國際直接投資\\制度與發展中東道國經濟增長的關聯效應

摘 要:利用個體固定效應模型和廣義最小二乘法的協方差分析法，實證研究了國際直接投資(FDI)、制度與發展中東道國經濟增長聯系的規律，得出單獨的FDI對經濟增長的直接和間接效應都不明顯，但通過與制度的交互作用，對經濟增長產生顯著的正效應的研究結論。論文還對東道國制度對經濟增長的效應產生的兩種實現渠道進行了研究，提出東道國良好的制度安排是FDI產生溢出效應的條件和基礎，發展中國家應當重視制度創新，尤其是政治制度的改革，才能從FDI的技術溢出中獲取更大收益，實現經濟的長期增長。

關鍵詞:國際直接投資(FDI);制度;經濟增長;個體固定效應模型 

中圖分類號:F240文獻標識碼:A 文章編號:1009-9107(2010)02-0057-011

一、前言

國際直接投資(foreign direct investment，FDI)是資本存量、專有知識和技術的孵化器，是技術轉讓的重要渠道。與國內投資相比較，其顯著特點是具有向東道國公司溢出技術、知識、管理、商業模式和營銷理念的功能，能夠提升東道國的技術能力和生產力水平。發展中國家在吸收到FDI資本以后，通過吸收其技術、管理方法、營銷理念和商業模式等，快速有效地實現生產資源的優化配置，把可用的生產資源轉移到具有比較優勢的產業部門中，將潛在的比較優勢轉變為現實的市場競爭優勢，從而加快國民經濟發展步伐，使經濟走上內生化發展的道路。[1]

但是實證研究并不支持上面的結論。Djankov﹠Ioekman[2]，Kathuria[3]，AitkenHarrison[4]，HaddadHarrison[5]經過研究后發現國際直接投資對內資企業產生負面影響。Kathuria[6]關于印度、Djankov和Hoekman[7]以及Kinoshita[8]關于捷克的研究、Konings[9]關于保加利亞和羅馬尼亞的研究結果，都顯示了內資企業生產率與外資企業的負相關關系。Ram D.Singh[10]對欠發達國家的研究、Archanun Kohpaiboon[11]對泰國的研究、Sadayuki Takii[12]對印度尼西亞的研究和Gouranga G. Das等[13]對93個國家的研究、Mo Yamin、Rudolf R. Sinkovics[14]對欠發達國家的研究，都顯示FDI沒有產生溢出效應或者溢出效應較小。Kokko等[15]、Girma等[16]、Barrios[17]和Flores等[18]經過研究發現FDI的影響在統計上不顯著。Bosco[19]關于匈牙利、Konings[20]關于波蘭、Damijian[21]關于捷克等10國的研究、Javorcik[22]關于立陶宛、Sinani和Meyer[23]關于愛沙尼亞等的研究都顯示，溢出效應在統計上不顯著。

相反，Edmard M.Graham[24]對英國的研究、Hiranya K Nath[25]對10個中東歐國家的研究、Dimelis[26]對希臘的研究、CastellaniZanfei[27]對意大利的研究、Fukao等[28]對日本的研究、Chang[29]對臺灣的研究、Hsian等[30]對8個東南亞國家和地區的研究顯示出正效應。Peter J. Buckley[31]的考察，發現來自中國香港、臺灣和澳門的企業在勞動密集性產業里產生正的溢出效應，來自西方的企業在技術密集性產業里產生正效應，中國大陸國有企業同時從中受益。Yukako Murakami[32]對日本的研究顯示，FDI在短期產生負效應，在長期產生正效應。Jacob A. Jordaan[33]對墨西哥的研究顯示，FDI在產業內產生正效應而在產業間產生負效應。Sjoerd Beugelsdijk等[34]對44個國家進行分析，結論是在發達國家存在正效應，在發展中國家效應不顯著。

在考察FDI與經濟增長關系時，越來越多的研究考慮到更多的生產元素的作用，在增長模型中引入了更多的解釋變量，旨在準確地分析FDI對經濟增長的貢獻。[35] Balasubramanyam等[36]通過研究發現，FDI可能在出口導向的經濟里促進經濟增長，而在進口型經濟里沒有發現增長的證據。Borensztein等[37]年發現東道國必須達到一定的教育水平，FDI才能促進其經濟發展。Hermes和Lensink [38]、Durham[39]考察了FDI、金融市場規則與經濟增長之間的聯系性，結論是具有較好金融體系和金融規則的國家可以更加有效地利用FDI取得較高的經濟增長率。趙奇偉等[40]認為，中國的金融深化程度滯后是造成FDI溢出效應為負的原因之一。而且，金融深化程度的不同也是造成FDI溢出效應跨區域差異和階段性變化的重要原因。王志鵬和李子耐[41]構建了包含FDI外溢效應的準內生經濟增長模型，結果表明東道國的長期經濟增長取決于FDI與國內資本的比例，各地區必須跨越一定的人力資本門檻才能從FDI中獲益。楊先明和趙果慶[42]研究了技術發展階段和FDI的關聯度，結論是FDI能否推動低技術國家的技術發展，取決于本國所處技術發展階段、技術發展路徑選擇、直接投資能力和國內基礎設施。蔣殿春等[43]認為，中國國內制度的改進有助于FDI技術溢出的發揮，完善的制度已成為FDI發揮積極作用的前提條件。趙燕等[44]認為，中國的金融市場的缺陷是FDI促進經濟增長的作用沒有充分發揮出來。

通過仔細考察國內外研究，發現這些研究的一個重要缺陷是忽略了制度對經濟增長的影響。除少數模型外，大多數模型都隱含地假定經濟制度是給定的;在適當的政府干預下，經濟當事人受到的激勵是適宜的，從而保證經濟沿最優增長路徑移動。這嚴重偏離經濟現實。所以，其結論對現實的解釋力度不強。本篇論文的目的就是填補這方面的空白。新穎之處在于，從獨特的制度視角實證分析FDI與經濟增長的關系，目前的相關中文文獻尚未出現。其次，采用面板數據的個體固定效應模型研究問題。大多數研究者采用固定效應模型的時候，籠統地用一種形式，沒有區分截距項的差異。事實上，截距項分為三種情況:一是只隨個體變化;其次是只隨時間變化;最后是既隨時間變化又隨個體變化。本研究充分意識到這一點，使用個體固定效應模型(只隨個體變化)，以23個吸引FDI最多的發展中國家為研究對象，利用廣義最小二乘法的協方差分析法，從制度視角，考察FDI對經濟增長影響和作用的規律。本研究的樣本國家有中國、印度、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、泰國、土耳其、波蘭、捷克、斯洛伐克、斯諾文尼亞、匈牙利、羅馬尼亞、俄羅斯、阿根廷、巴西、智利、哥倫比亞、墨西哥、委內瑞拉、埃及、摩洛哥和南非。

二、制度、FDI和經濟增長

(一)制度與經濟增長

制度對經濟增長的影響是顯而易見的。從某種意義上說，制度和技術進步一樣，都可以使生產更有效率，以更少的投入得到更大的產出。先進技術是經濟增長的源泉，但它只是一個潛在的、必要的條件，本身不是充分條件。技術要得到高效和廣泛的利用，必須對制度和意識形態做出調整，以實現對先進知識創新的正確利用，促進經濟增長。所以，制度還具備技術所沒有的對經濟主體的激勵作用。正如制度經濟學理論描述的那樣，技術創新在一般情況下是人類智慧的一種偶發性活動，它對經濟的刺激和帶動也可能只是局部的、間斷的，什么使這些隨機的點串成線段、線段連成無限延伸的直線?是制度。[45]也就是，制度使人類的技術創新成為一個持續的、不間斷的活動。首先，制度與資本、勞動力和技術三要素之間有著深刻的聯系。制度可以協調資本的投入和流向，適合的制度可以充分調動資本所有者和使用者的積極性，從而加速資本循環和再生，推動經濟發展的步伐。其次，制度對生產中的個體和群體都會產生影響。對于經濟發展中不可缺少的主體即個人和組織來說，制度可以協調個體之間、群體之間、以及個體與群體之間的關系，適合經濟發展需要的制度可以調配勞動者在各個領域的分工與合作。再次，制度對技術進步具有推動作用。技術的飛速發展和它作為一個單獨的生產要素已經得到了廣泛的認可，這種表現也讓我們對其飛速發展的原因做深入的思考，最終發現制度在其中發揮了重要的作用。知識產權保護制度保護了知識產品所有者的權益，調動了人們進行技術創新的積極性，加快了技術進步的速度。最后，制度還具有知識的屬性，而知識通過其擴散機制提高了產出效率。此外，制度也可以看作是一種知識，如企業管理的規章制度等也可以被看作是一種管理知識在企業管理過程中的運用，它直接影響企業的各種業務的開展。

(二)制度與FDI

關于一國資本為什么不在本國投資而到國外進行投資，已有文獻給出了很多解釋。海默壟斷優勢理論認為市場不完全是企業對外投資的根本條件，決定因素是企業的壟斷優勢。雷蒙德弗農(R.Vernon)認為，企業對外直接投資的發生和發展，受制于產品周期的不同階段、產品的比較優勢和競爭條件。內部化理論認為企業對外投資的原因:市場失效等市場不完全必然增加企業的交易成本，而通過企業這一組織形式來組織內部交易則可減少市場交易成本，實現收益最大化。小島清認為，跨國公司進行對外直接投資的決定因素是比較優勢原則。[46]

鄧寧的國際生產折衷理論認為，決定跨國公司直接投資行為的三個基本要素是所有權優勢(ownership advantage)、內部化優勢(internalization advantage)、區位優勢(location advantage)。東道國的政策和制度在區位優勢和內部化優勢中扮演著重要角色。[47]1998年鄧寧又指出20世紀90年代末國際直接投資區位理論的發展表現出以下新的趨勢:首先，跨國公司趨向于進入法律制度比較完善、注重保護知識產權和擁有較多智力資本和高素質人才的國家和地區;第二，跨國公司往往尋找能夠增強或補充其核心能力的國家和地區;第三，國際直接投資區位流向的決定因素具有綜合性。根據Narula和Dunning的解釋，制度作為國家“創造性資產”的一個重要組成部分，相對于“自然資產”而言，在吸引FDI的過程中所起的作用越來越重要。[48]

制度作為區位優勢的一個重要方面，影響著流入東道國的FDI。[49]因為直接投資者的商業戰略必須適應東道國的制度[50]，否則其企業就不能順利運轉，其利益也就沒法得到實現。研究表明，外商決定對外投資不僅是為了利用東道國已有的資源，而且是為了通過在不同地區的相互影響擴張他們的資源和能力。因此，有利于增加其資源和能力的制度對于FDI更具有吸引力。落后的制度安排則會增加對外投資的尋找、談判和執行成本。[51]這就意味著FDI在這樣的國家建立新的企業必須承擔較高的交易成本，同時也阻礙了潛在交易的發生。[52]Globerman和Shapiro[53]認為，同樣的因素對于FDI的流入和流出都產生影響。Levchenko[54]認為，制度差距可能是比較優勢的源泉，一些部門比另外的部門更具有制度密集度，這就創造更多貿易機會。Alfaro等[55]認為，不好的制度是解釋為什么窮國只能吸引少量FDI的原因。Fan等[56]對中國研究顯示，中國的制度缺陷可能導致中國不能吸引更多FDI。

綜合上述，制度作為東道國區位優勢的一個重要方面，影響外商投資的區位選擇，并且相對于“自然資產”，制度作為創造性資產吸引FDI的作用和地位越來越重要。所以，筆者認為外商直接投資是帶動經濟增長的潛在因素，其潛能的發揮需要一個合適的制度安排。沒有良好的制度安排，FDI可能導致相反的結果，甚至阻礙經濟增長，可能有利于外國企業的投資收益率而不利于東道國本國的社會收益率。所以，東道國良好的制度安排對于吸引FDI和FDI潛能的發揮顯得尤為重要。

三、模型和數據

(一)生產函數模型和數據來源

設任意的多種生產要素的柯布—道格拉斯生產函數:

OUTPUT=AXα11Xα22…Xαnn(1)

其中Xi表示第i種生產元素的投入量。A和αi均為正常數，OUTPUT是產出。進行對數運算得:

LnOUTPUT=LnA+α1LnX1+α2LnX2+…+αnLnXn(2)

(2)表示投入與產出之間的線形關系，考慮時間變化，又根據上述理論分析，我們把制度作為解釋變量引入生產函數，同時根據傳統方式，模型中應包含投資(國內投資和FDI)。此外，根據經濟學理論，增長取決于是否具有良好的基礎設施和穩定的經濟環境。參數分別用Ci(i=0，1，2…)表示。所以，定義生產函數如下:

OUTPUTit=c0+c1GCFit+c2FDIit+c3REGIit+Σj=4cCTRLijt+μit

(3)

其中:OUTPUT是因變量，表示經濟增長，用人均GDP(GDPPC)作為其代理變量;GCF是國內投資總額;FDI代表國際直接投資，這里使用它的實際存量FDISTOCK;REGI表示制度變量，用經濟自由度作為其代理變量;CTRL是其他控制變量，包括勞動(用表示小、中、大學生注冊率作為其代理變量，表示為EPG、ESG和ETG)、經濟環境的穩定度(用通貨膨脹率INFL作為其代理變量)和基礎設施水平(用100人中固定和移動電話的人數FMP作為代理變量);i(i=1，2，…，23) 和t(t=1999，…，2006)分別表示第i個國家和第t年;μ表示殘差項。由于經濟含義的不同，以下5個模型的解釋變量有所變化。

在本研究中，我們使用經濟自由度作為制度的代理變量，數據來自Frazer數據庫。GDPPC、FDISTOCK和GCF數據來自UNCTAD(2008)，EPG，ESG，ETG和FMP數據來自世界銀行(2008)。把所有變量的原始值經過歸一化處理后，再乘以10，這樣變量在量綱上一致，而且其變化范圍在0到10之間，我們使用E-views6.0進行模型估計。

(二)個體固定效應模型

面板數據模型可以劃分為3種類型:變系數模型、混合回歸模型和變截距模型。其中，變截距模型又分為隨機效應模型和固定效應模型。隨機效應模型包括個體隨機效應和個體時間隨機效應。固定效應模型分為個體固定效應、時點固定效應和時點個體固定效應。

建立面板數據模型的第一步便是檢驗樣本數據究竟符合上面哪種面板數據模型形式，從而避免模型設定的偏差，改進參數估計的有效性。假定變系數模型的殘差平方和為S1，變截距模型的殘差平方和為S2，不變系數模型的殘差平方和為S3。構造統計量:

F2=(S3-S1)/[(N-1)(k+1)]S1/[NT-N(k+1)]~F[(N-1)(k+1)，N(T-k-1)];

F1=(S2-S1)/[(N-1)k]S1/[NT-N(k+1)]~F[(N-1)k，N(T-k-1)]

若統計量F2的值小于給定置信度下的相應臨界值，則認為樣本數據符合不變系數模型;反之，繼續檢驗，如果統計量F1的值小于給定置信度下的臨界值，則用變截距模型，反之用變系數模型。[57]

變截距模型分為固定影響變截距模型和隨機影響變截距模型。固定效應模型分為3種類型，即個體固定效應模型、時點固定效應模型和時點個體固定效應模型。這里只介紹個體固定效應模型。如果從時間和個體上看，面板數據回歸模型的解釋變量對被解釋變量的邊際影響均是相等的，而且除模型的解釋變量之外，影響被解釋變量的其他所有(未包括在回歸模型或不可觀測的)確定性變量的效應只是隨個體變化而不隨時間變化時，這時，面板數據回歸模型應該設定為個體固定效應模型，其模型的一般形式為:

yit=δ+λi+ΣKkβkxkit+μit(4)

或者Y=lNTδ+λlT+Xβ+U(5)

如果模型(5)滿足下面的6個假設，通常稱為協方分析模型。

(三)個體固定效應模型的設定檢驗

對于個體固定效應模型(4)，F檢驗的零假設為:

H0∶λ1=λ2=λ3=…=λN-1=0

設RRSS是有約束模型(混合數據回歸模型)的殘差平方和，URSS是無約束模型的協方差估計的殘差平方和，或者LSDV估計的殘差平方和。則在零假設H0下，

F=(RRSS-URSS/(N-1)URSS/(NT-N-K+1)~F(N-1，N(T-1)-K+1)

因此，在給定的顯著性水平下，如果拒絕零假設H0，則將模型設定為個體固定效應模型是合理的。

(四)個體固定效應模型參數估計方法

固定效應模型參數的估計方法有兩種，一種是最小二乘啞元變量估計(LSDV)，另外一種是協方差分析估計(ANCOVA)。

為了獲得模型參數的無偏有效估計，采用LSDV方法，模型的隨機誤差項必須滿足如下假設:

假設1 E(Ui)=0 ;

假設2 E(UiU′i)= δ2IT;

假設3 E(UiU′j)=0，i≠j;

假設4 E(X′U)=0 ;

假設5 rank(X′X)=rank(X)=k;

假設6 解釋變量是隨機的，且當N，T→∞時，T-1X′X→Q，Q是一個有限值的非退化矩陣。

如果模型(4)滿足假設1至6，則它就是包含N個虛擬變量的多元回歸模型。于是可以應用最小二乘法估計模型系數。在實際應用中將模型設定為模型(4)時，沒有考慮隨個體變化而不隨時間變化的不可觀察(或不可度量)因數對模型估計的影響，其誤差項很難滿足假設1至3，也使得LSDV估計量是無效的。其次，當個體數N較大時，LSDV估計的自由度成倍減少，也使得估計量偏倚。此外，LSDV也無法克服虛擬變量陷阱和伴隨參數等問題。[58]協方差分析模型(ANCOVA)可以克服這些缺陷，獲得較理想的參數估計。[59]

四、實證結果分析

(一)模型檢驗

我們首先檢驗樣本數據是否適合面板數據模型，如果適合面板數據模型，然后檢驗適合固定效應模型還是隨機效應模型。如果適合固定效應模型，然后再通過檢驗確定是否適合個體固定效應模型。在檢驗適合固定效應模型還是隨機效應模型時，我們不使用Hauseman檢驗法。因為Hauseman檢驗只能判斷模型適合隨機效應還是固定效應。但是，如果適合固定效應，那么是個體固定還是時點固定或者是時點個體固定效應，Hauseman檢驗就無法判斷了。所以，我們采用上面介紹的方法進行模型的檢驗。檢驗結果見表1。所有的臨界值使用SPSS軟件計算出來。可以看出，在5%的顯著水平上，模型1滿足F2大于其臨界值，F1都小于其臨界值，那么模型1適合變截距模型。同理，模型2和模型3在10%的顯著水平上，模型4在1%的顯著水平上，模型5在1%的顯著水平上，都適合變截距模型。總的說來，5個模型都適合變截距模型(至少在10%的顯著水平上)。同時，所有模型的F值大于臨界值，拒絕原假設，因此適合建立個體固定效應模型，也就是方程(4)。

我們采用廣義最小二乘協方差估計，由于截面存在異方差，使用截面殘差的方差作為權重，結果見表2。因變量是人均國民生產總值(GDPPC)。

表1 模型檢驗

模型1模型2模型3模型4模型5

因變量GDPPCGDPPCGDPPCGDPPCGDPPC

自變量GCFFDISTOCKREGIINFLFMPESGGCFFDISTOCKREGIINFLFMPETGGCFFDISTOCKREGIINFLFMPEPGGCFFDISTOCKREGIINFLFMPETGGCFFDISTOCKREGIETG

S116.7375120.8602912.7701233.2516560.25082

S2151.1038151.8433149.2115156.7099157.9668

S3251.3582257.7802257.2774265.8306267.9779

RRSS130.6963132.3283128.9412147.0247142.8310

URSS16.73750820.860287812.877525333.2516560.250821

F1臨界值1.58***1.81**2.35*1.58***1.81**2.35*1.58***1.81**2.35*1.40***1.54**1.85*(1%)1.35***1.46**1.72*

F2臨界值1.58***1.80**2.33*1.58***1.80**2.33*1.58***1.80**2.33*1.39***1.53**1.83*1.33***1.44**1.69*

F臨界值1.45***1.61**1.95*1.45***1.61**1.95*1.45***1.61**1.95*1.45***1.61**1.95*1.45***1.61**1.95*

F11.3987931.0940791.861681.5526451.271654

F22.0935461.6962442.8595912.437482.162652

F48.2790837.8906363.9095624.417619.843448

注:*，**，***分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

表2 制度、FDI和增長的關系

變量模型1模型2模型3模型4模型5

C-0.307644**(-2.506964)-0.32 44327*(-2.987131)-0.419256*(-3.460977)-0.201262**(-2.349241)-0.487822(-6.732819)

GCF0.761088*(21.30281)0.784022(22.24051)0.769801(21.59747)0.782645(21.84777)0.834254

(23.03530)

FDISTOCK0.108174*(2.819797)0.076587**(2.006221)0.099182**(2.600336)0.079213**(2.113416)

REGI0.066593*(5.021493)0.068197(6.303747)0.053968(4.236976)0.053154(4.491910)

INFL-0.061101*(-4.795396)-0.046150*(-3.950121)-0.061010(-4.836375)-0.044302(-4.381320)

FMP0.096854***(2.774869)0.062617**(2.109830)0.128475*(3.910108)0.058398**(2.015560)

ETG0.070561*(3.503840)0.086044**(3.258525)0.098581(4.373623)

ESG0.026814***(1.772594)

EPG0.031216***(2.815023)

FDISTOKREGI0.113841**(3.347033)

REGULATION

R2ad0.9905210.9943060.9892150.9934090.990828

F598.1248998.7664525.1189894.1807665.7535

顯著水平很低很低很低很低很低

D-W1.6961351.8323171.7751561.6535621.845642

注:*，**，***分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。小括號內是t值

(二)模型結果

模型的實證結果見表2。需要說明的是，由于具有時滯性，我們使用制度前一年的值作為今年的代理變量值，用大學注冊率前一年的值作為今年的代理變量值，進行模型估計。5個模型解釋變量有所不同，但所有模型的F值大于臨界值，模型通過顯著檢驗;調整的R2值都較大，達到了0.99，說明了模型的擬合度好。模型里的解釋變量的t值較大，所以自變量的系數通過顯著性檢驗(至少在10%的水平上)。因此，模型和解釋變量對經濟問題具有很強的解釋能力。

協方差反映了兩個變量的波動狀況，如果協方差為正，說明兩個變量同方向變化;如果為負，說明兩個變量反方向變化;為0，則說明兩個變量是獨立的。系數協方差矩陣顯示，對角線上的數據很小，幾乎為0，說明了各個解釋變量不存在自相關;對角線以外的數據也很小，幾乎為0，說明解釋變量之間不存在共線性，相互之間是獨立的。這滿足解釋變量嚴格外生性的要求，因此協方差估計就是一致的，結果具有較強的說服力。注意，限于篇幅模型系數協方差矩陣沒有列出。

在每個模型里增加了規則變量，目的是檢驗模型的穩定性。根據結果(見表3)，調整的R2值都較大，達到了0.99，模型的顯著性和擬合度仍然很好;解釋變量的t值較大，通過顯著性檢驗(至少10%的水平上)。此外，原來模型里的解釋變量的系數變化不大，說明模型具有較強的穩定性，模型結構設計合理。其中模型5的檢驗，規則變量取滯后一期的值。

模型(1)到模型(5)，國內投資的系數分別為0.76、0.78、0.77、0.78和0.83，而且都通過了T值檢驗，說明國內投資對經濟增長產生顯著的正效應，對經濟增長的貢獻最大，國內投資增加1個單位，人均GDP約增加0.78。國際直接投資的系數在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分別等于0.11、0.08、0.1和0.08 ，所有的T值都通過檢驗，說明FDI對經濟增長產生積極的正效應， 就影響的大小而言，小于國內投資。制度變量系數在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分別等于0.07、0.07、0.05和0.05，說明制度變量對經濟增長產生正效應，但小于國內投資和FDI。

值得注意的是，制度與FDI的交互項(系數為0.114)對人均GDP的貢獻大于FDI的貢獻，也大于制度變量本身對經濟增長的貢獻，說明了FDI只有在良好的制度條件下，才能進一步促進經濟增長。所以，東道國的制度質量是FDI潛能能否充分發揮的必要條件。

表3 模型的穩定性檢驗

變量模型1模型2模型3模型4模型5

C-0.464449*(-3.658992)-0.388850*(-3.433268)-0.530774(-4.246675)-0.290063*(-3.096830)-0.552743(-7.530155)

GCF0.716546(18.35161)0.728858(18.99615)0.742130(19.58209)0.744960(20.39520)0.831518(22.20232)

FDISTOCK0.098862***(2.586100)0.073968***(1.896635)0.087829**(2.323276)0.078415**(2.043411)

REGI0.046976*(3.208969)0.046144***(3.437092)0.044285*(3.155535)0.036939*(3.176719)

INFL-0.062349(-4.471802)-0.051226*(-3.995798)-0.060645(-4.735776)-0.048960(-4.605796)

FMP0.147471*(3.943896)0.113424**(3.068475)0.162265(4.773442)0.101918*(3.108184)

ETG0.076100***(2.735219)0.081013*(2.935841)0.097561(4.456348)

ESG0.032757***(1.912237)

EPG0.031116***(2.750235)

FDISTOKREGI0.087832**(2.575415)

REGULA0.045898***(2.624322)0.036811(2.361247)0.036008**(2.282934)0.042882(2.964797)0.044078*(3.322721)

R2ad0.9877530.9877230.9871950.9925280.991903

F364.3321444.8931426.3539760.0614726.9496

D-W1.6637641.7052451.7411491.7379131.780480

注:*，**，***分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。小括號內是t值

(三)制度對國內投資和FDI的影響

考察制度和FDI對國內投資的影響，以便進一步發現它們之間聯系的規律。聯合國貿易和發展會議提供了下面的方程用于計量檢驗(UNCTAD，1999)。

GCFt=α+β1Ft+β2Gt+εt(6)

GCFt表示國內總投資，Ft代表國際直接投資FDI，Gt代表產出，εt是隨機誤差項。為了說明制度對國內投資的影響，我們在上面方程中加入制度變量REGI以及制度與FDI的交互項，Ft和Gt分別取國際直接存量(FDISTOCK)和人均國民生產總值(GDPPC)，得模型:

GCFit=α+β1GDPPCit+β2REGIit+β3FDISTOCKit+β4FDISTOCKREGIit+εit (7)

由于制度變量的作用的時滯性，我們使用其前一期值進行模型估計。結果見表4。接下來考察制度對FDI的影響。根據UNCTAD的分類，FDI的決定因素分為傳統因素和非傳統因素兩大類。傳統因素中最重要的是東道國市場規模。地區的開放水平、市場化程度以及政府的有效干預度等制度因素在吸引FDI過程中的重要性卻愈來愈重要。因為跨國公司追求的是長期利益，關系著市場經濟效率高低的制度環境則成為FDI進行區位選擇時考慮的首要因素。所以，我們把人均GDP、基礎設施和制度變量作為解釋變量，FDI作為被解釋變量，假設它們存在線性關系，建立模型:

FDIit=c+c1GDPPCit+FMPit+REGIit+μit(8)

FDI值取其存量FDISTOCK，μit誤差修正項。由于時滯性，使用GDPPC前一年的值作為GDPPC的代理變量值，進行估計。結果見表5。

表4 FDI、制度和國內投資關系

CGDPPCREGIFDISTOCKFDISTOCKREGIRad2adD.W.

GCF 0.348186(5.207076)0.787834(22.13596)-0.050893*(-3.749940)0.077325**(2.282046)0.177032(4.400974)0.9834141.905659

表5 制度和FDI的關系

CGDPPCREGIFMPRad2adD.W.

FDISTOCK0.657615*(-3.822704)0.404924(6.964508)0.106755(2.688304)0.617655(12.38804)0.9171491.665907

表6 FDI和制度對增長的影響程度和方式

變量影響方式 相關系數 影響程度指數2影響渠道影響程度

制度直接作用間接作用0.060.1110.17直接促進FDI流入弱很弱

FDI直接作用間接作用0.09250.081.541.05直接擠進國內投資弱弱

制度和FDI交互項直接作用間接作用0.110.181.832.34直接擠進國內投資中等強

由表4和表5可以看出，單獨的制度變量對國內投資產生負效應，系數為-0.05，說明了制度安排不利于國內投資。FDI對國內投資產生正效應，系數為0.08。FDI與制度交互項的系數為0.18，說明交互項對國內投資的效應明顯，暗示在良好制度安排下，FDI對國內投資產生擠進效應遠遠大于FDI本身。制度對FDI產生正效應，系數值為0.11，說明發展中國家的制度有利于FDI的流入。

表6說明，單獨的FDI變量和制度變量對經濟增長的效應不明顯，但二者的相互項對增長產生顯著的正效應，其作用的渠道是有兩個:一個是直接作用經濟增長，相關系數為0.11，影響指數為1.83;另外一種是通過促進FDI的流入，間接促進經濟增長，相關系數為0.18，影響指數為2.34。因而，東道國良好的制度安排是FDI溢出效應實現的條件。

然而，制度變量本身系數在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分別等于0.07、0.07、0.05和0.05，說明制度變量對經濟增長的作用程度小。此外，制度對國內投資產生負效應(系數為0.05)(見表4)。可見，制度變量單獨對增長的效應不明顯。

從歷史的角度分析，主要源于歷史形成的無效的制度結構。二戰以后，發展中東道國大都常用大而公的產權模式，計劃在資源配置中處于支配地位，市場制度特別是價格機制沒有成為配置資源的主要力量，社會資源配置及整個制度效率無法保障，經濟處于低增長或停滯狀態。因此，發展中東道國的制度處于非均衡狀態，制度供給不適應制度需求，制度的凈收益很小，或者為0，遠沒有達到“帕累托最優”。

為了擺脫制度的僵滯狀態，發展中東道國政府普遍采用的方法是引進FDI，同時紛紛作出政策和規則的調整加速經濟的自由化、私有化和市場化進程，把制度變革作為經濟變革的基礎。但是，由于舊制度的慣性和新制度的時滯性，FDI對經濟增長的溢出效應沒有充分發揮出來，體現在上述模型里就是變量系數偏小(在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分別等于0.11、0.08、0.1和0.08遠遠小于國內投資的貢獻度)。進一步，轉型的發展中國家處于經濟轉型特殊階段，經濟制度具有二元性，要素結構沒有通過市場信息顯示出來。這樣，東道國與FDI在爭奪市場資源等方面容易發生沖突，不利于發展中東道國在利用FDI的過程形成競爭優勢，因而對東道國經濟增長的正效應不明顯。

五、結論和政策建議

本文采用23個吸引國際直接投資最多的發展中國家的面板數據，利用個體固定效應模型和協方差分析法，從制度的視角研究國際直接投資與發展中東道國經濟增長聯系的規律。

制度與國際直接投資對經濟增長都產生直接和間接的雙重影響，但影響程度偏弱。制度與FDI的交互項，無論從直接的角度還是間接的角度，都顯著地對經濟增長產生正效應。就FDI而言，其作用經濟增長的主要渠道是通過與制度的相互作用，直接促進經濟增長;同時，通過擠進國內投資對增長產生強的正效應。因此，FDI能否發揮其潛能，FDI溢出效應的實現以及實現的程度，取決于東道國的制度質量。所以，好的制度是FDI技術溢出的保障。有效率的制度安排是FDI實現溢出效應促進經濟增長的終極原因。

所以，發展中東道國FDI政策的目標選擇重點是通過利用FDI引進一攬子經營資源(包括技術、知識、技能、管理、市場機會和商業模式等)，實現溢出效應的最大化，增強東道國經濟的內生性。為此，發展中東道國應該實行經濟制度的創新，通過市場機制，實現對FDI一切資源的吸收和利用。更為重要的是，應該強化政治制度的改革。政治體制實質上是一種對“稀缺資源”配置與支配的體制。它是否有效直接決定了資源的使用效率和經濟成就。這里，重要的一點就是協調好政府強權與個人權利保障之間關系。為此，筆者認為，制度設計和安排應充分考慮共容利益，即:某個理性地追求自身利益的個人或擁有相當凝聚力和紀律的組織，如果能夠獲得社會總產出增長額中的相當大部分，同時又會因社會產出的減少而遭受極大的損失，則其在社會中就擁有共容利益;共容利益給所涉及到的個體以刺激，誘使其關心全社會的長期穩定增長。為了實現共容利益，就必須建立強化市場型政府。[60 ]這為發展中國家的政治體制的改革提供了借鑒和參考。

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On the Connection of FDI，Regime and Economic Growth in Developing Host Countries

WANG Hong-qi，XIE Xing-long

(School of Business Administration，Xi’an University of Technology， Xi’an 710048，China)

Abstract:The paper makes an empirical study on laws of correlation of FDI，regime and economic growth in developing host countries through the individual entity fixed effect model and analysis of covariance estimation of general least square，finding out that single FDI has the weak effect on the economic growth rate directly and indirectly，and the interaction term of FDI with regime affects the augmentation rate significantly.In addition，it deals with the two channels by which the host country’s institutional functions on economic development， concluding that good institution arrangement is the essential determinant and basis for the beneficial effects of FDI reaped in host countries. Consequently，developing governments need to make innovation in regime，particularly political system，for obtaining benefit from the technological spillovers of FDI so as to promote their economic growth constantly.

Key words: foreign direct investment;regime;economic effect;individual entity fixed effect model