契約實施效率與FDI

摘要：文章利用2002-2008年中國29個省份和直轄市的面板數據，用分位數回歸的方法考察了地方的契約實施效率對FDI流入的影響。實證結果表明，契約實施效率的提高能顯著促進FDI的增長，且隨著FDI的增加，其促進作用會更加明顯；另外，在FDI較高時（0.9分位處），工資水平的反向作用變得非常顯著；最后，GDP和基礎設施對FDI的促進作用隨FDI的增加而減弱。

關鍵詞：契約實施效率；FDI；分位數回歸

一、 引言

改革開放以來，伴隨著日益強烈的經濟全球化趨勢，外商直接投資（FDI）大量進入我國。大量研究和經濟現實表明，FDI有效地彌補了我國在資本形成、出口競爭力和技術進步方面的不足，成為促進我國經濟增長的重要推動力。根據聯合國貿易和發展組織（UNCTAD）《2012年世界投資報告》，中國2011年FDI流入量增長8%，達到1 240億美元，世界排名第二，僅次于美國（2 269億美元）；貿發組織2012年進行的世界投資前景年度調查報告顯示，在由跨國公司評選出來的最受歡迎的東道國排名中，中國排名第一，顯示中國仍然是對FDI最具吸引力的經濟體。

另一方面，在吸引外資規模不斷擴大的同時也存在著FDI的區域分布不平衡現象，較之東部地區，中西部的FDI流入量有著明顯的差距。根據金相郁和樸英姬（2006），1980年～2000年間我國引進的FDI中有87.8%集中在東部沿海地區，其中長三角、珠三角和環渤海地區又占了66.8%。盡管2000年以來我國中央政府出臺的區域發展政策和中西部地方政府實施的一系列招商引資優惠政策使得部分FDI向中西部地區轉移，但FDI依然集中在東部沿海地區，2004年東部的FDI仍然占85.9%的比重，中西部地區的18個省區市只占到不到15%。

合理地吸引FDI流入我國資金、技術缺乏的中西部地區，對于我國經濟發展、縮小地區差距具有重要的意義。是何原因導致我國FDI分布的東西差異？影響FDI流入的因素有哪些？國內外已有不少學者對影響FDI的因素進行了分析。如Veugelers（1991）、Tallman（1988）、Grosse和 Trevino（1996）、Hatzius（2000）、Shapiro（2001）、Raslmi（2003）和Kimino 等（2007）等認為，勞動力成本、市場規模和基礎設施等因素對FDI有著顯著的影響。另外，還有一些學者研究了制度因素對FDI的作用。Agodo（1978）考察了美國制造業企業在非洲的投資情況，發現穩定的政治和有利于投資的政策環境能促進FDI的流入。Globerman和Shapiro（2002）用1995年～1997年98個國家的面板數據進行實證分析，發現公正高效的法律體系、可信的公共機構以及開明放任的政府政策同樣能夠促進FDI的流入。國內的魯明泓（1999）則將影響FDI的制度因素分為四類，從制度的各個層面較為詳細地分析了制度對FDI的作用。這四類制度分別是：①國際經濟制度安排（主要包括東道國簽署的雙邊投資保護條約、參與的經濟一體化組織、東道國的貿易壁壘及其對外資的態度等）；②經濟制度（主要包括東道國經濟自由程度、市場完善程度和金融外匯制度等）；③法律制度（主要包括東道國的法律完善程度和私有財產保護程度）；④企業運行的便利性（主要包括企業運行障礙、稅收制度和政府清廉度等）。

本文的分析與以上文獻有三處重要不同。首先，本文著重強調契約實施制度對FDI的影響；其次本文研究了一國內部各地區之間的契約實施效率差異導致FDI在區域間分布不平衡的現象。事實上，我國各地區由于地理位置、地方文化、法規以及市場化程度的不同，導致我國各省份之間的契約實施效率存在較大的差異，跨國公司往往選擇最適合其戰略目標地區進行投資，所以研究FDI在一國內部的區域差異比起國家層次上的研究可能更有意義。最后，本文采用了面板數據的分位數回歸，對FDI進行不同層次的、細致地實證考察，分析其影響因素。較之普通最小二乘方法，分位數回歸放寬了對被解釋變量分布的假設，使用加權殘差絕對值之和最小化的方法估計參數，其條件更為寬松，信息更為豐富。具體來講存在以下優勢：①分位數回歸對隨機誤差項的分布沒有要求，當誤差項呈現非正態分布時，其參數估計量比OLS更有效；②分位數回歸法測度了變量在不同分位數水平下的參數估計值，能更為全面地刻畫變量的分布特征；③分位數回歸通過使加權殘差絕對值之和最小來計算參數估計量，因而對于異常值的敏感程度也遠遠小于OLS，得到的估計量也更加穩健；④在回歸系數的解釋上，OLS回歸反映了自變量對因變量的平均影響，而分位數回歸反映的是自變量對因變量在某個特定分位點處的邊際影響。分位數回歸能夠提供不同分位數水平上的估計結果，因而可以對因變量的整體情況做出更為全面的解釋。

本文的結構安排如下：第二部分為實證模型的設定、變量的測度和數據來源說明；第三部分匯報了實證結果；第四部分對全文進行總結。

二、 模型設定和變量說明

1. 模型設定。基于上述分析，本文選取反映地方契約實施制度好壞的契約實施效率、反映地方經濟規模的GDP、各地的工資水平和基礎設施作為解釋變量，建立如下實證模型：

lnFDIit=β0+β1contractit+β2lngdpit+β3lnwageit+β4lnfrait+uit

式中lnFDIit是被解釋變量FDI的對數值，下標i表示地區，t表示年份；β0是常數項；β1～β4分別表示各解釋變量的系數，其中β1是我們主要關心的系數；contractit是契約實施效率；lngdpit是各地區GDP的對數值；lnwageit表示工資水平的對數值；lnfrait是地區基礎設施密度（用各地區公路和鐵路里程之和，除以當地面積）；uit是殘差項。

2. 變量說明與數據來源。本文采用2002年～2008年中國29個省、直轄市和自治區的面板數據進行實證分析。選取2002年～2008年的數據是因為，2001年11月我國正式加入世界貿易組織（WTO），這對于我國承接加工貿易影響重大；而2007年發生了席卷全球的金融危機，危機的影響在2008年之后逐步顯現出來。所以2002年～2008年的數據能比較穩定地反應我們所關心的變化和變量作用。之所以選取29個省份的數據是因為，西藏和青海的某些關鍵數據缺失，另外香港、澳門和臺灣的制度與大陸有根本性差別，不屬于本文所關心的因素。

（1）契約實施效率。關于測度我國地區間契約實施效率的指標，目前較流行的有世界銀行發行的《2008中國營商環境報告》（盛丹、王永進，2010，茹玉驄、金祥榮、張利風，2010），但目前該報告只發布了一年，由于本文關心契約實施效率隨時間不斷進步對FDI的促進作用，因而這一數據不適用本文。此外，李德震（2013）使用了樊綱、王小魯和朱恒鵬發布的《中國市場化指數》中的指標來衡量各地區的契約實施效率。該指數對中國各省市場化的相對進程作出了較為客觀和詳盡的分析，并經過一系列的分析和計算，得出中國各地區的總體市場化指數。市場化指數總體評分是由五個方面23項基礎指標組成的。它們各自反映不同領域的市場化程度。基礎指標評分是以2001年為基期，在0～10之間取值（基期單項基礎指標市場化程度最高的省份在該項的基期得分為10分，最低的省份基期得分為0分；但根據年度變化，某些省份可能超過10或小于0）。市場化指數的五個方面包括：①政府與市場的關系；②非國有經濟的發展；③產品市場的發育；④要素市場的發育；⑤市場中介組織和法律制度環境。其中第5個方面能較好地代表契約實施效率，我們下面將對此進行簡要說明。構成這一方面的指標分為四個項目：（a）中介市場發育度；（b）對生產者合法權益保護；（c）知識產權保護；（d）消費者權益保護。其中前個三項目與契約實施效率有較強相關性。a項“中介市場發育度”由兩個指標構成：律師數/總人口和會計師人數/總人口。這兩個指標能較好地體現地區間“證實成本”的差異。一旦簽約雙方在交易時產生爭議，擁有更多律師和會計師的地區能夠更加方便地對雙方簽訂的契約進行審查并經由法庭證實和執行。b項“對生產者合法權益保護”采用企業對各地區司法環境評價的調查數據，能較為真實地體現各地契約和制度環境的質量。c項為知識產權保護指標，由于企業承接外包過程中存在與發包企業產生知識產權糾紛的情況，所以對知識產權的保護有利于雙方就相關問題簽訂和執行契約。此外，對d項消費者權益的保護，也能從一定程度上反映出當地的制度質量。綜合以上分析，“市場中介組織和法律制度環境”指標能很好地反應契約實施效率，因此我們將選取樊綱、王小魯和朱恒鵬《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》中的這一指標。

（2）其它變量。

FDI：采用2002年～2008年各地實際利用的外商直接投資，根據當年人民幣對美元匯率折合成人民幣單位，數據來自中華人民共和國商務部。工資水平：對于工資水平的衡量，本文采用各省份2002年～2008年職工平均工資。基礎設施：本文采用各省份單位面積公路、鐵路和內河航道里程（公里/平方公里）對此進行測算。地區生產總值：本文采用各省份2002年～2008年名義GDP。平均工資、基礎設施和GDP的數據均來自相應年份《中國統計年鑒》。

三、 回歸結果及其分析

我們首先對FDI的總體進行了混合最小二乘法回歸，結果見（1）式；然后對被解釋變量選取具有代表性的0.1、0.25、0.5、0.75和0.9分位點，分別進行分位數回歸，結果分別為（2）～（6）式。表2列出了所有的回歸結果。

回歸結果解釋：

1. 總體上看，各變量的系數很好地符合我們的預期。對FDI作總體的混合最小二乘法的結果為（1）式所示，主要解釋變量契約實施效率的系數為正并且有1%的顯著性水平，總體上，契約實施效率的評分提高1分，使FDI提升約0.143%；衡量經濟規模的GDP系數為正且顯著，說明經濟規模顯著的促進FDI流入，GDP每提高1%，大約促進FDI增加1.135%；工資水平的系數顯著為負，說明低工資是吸引FDI流入的重要因素，工資水平增加1%，使得FDI減少0.513%；基礎設施的系數顯著為正，說明基礎設施的改善能顯著促進FDI增加，基礎設施密集度提升1單位，能促進FDI增加約0.9%。上述結論與已有大多數文獻的研究結論一致。

2. 從分位數回歸的結果來看：①契約實施效率和GDP的系數在各分位點處保持顯著為正，說明二者均對FDI有顯著且穩健的促進作用。但具體來看，契約實施效率的系數隨著FDI水平的增加而增大，說明其對FDI的促進作用是逐漸增強的，在FDI水平越高的地區，其契約實施效率的改善對FDI的促進作用越大。相反，GDP的系數雖然保持顯著為正，但其值表現出逐步減小的趨勢，說明GDP對FDI的促進作用隨著FDI的增加而減弱。隨著地區FDI不斷增加，地區經濟規模對于FDI流入的促進作用變弱。也就是說，對于經濟越發達的地區，國外投資者不再過于看重當地的經濟規模，而會更加重視像契約實施效率這種地方的“軟實力”。②工資水平的系數在FDI的0.9分位處非常顯著，且其絕對值顯著提高。說明在FDI水平相當高的地區，工資水平對FDI的影響也更大，工資水平的高低成為國外投資者的重要決策因素。這能在一定程度上說明沿海各省的“用工荒”現象：在FDI水平較高的沿海地區，企業對勞動力需求的競爭是非常激烈的，廉價勞動力成了稀缺資源，而投資者對此較為看重，他們更傾向于去沿海地區中工資水平較低的地方投資。③基礎設施的系數持續為正，但表現出隨FDI的增加而逐漸減小的趨勢，且變得不再顯著。這說明在FDI水平較低的時候，基礎設施的改善能顯著地促進FDI流入，但隨著FDI的增加，投資者不再如此看重基礎設施水平，因此基礎設施對FDI的促進作用減弱。這個結果給我們的啟發是，隨著FDI的增加，地方政府不能一味地靠基礎設施投資來吸引外資。結合對GDP和契約實施效率的分析我們可以得出這樣的結論：一個地區FDI水平已經較高時，像經濟規模和基礎設施這種“硬實力”的提升對FDI的促進作用變弱，而投資者將更加看重像契約實施效率這種“軟實力”。

四、 全文總結

本文利用2002年～2008年中國29個省份和直轄市的數據，用分位數回歸的方法考察了地方的契約實施效率對FDI流入的影響。實證結果表明，契約實施效率的提高能顯著促進FDI的增長，且隨著FDI的增加，其促進作用會更加明顯；另外，在FDI較高時（0.9分位處），工資水平的反向作用變得非常顯著；最后，GDP和基礎設施對FDI的促進作用隨FDI的增加而減弱。基于此，本文對地方政府吸引外資有以下政策建議：

1. 無論目前FDI水平較低的中西部還是FDI已經較多的東部地區，都應努力改善法院執法效率，促進契約實施效率的提升。特別是東部地區，其契約實施效率的提升對FDI的促進作用更加顯著。

2. 對于FDI水平較低的中西部地區，基礎設施的建設仍有較大空間，其基礎設施的改善能顯著地促進FDI流入，若想通過FDI促進當地經濟，進行基礎設施建設仍不失為一個有效的辦法；而對于FDI水平已經較高的東部地區，應當把重點放在諸如契約實施效率這種軟實力的提升上。

3. 在FDI水平已經相當高的沿海地區，工資水平對FDI的負向作用非常顯著，這從一定程度上反映出了沿海地區的“用工荒”問題。這些地區應足夠重視這一現象，著力解決外來務工人員的戶籍、子女入學和社會保障各方面的問題，以吸引各地的勞動力，增加當地勞動力供給，緩解“用工荒”問題。

參考文獻：

1. 聯合國貿易和發展組織（UNCTAD）.2012年世界投資報告，2012.

2. 魯明泓.制度因素與國際直接投資區位分布：一項實證研究.經濟研究，1999，（7）.

3. 盛丹，王永進.契約執行效率能夠影響FDI的區位分布嗎？.經濟學（季刊），2010，（7）.

4. 茹玉驄，金祥榮，張利風.合約實施效率、外資產業特征及其區位選擇.管理世界，2010，（8）.

5. Satomi Kimino， David S. Saal and Nigel DriffieldMacro.Determinants of FDI Inflows to Japan： An Analysis of Source Country Charact- eristics. The World Economy，2007，（10）：1467-9701.

6. 李德震.契約實施效率與加工貿易.現代管理科學，2013，（3）.

作者簡介：李德震，南開大學經濟學院國際經濟貿易系博士生。

收稿日期：2013-02-17。