外商在華直接投資決定因素的階段性差異研究

摘要：現有實證研究忽視了在華外商直接投資的階段性，導致數據異質而估計偏誤。為避免數據異質和其他計量問題，本文細分數據并采用系統GMM進行估計。結果表明，外商在華直接投資的決定因素存在階段性差異，其表現為：外資集聚效應和市場規模的作用增強，開放度的促進作用開始顯現，工資負效應、非市場化的阻礙作用減弱，稅收優惠作用由正變負，交通基礎設施正效應、非國有內資企業的集聚效應消失。最后，據此提出了政策性的建議。

關鍵詞：外商直接投資；決定因素；階段性差異；系統GMM

中圖分類號：F114.4

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2008(02)-0078-10

改革開放以來，我國引進了大量的外商直接投資(注：國際直接投資即FDI，按照國際貨幣基金組織(1977)的定義，FDI為一國的投資者將資本用于它國的生產或經營，并掌握一定經營控制權的投資行為。國家統計局對FDI的定義為外方(包括港澳臺)股份占25%或以上的投資，又稱外商直接投資。)(即FDI)，截至2006年年底，全國累計實際使用外資金額達6550億美元(注：《中國外商投資報告-2007》，中國投資指南網，http：//www.fdi.gov.cn/pub/FDI/wzyj/yjbg/default.jsp.)，成為自1993年以來引進外資最多的發展中國家。大量外資流入我國的現象引起了國內外學者對其成因的廣泛研究，形成了大量研究成果。然而，現有研究對于我國漸進式的外商直接投資發展過程考慮不足，在實證研究中未對樣本進行階段性區分，造成了數據異質而估計偏誤問題。

我國外商直接投資政策經歷了試點、經驗積累、調整推廣的漸進過程，外資企業也在試探、成功中摸索投資的模式并逐步增加在華投資，形成了我國外商直接投資發展的特殊歷程，在華外商直接投資的行業、數量和區域分布等方面表現出了明顯的階段性。根據階段性特點，整個外商直接投資發展歷程可以分為三個階段。

第一階段，沿海試點、法規完善階段(1979～1991年)。國家選擇部分地區進行試點，在試點基礎上完善法律法規，吸引了以港澳臺為主的外商直接投資，投資總額221.82億美元(注：本段所用外商直接投資數據均來源于《中國統計年鑒2006》。)。這一階段的外商直接投資以勞動密集型加工業為主，主要分布于以廣東、福建兩省為主的沿海地區，具有明顯的試點選擇和華僑紐帶特點。

第二階段，經驗推廣、高速發展階段(1992～1997年)。1992年的鄧小平“南巡”講話和《關于加快改革、擴大開放，力爭經濟更好更快地上一個新臺階的意見》，消除了吸引外資的理論障礙，開放了更多國內市場，使外商對來華投資的安全感增強，投資熱情高漲。僅1993年的外商直接投資額就達到275.15億美元，超過了第一階段的總和。這一階段的投資總額達到1967.92億美元，較第一階段增長了7.8倍，分布在所有省區和幾乎所有行業。中西部地區的外商直接投資大幅增長，王洛林的研究^[1]表明這一階段的微電子、汽車制造業、家用電器業、通信設備制造業、儀器儀表業等技術資金密集型行業外資大量增加。

第三階段，投資質量提高階段(1998年至今)。外商直接投資由勞動密集型加工向資本技術密集型制造轉變。外商直接投資主要集中于電子及通信設備制造業、汽車制造業、集成電路制造業、化學原料及化學制品制造業等資金技術密集型行業；與其相配套的高端服務業投資也大量跟進，設立了大量的研發機構，截至2005年底，在華設立的研發機構已超過750家；我國逐步成為一些跨國公司先進產品的全球制造中心(注：根據《中國外商投資報告》(2004、2005、2006)的數據整理，中國投資指南網，http：//www.fdi.gov.cn/pub/FDI/wzyj/yjbg/default.jsp.)。由于入世開放市場承諾的兌現，外商直接投資進入了更多的行業。

折衷理論^[2-5]認為，跨國公司根據其自身的技術、產品差異、管理、營銷等所有權優勢和交易成本節約、規避市場結構不完善等內部化優勢，結合東道國的要素成本、投資環境、宏觀環境、經濟政策、生產集聚等區位因素，進行投資數量、行業和類型的選擇。因此，我國三個階段的外商直接投資數量、行業的不同，是在華跨國公司所有權優勢、內部化優勢變化和我國區位因素變化的投資選擇結果，說明在華外商直接投資各個階段的決定因素是變化的。因此，分階段對在華外商直接投資的決定因素進行研究十分必要。

本文安排如下：第一部分進行文獻評述；第二部分選擇變量、建立模型、介紹方法；第三部分進行實證檢驗并分析實證結果；第四部分總結實證結果并提出政策建議。

一、文獻評述

隨著對我國外商直接投資研究的深入，國內外發表了大量關于外商在華直接投資決定因素的實證研究。這些研究涉及外商直接投資的各個時間段，也涉及主要的計量方法。為對現有研究的樣本、方法、變量和結果有一個直觀說明，本文以時間分布為主線、計量方法為輔線對代表性文獻按六類因素進行列表總結，見表1。

從表1可以看出，現有實證研究的結果不統一，這主要是由于現有研究普遍存在計量問題，導致其結果隨時間段、變量和方法的不同而不同。

第一，存在數據異質性，導致偏誤，時間段不同，偏誤不同。我國外商直接投資的發展在行業、數量和區域上存在明顯的階段性，不同階段的外資具有不同的特點，其數據存在異質性。在較長時間跨度內進行研究而不做階段性區分，造成估計偏誤，這種偏誤隨時間段的不同而不同。上述研究中有9篇的時間跨度較長且跨越了1992年，其研究存在嚴重的數據異質性問題。

第二，存在內生性和多重共線性，導致偏誤或不穩定，變量不同，結論不同。宏觀經濟中，要素間的相互影響非常普遍，重要變量的缺失會造成內生性問題，導致估計有偏。選擇的變量不同，估計偏誤也不同。上述的研究中只有沈坤榮等^[20]考慮了內生性的問題。此外，嚴重的多重共線性會導致估計值不精確、不穩定和參數顯著性下降，不同變量間的共線性程度不同，其實證結論也不同。上述研究尤其是面板數據的研究基本沒有考慮多重共線性問題。

第三，違反回歸前提，導致結果不可靠、不穩定，方法不同，結論不同。上述研究存在下述幾類情形。①截面或時序OLS估計的樣本過小，很難符合OLS回歸的正態性假設。②在樣本時間跨度較長的情況下，Cheng ^[22]證明面板數據存在不平穩問題，導致虛假回歸，而上述面板數據的固定效應或隨機效應估計均未考慮這一問題。對于面板GMM估計，Bond^[23]證明其估計的偏誤隨著時間長度的加長而加大，而Cheng等^[10]的數據長達11年，其GMM估計的偏誤較大。③離散選擇模型CLM估計需要滿足無關備擇獨立性(IIA)的重要假設，即選擇的概率取決于雙方區位的要素，與第三方區位特征無關，而Paulo^[24]認為空間相依的普遍存在使得這個假設極易被違反，導致估計無效。

異質性、平穩性、內生性、共線性、違反假設等使得回歸結果無效有偏、不穩健，回歸結果隨著時間段、變量和實證方法的不同而不同。針對上述問題，本文采取下述辦法加以克服：

首先，細分數據，區分階段，使數據具有同質性。根據我國外商直接投資的發展歷程，第一階段屬于試驗推廣，不具有廣泛性，缺乏研究的實際意義。因此，本文選擇第二階段和第三階段進行回歸，以考察外商直接投資決定性因素的階段性差異。考慮到數據的可得性①和平穩性，第二階段的樣本時段確定為1992～1996年，第三階段的樣本時段確定為1998～2005年。

其次，科學選擇變量，根據現有理論和實證研究成果，以及我國區位因素變化的實際情況選擇變量。

最后，采用系統GMM估計解決內生性問題，并進行多重共線性檢驗。

二、變量、模型和方法

(一)變量說明

參考折衷理論、空間經濟學和現有的實證研究，本文在簡要說明的基礎上選擇了相關變量進行回歸分析。

1. 工資(Wage)。工資作為生產成本，其越低越有利于引進FDI，Coughlin，等^[14]、沈坤榮等^[20]、Cheng，等^[10]和Gao ^[19]的實證結果支持了這一點。本文用職工年均名義工資表示工資水平。

2. 開放度(Open)。開放度對FDI存在有利和不利兩方面的影響。一方面，經常性的貿易使貿易伙伴對本地區的經濟、文化、政治和社會情況更熟悉，進而促進投資機會信息的快速流動，同時開放度水平高意味著當地的貿易、經濟運行方式與國際更為接近。因而，開放度提高促進FDI流入。另一方面，產品進口對外商在東道國的產品形成競爭，對外資進入產生不利影響。對我國的實證研究大多表明存在有利影響，如孫俊^[16]、梁琦^[21]、王劍^[17]等。本文用進出口總額占GDP比重表示開放度。

3.非市場化程度(Soe)。由于FDI主要來自于市場化經濟體，較高的非市場化程度阻礙FDI進入。在非市場化程度高的省區，政府干預多，生產經營的穩定性低，投資風險高，獲取信息的成本高，不利于FDI進入。現有研究認為，國有企業是非市場化的重要因素之一。Bai，等^[25]認為與政府利益集團

① 1997年及以前的工業總產值為鄉及鄉以上工業總產值，而1998年后為全部國有工業企業及年銷售收入500萬元以上非國有工業企業工業總產值。1997年重慶成為直轄市，開始獨立統計，而1997年之前的數據在四川省的統計中體現，由于1997年前四川的部分數據無法剔除重慶，使得四川1997前和后的數據割裂。鑒于以上兩個原因，本文舍棄了1997年的數據。緊密聯系的國有企業的存在阻礙了市場化進程；Gao ^[19]認為國有企業承擔著穩定社會的責任，補充了部分政府職能，因而缺少市場化企業的收益最大化目標。實證研究多以國有企業的產出比重表示非市場化程度。魯明泓^[13]、沈坤榮，等^[20]用國有工業企業產值與全部工業企業產值比表示非市場化程度，其實證結果表明非市場化程度對FDI的影響顯著為負。本文用國有工業企業產值與全部工業企業產值比表示非市場化程度。

4.市場規模(MP)。空間經濟學^[26，27]認為，市場規模是生產集中的主要要素之一。所以，市場規模大小往往是影響FDI進入的重要因素。現有文獻習慣上采用各省區GDP表示市場規模。然而，某一省區的市場規模既受本省區GDP影響，也受其他省區GDP的影響，尤其在我國區域經濟日益一體化的情況下，周邊省區GDP日益成為本省區市場規模的重要組成部分。因此，本文構造一個反映其他省區和本省區GDP的市場規模變量。由于交易成本的存在，周邊省區GDP對本省區市場規模的影響因空間距離而產生耗損。為此，本文參考Harris^[28]，采用與本省區及其他省區的GDP成正比、空間距離成反比的市場潛力 (MP)來表示市場規模，即：

5.交通基礎設施(Road)。良好的交通基礎設施可以節約運輸成本，更好地連接市場，有利于FDI的進入。Head，等^[8]、Cheng，等^[10]的實證結果均表明良好的基礎設施對FDI進入有很大的促進作用。本文用公路密度來表示交通基礎設施。

6.人力資本(Highedu)。人力資本是吸引技術含量較高FDI流入的重要因素，同時人力資本水平的提高往往帶動勞動力成本的提高，不利于技術含量較低FDI的進入。因此，在FDI整體技術含量不確定的情況下，人力資本水平的提高對FDI流入的整體影響不確定。沈坤榮，等^[20]的實證結果表明大專以上學歷勞動力總人數對FDI的影響顯著為正，而Gao ^[19]的實證結果表明各類學歷勞動力占全部勞動力的比例對FDI的影響均不顯著。沈坤榮，等^[20]認為省際人口和勞動力數量差異大，比重指標無法反映實際人力資本水平，故本文采用絕對量指標。由于政策的限制，勞動力流動一般局限在本省內，而人口流動相對比較自由，故本文選取本省區勞動力中的大專以上人數表示人力資本。因1997年前我國沒有勞動力各類教育人數的統計，考慮到1997年前我國人口流動的限制較強，故1997年前用人口中大專以上人數表示人力資本。

7. 稅收優惠(Tax)。稅收優惠可以降低外商直接投資企業的生產成本，對外商收益最大化決策是個激勵因素，一般認為，稅收優惠對FDI進入產生重要的積極影響。參考Sylvie，等^[30]和孫俊^[16]，本文用根據稅收優惠程度不同賦予不同數值的方法構造的稅收優惠指數來表示稅收優惠，賦值特區4，經濟開發區、2000年后的中西部地區和2001年后的西部大開發地區3，沿海、沿江、邊境城市2，其他1，每個省按高取值，不累計。

8.非國有內資企業數量(Nonsoe)。空間經濟學^[26，27]認為，大量企業的集中能夠形成集聚效應。Lee，等^[31]認為國有企業很少參與外資企業的合作，因而本文用非國有內資企業數量檢驗集聚效應。

(二)模型設定

空間經濟學^[26，27]認為，經濟活動存在“自我強化集聚機制”。現有外資的存在不但會吸引其上、下游外資跟進，還會對其他外資產生示范效應。賀燦飛，等^[18]認為，計劃進入其不熟悉的地區進行投資的外商，面臨很多不確定性因素和較高的信息成本，信息溢出對于外商來說尤其重要，現有外資活動產生的大量信息溢出，對潛在外資來說，會大大減少不確定性和降低信息成本。此外，出于全球競爭戰略考慮，同行業跨國公司進入中國，其它跨國公司也會跟進投資。因此，上一期的FDI存量會對本期的FDI存量產生一個積極的動態影響。

為體現FDI存量的動態調整過程，本文參考Chow^[32]的局部調整模型，建立一個含有滯后一期動態項的動態回歸模型。局部調整模型表示的是一個向均衡水平調整的過程，調整數量通過均衡值與現值的差和調整速度的積來表示。Chow^{[32] 認為，用Gompertz差分方程來表示這一個過程比較符合實際情況，調整過程較平穩，即：}

其中y表示現有數量，y*表示均衡水平，λ表示調整速度。為避免內生性問題，參考Chow^[32]，假設y只影響其自身變化，不影響y*，y*受各類因素x的影響，是各類因素x的函數f(x)。

(三)方法和數據

在動態面板回歸模型中，Bond^[23]證明，被解釋變量滯后期即動態項與隨機誤差項相關，存在嚴重的內生性，動態項的OLS估計量嚴重上偏，固定效應OLS估計量嚴重下偏，隨機效應GLS估計量也有偏。此外，其他解釋變量也存在潛在的內生性。為了解決以上的計量問題，本文參考Arellano，等^[33]、Arellano，等^[34]和 Blundell，等^[35]的研究成果，采用系統GMM方法對動態面板模型進行估計。系統GMM，利用水平變量和一級差分隨機項的正交矩、一級差分變量和水平隨機項的正交矩，有效解決了內生性問題，并有效解決了標準GMM估計的效率不足問題，具體見文后附錄。

本文所用的FDI數據，2005年取自《2006年中國外商投資報告》，其他年份取自《新中國五十五年統計資料匯編》。2004年國有及國有控股企業工業總產值取自《廣東工業統計年鑒2005》。匯率數據取自《中國統計年鑒2006》。從中國交通電子地圖(http：//www.sootu.com/daohang_new/guodao/mapindex.jsp)中讀取。各省面積數據取自中國經濟研究中心《1970-2002增長數據集》。1993、1995、1996年的人口教育數據取自相關各期的《中國人口統計年鑒》，1992年和1994年數據通過內插法獲得，勞動力教育數據取自1999至2006年的《中國勞動統計年鑒》。稅收優惠指數根據www.fdi.gov.cn上提供的資料整理而成。其他數據均取自《中經網統計數據庫》。

三、實證檢驗和結果分析

在回歸之前，分別對1992～1996年和1998～2005年的兩個面板數據進行統計性描述和多重共線性檢驗，以對回歸作一個初步判斷。從表2、表3可以看出，數據的分布較合理。用檢驗多重共線性方法之一的方差膨脹系數(vif)判斷本文的多重共線性問題，當vif大于10時，回歸存在有害的多重共線性。從表4可以看出，1992～1996年變量的vif都在臨界值之下，不存在有害的多重共線性，1998～2005年中的變量lnnonsoe的vif高于臨界值，因此，在回歸中先將其剔除。剔除后，如表4(2)所示，1998～2005年變量的vif都在臨界值之下，不再存在有害的多重共線性。

(一)對1992～1996年的系統GMM估計

先進行全變量的回歸，回歸結果見表5(1)，變量Open、lnHighedu和lnMp不顯著，先后剔除不顯著變量Open、lnHighedu進行回歸，分別得到回歸結果如表5(2)、(3)，由于仍不顯著均被剔除，剔除后進行回歸的結果如表5(4)，全部顯著，且系數表現穩健，Sargan統計量不顯著，說明距條件有效，m1顯著，m2不顯著，說明水平殘差自相關不存在，因此，估計有效，表5(4)可以作為1992～1996年的系統GMM估計結果。

結果表明，市場潛力顯著為負，與預期相反，這可能與我國的市場分割有關。為檢驗市場分割的猜想，本文用周邊市場潛力(PMp)替代市場潛力進行估計，結果如表5(5)，表明周邊市場潛力顯著為負，且系數大于市場潛力，這說明市場存在分割，這與Young^[36]相符。市場分割使周邊省區與本省區產生了相互的離心作用。

(二)對1998～2005年的系統GMM估計

先進行全變量的回歸，回歸結果見表5(6)，變量Open、lnHighedu不顯著，先后剔除不顯著變量Open、lnHighedu進行回歸，分別得到回歸的結果如表5(7)、(8)，由于仍不顯著均被剔除，剔除后進行回歸的結果如表5(9)，全部顯著，且系數表現穩健，Sargan統計量不顯著，這說明距條件有效，m1弱顯著，m2不顯著，這說明水平殘差自相關很弱，因此，估計有效。

為了考查變量lnNonsoe的作用，本文在表5(9)的基礎上將lnNonsoe引入回歸。在回歸前，進行多重共線性經驗，結果見表4(3)，表明不存在有害的多重共線性，回歸結果見表5(10)，變量lnNonsoe不顯著。因此，表5(9)可以作為1998～2005年的系統GMM估計結果。

(三)實證結果討論

從回歸的結果看，變量在兩個階段(下文稱1992～1996年為一階段、1998～2005年為二階段)的系數符號和顯著性在不同階段出現了四種情況的變化，說明外商在華直接投資的決定因素存在顯著的階段性差異。

第一種情況，變量在兩個階段的符號一致并顯著，但系數和顯著性有變化，如lnFDI(-1)、lnwage、Soe。變量lnFDI(-1)均表現出了高度的顯著性，但二階段的系數、顯著性均高于一階段，說明FDI的自我強化集聚作用越來越大，正在逐漸形成“鎖定”效應。變量lnwage的二階段系數遠低于一階段，說明隨著外商投資的多元化，工資提高對外資產生的消極作用正在減弱。從變量Soe看，兩個階段均顯著為負，說明國有企業產出的比重越大越不有利于FDI的進入，但二階段的系數小于一階段，說明隨著市場化進程和國有企業改革的推進，國有企業產出對FDI進入的不利影響正在減弱。

第二種情況，變量在兩個階段的符號發生變化并顯著，如LnMp、Tax。由于一階段的市場分割較嚴重，周邊省區的市場潛力對本省區產生離心作用，市場潛力變量LnMp顯著為負，隨著市場一體化程度的加深，市場潛力的作用正在顯現，二階段顯著為正。變量Tax在一階段顯著為正，意外的是，二階段顯著為負。這個結果與兩個階段的政策差異有關，一階段的稅收優惠政策僅適用于外資企業，而2001年推出的西部大開發稅收優惠政策適用于所有企業，使得2001年后的外資企業超國民待遇優勢體現不足。賈康，等^[37]認為，在與我國簽訂稅收協定的80多個國家中，大多數都未實行稅收饒讓，我國因給予外資稅收優惠政策而放棄的經濟利益，絕大多數并未使跨國投資者直接受益。這說明外資在中國利用的不是直接的稅收減免激勵，而是利用了超國民待遇對內資企業構成的成本優勢激勵，因此，適用范圍擴大到內資企業的稅收優惠政策對外商直接投資產生了負面的影響。

第三種情況，變量在兩個階段的符號一致但只有一個階段顯著，如Open、Road、lnNonsoe。變量Open一階段不顯著，二階段顯著為正，這表明一階段的開放度水平較低，未對外資進入形成促進作用，在二階段，隨著開放度的提高，促進了外資的進入，跨過了開放度促進外資進入的“門檻”，開放度與外資進入之間的互補關系逐漸加強，進入上升期。變量Road在一階段顯著為正，二階段不顯著，這跟公路密度的邊際效應下降有關，公路密度的提高達到一定的水平后，其對外資進入的促進作用顯著減弱。變量lnNonsoe一階段顯著為正，二階段不顯著，這說明我國非國有內資企業與外資企業的合作關系發生了變化。一階段，我國非國有內資企業與外資企業存在互補的關系，而二階段，隨著非國有內資企業的發展，部分企業已經與外資企業形成競爭關系，削弱了互補關系。此外，我國加入WTO組織后，地方含量等限制性條款的取消，也使得本國企業與外資企業的合作減少。因而，二階段的兩者關系變得更為復雜，使得變量lnNonsoe不顯著。

第四種情況，變量在兩個階段的符號一致但都不顯著，如lnHighedu。這表明一直以來大專學歷以上人數表示的人力資本對外資沒有產生顯著的影響，這與大部分實證研究是一致的，說明在華外商直接投資總體上技術含量仍不高。

四、結論和政策建議

本文分階段的實證研究表明，外商在華直接投資的決定因素存在明顯的階段性差異，具體表現為：外資集聚效應和市場規模的作用增強，開放度的促進作用開始顯現，工資負效應、交通基礎設施正效應、非市場化的阻礙作用減弱，稅收優惠作用由正變負，非國有內資企業的集聚效應消失。此外，研究還表明外商在華直接投資的技術含量總體上仍不高。

因此，引進外商直接投資的政策和措施，應當根據外商在華直接投資決定因素的階段性變化進行相應的調整。首先，積極發揮集聚效應，擴展外資集聚區域，促進外資集聚。引導外資向集聚區周邊延伸，形成更大的集聚區，促進外資的進一步集聚。其次，繼續推進市場化建設。建立公平、透明的市場化規則和制度，減少政府對市場的行政干預等，降低信息成本、交易成本和不確定性。再次，減少區域性的稅收政策，增加行業性稅收政策，促進外資質量提高。第四，促進市場一體化。打破地方保護和市場分割，加快國有企業改革，形成全國統一的大市場，進一步發揮市場潛力作用。第五，加大開發開放力度，進一步提高開放度，充分利用上升期的開放度和外資進入的互補關系。第六，促進內外資企業的合作。在WTO框架內，制定相關政策和措施，積極引導內外資企業的合作。

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