效促進該地區(qū)FDI的增長效應(yīng)。

二、模型、數(shù)據(jù)與計量方法

1．模型設(shè)定與變量說明由于流入中國的FDI主要分布在其次產(chǎn)業(yè)，大量討論中國FDI的文獻也聚焦于其次產(chǎn)業(yè)或者制造業(yè)及其內(nèi)部行業(yè)，因此我們以工業(yè)作為討論對象，將工業(yè)總產(chǎn)值作為衡量FDI增長效應(yīng)的產(chǎn)出指標(biāo)。對于分省的制度環(huán)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(shù):各地區(qū)市場化相對進程2023年報告》中的相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建而成(樊綱、王小魯和朱恒鵬，2023)。這套指數(shù)被廣泛地用于討論中國經(jīng)濟、金融和跨國公司活動。因此，本文選取中國30個省區(qū)(由于數(shù)據(jù)缺失，西藏除外)1990～2023年的面板數(shù)據(jù)(PanelData)，參照趙奇?zhèn)?2023)的做法，我們采納下式所表示的模型進展實證檢驗。其中，GDPGYＲit為被解釋變量，表示地區(qū)i在t年的工業(yè)總產(chǎn)值，用工業(yè)品價格指數(shù)調(diào)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(biāo)和存量指標(biāo)來表示它，以利于考察FDI流入的短期效應(yīng)和長期累積效應(yīng)。其中，F(xiàn)DI流量指標(biāo)為地區(qū)i在第t年實際利用外資額，用地區(qū)i在t年FDI占GDP比重fdi_gdpit表示;為了增加計量分析的穩(wěn)健性，我們還使用FDI與全社會固定資產(chǎn)投資總額之比afdi來刻畫FDI流量水平。此處，外資和固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)使用各地區(qū)歷年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(1990=100)調(diào)整為實際值，各地區(qū)GDP數(shù)據(jù)則用每年的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)調(diào)整為實際值。對于FDI存量數(shù)據(jù)，我們用FDI存量與GDP的比例fdsg來表示，同樣出于穩(wěn)健性考慮使用FDI存量與全社會固定資產(chǎn)投資總額之比afds來刻畫FDI流量水平。外資存量數(shù)據(jù)使用Hall和Jones(1999)中采納的永續(xù)盤存法計算。lnsit為核心解釋變量之一，出于穩(wěn)健性考慮，我們分別采納其中的兩個指數(shù)來刻畫:總市場化指數(shù)mk、市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境zj。對于市場化指數(shù)的構(gòu)建方法和涵義，詳細參見樊綱等編制的《中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進程2023年報告》(樊綱、王小魯和朱恒鵬，2023)。Hcapit為地區(qū)i在第t年人力資本存量，用中等學(xué)校和高等學(xué)校在學(xué)人數(shù)表示;Unemit為地區(qū)勞動力市場進展程度，用非國有單位從業(yè)人員占總就業(yè)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(shè)各省安排到國有企業(yè)的貸款與該省國有企業(yè)的固定資產(chǎn)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(yè)所占比重。αi和γt分別用于掌握地區(qū)效應(yīng)和時間效應(yīng)，ξit為隨機誤差項。

2．變量及數(shù)據(jù)說明我們考察了各解釋變量與主要解釋變量的相關(guān)度，Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣說明它們之間不存在高度的相關(guān)性，尤其是掌握變量與核心解釋變量gdpgyr、fdi_gdp、mk、fdsg之間的相關(guān)系數(shù)都在可以承受的范圍之內(nèi)，不至于對實證檢驗造成影響。本文所用數(shù)據(jù)樣本是中國30個省區(qū)在1990～2023年期間關(guān)于前述各變量的數(shù)據(jù)①。詳細而言，相關(guān)的分省數(shù)據(jù)來自《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、各年度《中國統(tǒng)計年鑒》等，局部數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

3．計量方法與模型由于在我們實證模型中，F(xiàn)DI本身可能存在內(nèi)生性問題以及被解釋變量(工業(yè)產(chǎn)出)和核心解釋變量之間可能存在潛在的反向因果關(guān)系，會導(dǎo)致OLS估量參數(shù)有偏和非全都。因此，需要使用工具變量法消退內(nèi)生性問題，而一般工具變量法的有效性取決于工具變量的選取，通常特別難獲得適宜的工具變量，因而簡單導(dǎo)致一般工具變量估量法精確性的下降。而且，我們使用的是面板數(shù)據(jù)(PanelData)模型，需要考慮所使用的估量方法能夠掌握住非觀測效應(yīng)αi。固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型可以處理非觀測效應(yīng)，但是假如存在內(nèi)生性和異方差，則固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的估量參數(shù)都是不全都的。針對上述問題，Arellano和Bond(1991)、Arellano和Bove(1995)與Blundell和Bond(1998)等提出的廣義矩估量(GMM)方法可以有效地對此進展處理。這類方法通過對估量方程進展一階差分消退非觀測效應(yīng)的影響，再用被解釋變量和內(nèi)生性解釋變量的高階滯后項作為差分變量的工具變量，因此既可以避開因忽視一些必要解釋變量所產(chǎn)生的誤差，又能將上述由潛在的雙向因果關(guān)系引起的內(nèi)生性加以處理。GMM估量方法有兩種，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(tǒng)GMM。系統(tǒng)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(guān)性，可以通過Hansen/Sargan過度識別檢驗以及Arellano-BondAＲ(2)檢驗進展識別。我們分別報告了差分GMM和系統(tǒng)GMM估量結(jié)果，并分別報告Hansen/Sargan檢驗以及Arellano-BondAＲ(2)檢驗結(jié)果。

三、實證檢驗與分析

為了更好地掌握內(nèi)生性和潛在反向因果關(guān)系，我們采納系統(tǒng)廣義矩估量模型(SystemGMM)進展估量，同時我們將差分廣義矩估量模型(DifferenceGMM)的估量結(jié)果作為參照同樣列入結(jié)果表格中。對實證檢驗的分析主要基于系統(tǒng)GMM的估量結(jié)果。表2是以工業(yè)總產(chǎn)值(gdpgyr)作為被解釋變量，分別以外資流量與地區(qū)GDP比值(fdi_gdp)、外資流量與全社會固定資產(chǎn)比值(afdi)以及制度指數(shù)(mk)作為核心解釋變量的估量結(jié)果。Hansen檢驗說明，我們采納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(shè)，即說明我們選取的工具變量是合理的。Arellano-BondAＲ(2)檢驗結(jié)果說明，差分后的殘差項不存在二階序列相關(guān)，漸進聽從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。差分GMM和系統(tǒng)GMM的估量在系數(shù)大小和符號方向上均取得了較為全都的結(jié)論，因此這一結(jié)果具有肯定的穩(wěn)健性。

1．實證結(jié)果與分析實證檢驗結(jié)果根本符合我們的理論預(yù)期，即:制度約束會導(dǎo)致FDI的增長效應(yīng)將大大削減甚至為負;與之相反，假如一個地區(qū)的制度質(zhì)量不斷得到改善，將會有效地促進該地區(qū)FDI的增長效應(yīng)。為了表達估量結(jié)果的穩(wěn)健性，我們分別采納“市場化總指數(shù)(mk)”以及市場化分指數(shù)中的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境(zj)”進展估量，分別列示在表2和表3中。觀看表2、表3中(5)～(8)欄中的結(jié)果可以發(fā)覺，F(xiàn)DI流量與市場化指數(shù)(mk、gm、zj)的交乘項(fdimk與afdimk、fdizj與afdizj)均顯著為正，這說明一個地區(qū)的制度改善會促進FDI在該地區(qū)的增長效應(yīng)。實際上，隨著地區(qū)制度質(zhì)量的提升、市場化程度的提高，首先，會改善該地區(qū)的資源配置效率置，實現(xiàn)效率提高。而且，市場化程度越高，該地區(qū)的本地企業(yè)競爭更為充分，F(xiàn)DI對本地投資的擠出效應(yīng)將更弱、或者說擠入效應(yīng)更強(程培堽等，2023)。這些都將增大地區(qū)內(nèi)部的本地企業(yè)自生力量提升幅度，進一步強化東道國企業(yè)對FDI的汲取力量，進而促進FDI正向溢出效應(yīng)和增長效應(yīng)。其次，隨著制度約束的緩解，市場化更加達的地方，金融市場效率越高，人力資本也越簡單積存，有利于提升本地區(qū)對FDI高技術(shù)的汲取力量，促進FDI對地區(qū)工業(yè)的增長效應(yīng)。最終，從引進外資本錢和外資類型的角度來看，制度約束較嚴(yán)峻的地方由于過低的外資進入本錢，更簡單形成過度的外資依靠(張宇，2023)，并且造成引進外資的質(zhì)量下降。而且，過度依靠外資會帶來收入漏出效應(yīng)、阻礙FDI的溢出效應(yīng)、強化FDI的市場掠奪效應(yīng)，進而阻礙東道國的產(chǎn)業(yè)增長與產(chǎn)業(yè)升級(張宇，2023;程培堽等，2023)。因此，從引進外資本錢和質(zhì)量角度來看，制度質(zhì)量的改善將有利于提升外資質(zhì)量、促進外資的溢出效應(yīng)。其他幾個掌握變量也根本符合理論預(yù)期，非國有貸款比重增加有利于產(chǎn)業(yè)增長，而非國有單位從業(yè)人員占總就業(yè)人員比重則顯著降低產(chǎn)業(yè)增長水平，說明大局部技術(shù)密集、人力資本密集人才仍舊集聚于國有企業(yè)。進一步，我們觀看和比擬表2、表3中(5)、(7)和(6)、(8)欄中的結(jié)果發(fā)覺，在沒有參加FDI與市場化的交互項的(5)和(7)的估量結(jié)果中，F(xiàn)DI表現(xiàn)出了(顯著和不顯著的)增長效應(yīng)。特殊是在FDI與地區(qū)GDP比值的回歸結(jié)果中，F(xiàn)DI表現(xiàn)出顯著的增長效應(yīng)。也就是說，F(xiàn)DI對地區(qū)工業(yè)增長可能具有促進效應(yīng)，這種促進效應(yīng)可能是通過FDI的資本效應(yīng)和溢出效應(yīng)來誘發(fā)的。依據(jù)已有討論，其中，溢出效應(yīng)又可分為正向溢出和負向溢出效應(yīng)(或稱市場竊取、掠奪效應(yīng))(趙奇?zhèn)ィ?023;程培堽等，2023)。最終FDI在該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)可能取決于FDI的資本效應(yīng)、正向溢出效應(yīng)和負向溢出效應(yīng)三者總和的大小。在表2、表3估量結(jié)果的(6)和(8)欄，F(xiàn)DI的符號顯著為負，而FDI與市場化指數(shù)的交乘項均顯著為正。在掌握住了市場化程度的狀況下，F(xiàn)DI的增長效應(yīng)不再為正，甚至轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的負效應(yīng)。此時，F(xiàn)DI與市場化指數(shù)的交乘項均顯著為正，意味著隨著地區(qū)市場化程度越高，則FDI在該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)將顯著增加。這說明，F(xiàn)DI對東道國(地區(qū))的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)是通過當(dāng)?shù)刂贫拳h(huán)境改善來實現(xiàn)的。在掌握住了FDI在制度環(huán)境改善條件導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)之外，余下局部FDI的增長效應(yīng)不再為正，而是變成顯著的負效應(yīng)。通過改善地區(qū)制度質(zhì)量，有效地發(fā)揮了FDI對地區(qū)產(chǎn)業(yè)增長的資本效應(yīng)，同時好的制度環(huán)境誘發(fā)了FDI通過技術(shù)集中、加強與本地上下游企業(yè)的垂直關(guān)聯(lián)、學(xué)問溢出等方式發(fā)揮其正向溢出效應(yīng);進而形成顯著的正向增長效應(yīng)。在分別出上述效應(yīng)之后，F(xiàn)DI可能就只剩下了通過與本地企業(yè)競爭、擠出本地國內(nèi)資本投資、擠占外鄉(xiāng)企業(yè)市場份額等形式形成市場掠奪的負向溢出效應(yīng)。因此，要更加有效地發(fā)揮FDI總體的產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)，應(yīng)當(dāng)從優(yōu)化東道國(地區(qū))的制度環(huán)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(wěn)健性檢驗為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對應(yīng)表2、表3分別使用依據(jù)Hall和Jones(1999)中采納的永續(xù)盤存法計算的外商投資存量作為解釋變量進展估量。結(jié)果說明，全部解釋變量估量參數(shù)的符號均符合前述理論預(yù)期。尤其是核心解釋變量FDI存量與市場化指數(shù)(mk、zj)的交乘項均顯著為正，這說明一個地區(qū)的制度改善會促進FDI在該地區(qū)的增長效應(yīng)，這一結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。FDI存量的符號顯著為負，在掌握住了市場化程度的狀況下，F(xiàn)DI存量的增長效應(yīng)不再為正，而是轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的負效應(yīng)。這進一步說明，我們的理論預(yù)期與實證結(jié)果的全都性，并且實證結(jié)果不受變量選取的影響，具有很強的穩(wěn)健性。五、結(jié)論與政策啟發(fā)本文從東道國制度環(huán)境這個關(guān)鍵因素入手，創(chuàng)新性地將FDI汲取力量理論、溢出理論與制度環(huán)境納入到一個統(tǒng)一的分析框架，說明了制度質(zhì)量影響FDI產(chǎn)業(yè)增長效應(yīng)的詳細機制，并進展了實證分析，主要結(jié)論如下:第一，普遍性的制度約束，直接導(dǎo)致了FDI進入中國的超低本錢，并進一步導(dǎo)致外資工程規(guī)模過小、外資企業(yè)出口導(dǎo)向過強、外資集聚于勞動力和資源密集型行業(yè)等非典型特征。低廉進入本錢以及FDI的非典型特征，大大降低了外資企業(yè)與本地企業(yè)的垂直關(guān)聯(lián)，形成了收入漏出效應(yīng)。因此導(dǎo)致FDI的溢出效應(yīng)和增長效應(yīng)減小甚至為負。制度約束會影響資本和其