外商直接投資決定因素及中西部地區引資對策

張天寶　鄒　璇

摘 要：采用分階段的數據和系統GMM對外商直接投資的決定因素進行分析發現，外商在華直接投資的決定因素存在階段性差異，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。據此，中西部地區應積極調整引進外商直接投資的政策和措施，重點在交通基礎設施和公平競爭的市場環境的完善上下工夫。

關鍵詞：外商直接投資；決定因素；系統GMM；對策

中圖分類號：F114.4；F061.5 文獻標識碼：A 文章編號：1008-6439(2008)02-0087-04

Determinants of Foreign Direct Investment and countermeasures for FDI inflow in mid-west part of China

ZHANG Tian-bao1，ZOU Xuan2

(1. Nankai University，Tianjin 300071；2. Chongqing Technology and Business University ，Chongqing 400067，China)

Abstract：Stage data and system GMM is applied to analyze determinants of FDI，and the results show that the determinants of FDI in China has stage difference such as enhancement of agglomeration effect of foreign capital and market scale，initiating promoting effect of open degree，reduced effect of negative role of wages and reduced effect of marketability barrier，tax reduction effect from positive to negative role，positive effect of transportation infrastructures and disappearance of agglomeration effect of non-state-owned enterprises. Accordingly，the policy and measures for proactive foreign direct investment inflow in mid-west part of China should be adjusted，which should be focused on perfecting transportation infrastructures and fair competition environment.

Key words：Foreign Direct Investment；determinants；System GMM；countermeasures

改革開放以來，我國引進了大量的外商直接投資(即FDI)，截至2006年年底，全國累計實際使用外資金額達7 039.79億美元，自1993年以來位居發展中國家首位。同時，在華外商直接投資的行業、數量和區域分布等方面表現出明顯的階段性：(1)沿海試點階段(1979—2001年)，吸引了港澳臺為主的外商直接投資，累計投資總額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》。 )，以勞動密集型加工業為主，主要分布于廣東、福建兩??；(2)經驗推廣、高速發展階段(1992—1997年)，累計投資總額達到1 967.92億美元，中西部地區的外商直接投資大幅增長，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；(3)投資質量提高階段(1998年至今)，投資向資金技術密集型行業集中，設立大量與其相配套的高端研發機構，截至2005年底，在華設立的研發機構已超過750家，并逐步成為一些跨國公司先進產品的全球制造中心(注：根據商務部各年份的《中國外商投資報告》和王洛林(2000)所整理。)。那么是什么因素決定了外商直接投資的轉移呢?

根據折中理論，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、區域的不同，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，即在華外商直接投資的決定因素存在階段性差異。因此，通過研究對外商直接投資階段性差異，比較分析不同階段的決定因素的差異，進而有針對性地提出促進中西部地區引進外資的措施，具有重要的現實意義。

一、變量、模型和方法

1.變量說明

(1) 工資(Wage)。工資作為生產成本，一般來說越低越有利于引進FDI，沈坤榮等的研究支持了這一點。本文用職工年均名義工資表示工資水平。

(2) 開放度(Open)。開放度提高一般促進FDI流入。開放促進了外商對東道國經濟、文化、政治和社會的熟悉，促進投資機會信息的快速流動，貿易、經濟運行方式與國際接軌，孫俊的研究支持了這一點。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。白重恩等認為，國有企業是非市場化的重要因素之一。沈坤榮等的研究表明國有工業企業產值比重對FDI的影響顯著為負。本文用國有工業企業產值比重表示非市場化程度。

(4)市場規模(MP)?？臻g經濟學認為，市場規模是生產集中的主要要素之一。市場規模大小往往是影響FDI進入的重要因素，一個省區的市場規模應當反映本省區和其他省區GDP。參考哈里斯(Harris，1954)，考慮到交易成本，采用與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：MP_it=∑璲≠i(GDP璲tD_ij+GDP_itD_ii)。其中t表示時間，i表示本省區，j表示周邊省區，D為距離，省區內部距離取地理半徑的2/3 ，即D_ii=2/3S_iπ，式中S_i表示第i省的陸地面積。

(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。鄭國漢等的研究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。沈坤榮等研究表明影響顯著為正，而高婷的研究表明影響不顯著?？紤]到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，本文采用絕對量指標。本文選取本省區勞動力中的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。參考孫俊的賦值法，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)?？臻g經濟學認為，大量企業的集中能夠形成集聚效應。布萊斯泰特等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。

2.方法

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。此外，出于全球競爭戰略考慮，同行業跨國公司進入中國，其他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，為體現這一動態影響，本文參考Chow(1973)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。結合已選擇的變量，構造如下動態回歸模型：

lnFDI_it=σ_i+β₁lnFDI_it-1+β₂lnWage_it+β₃Open_it+β₄Soe_it+β₅lnMp_it+β6Road_it

+β7lnHighedu_it+β8Tax_it+β9lnNonsoe_it+ε_it

式中，i表示除西藏、青海以外的省區，t表示時間，δi是截距項，εit是隨機擾動項。為減少異方差、增加數據平穩性，部分變量采取對數形式。

根據我國外商直接投資的階段性特點，本文對1992—1996年和1998—2005年兩個階段進行回歸。

在動態面板回歸模型中，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估計量也有偏差。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，并避免了標準GMM估計的效率不足。

二、實證檢驗和結果分析

本文在多重共線性檢驗的基礎上，逐步剔除不顯著變量，形成了本文的實證結果(表1)。

1.對1992—1996年的系統GMM估計

先進行全變量的回歸，變量Open、lnHighedu和lnMp不顯著，先后剔除不顯著變量Open、lnHighedu進行回歸，由于仍不顯著均被剔除，剔除后進行回歸的結果，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。

2.對1998—2005年的系統GMM估計

由于變量lnnonsoe的vif高于10，存在有害的多重共線性，因此，在回歸中先將其剔除。對其余變量進行回歸，變量Open、lnHighedu不顯著，先后剔除不顯著變量Open、lnHighedu進行回歸，由于仍不顯著均被剔除，剔除后進行回歸的結果如表所示，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弱顯著，m₂不顯著，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，lnNonsoe與全部顯著變量進行回歸?；貧w前，進行多重共線性經驗，表明不存在有害的多重共線性，納入lnNonsoe進行回歸，結果表明變量lnNonsoe不顯著。

3.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(2005)等認為，大多數國家都未與我國簽訂實行稅收饒讓協定，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相對優勢激勵，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，公路密度的提高不再對外資進入產生顯著的促進作用。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，說明外商在華直接投資總體上技術含量仍不高。

三、中西部地區引進外資的對策

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，區域分布不均衡，正如許多研究都表明的那樣，改革開放以來，外國直接投資包括臺商投資主要集中在東部地區。[8] 因此，中西部地區應當根據外商在華直接投資決定因素的階段性變化，積極調整引進外商直接投資的政策和措施，以吸引更多更好的外商直接投資進入中西部地區。

1.積極發揮集聚效應，擴展外資集聚區域，促進外資集聚。沒有形成集聚效應的地區，應當著力于建立特色外資區，形成集聚效應。已初步形成集聚效應的地區，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。

2.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。

3.充分利用中西部地區的低工資等區位要素，減少對區域性稅收政策的依賴?，F有的區域性稅收政策的作用已經減弱，中西部地區應當充分發揮自身的勞動力、自然資源等區位優勢，促進外商直接投資流入。

4.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。

5.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。

6.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。

參考文獻：

[1] Chow Gregory C. Technological Change and the Demand for Computers[J]. The American Economic eview，1967，57(5)：1117-1130.

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[3] Harris C D. The Market as a Factor in the Localization of Industry in the United States[C]. Annals of the Association of American Geographer，1954，44：315-348.

[4] 賈康，等.稅收優惠政策的調整將有利于提高外資利用水平[EB/OL]. http：//www.mof.gov.cn/news/20050301_4414.htm。

[5] 沈坤榮，田源.人力資本與外商直接投資的區位選擇[J].管理世界，2002(11).

[6] 孫俊.中國FDI地點選擇的因素分析[J].經濟學(季刊)，2002(3) .

[7] 王洛林. 2000中國外商投資報告[M].北京：中國財政經濟出版社，2000.

[8] 張玉冰.蘇臺合作與江蘇經濟增長研究[J].重慶工商大學學報(西部論壇)，2007(6).

(編輯：弘 流；校對：段文娟)

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