制度因素對外商直接投資的影響

李穎

[提要] 本文基于安徽省1984～2014年的數據，采用VAR模型實證考察安徽省制度因素對外商直接投資的作用機制。實證結果表明，制度因素對FDI引進數量都起到正向促進作用，其中開放制度、市場制度、環境制度作用較為明顯；而金融制度對FDI引起到負向作用，這可能是由我國的金融系統是根據企業的政治性主從次序來分配資源的原因所致。

關鍵詞：制度因素；FDI；VAR模型

中圖分類號：F74 文獻標識碼：A

原標題：制度因素對FDI流入影響的VAR模型分析——以安徽省為例

收錄日期：2017年2月13日

一、引言

制度分為正式制度和非正式制度兩種，二者都是一國投資環境的構成因素。前者通常以一定的準則、法令和政策等形式表現出來，而后者則通過社會文化、政策等方面對外商直接投資發生影響。制度因素對FDI（外商直接投資）的作用很早就引起學術界的重視，2002年以前我國學者對制度因素與FDI關系的研究側重于正式制度因素對FDI的區位選擇的影響研究。2002年以后，國內有關制度因素對FDI區位選擇的影響研究逐步趨向弱化，而學者們開始注意有關制度因素的其他一些方面，研究的視野更加開闊，如我國學者潘鎮和潘持春（2005）通過實證研究，得出結論：市場化水平、政府運行效率、政府的節儉水平、產權保護水平、對外商投資企業進出口的限制水平等制度因素對外商直接投資的區域流向有著明顯的作用。傅元海、史言信（2011）觀察了對外開放水平、優惠政策、市場化水平等一系列制度因素對FDI流入中國的影響。張煒、景維民（2012）通過實證分析表明制度因素對FDI流入中國具有正向的影響。龔冉（2013）進一步考察了出口鼓勵、進口管制等制度因素的作用。發現制度因素對流入的FDI質量的影響各不相同。以上理論研究說明，無論從供給方面還是從需求方面看，制度因素都是影響FDI流入的主要因素。

近年來，外商對華直接投資的方式和經營戰略發生了明顯的變化，這就要求我們研究和把握上述變化，制定出相應的政策制度，這對于提高引進外資的數量和質量具有十分重大的意義。目前，對于制度因素對FDI流入影響的研究大多集中于對于某個國家的研究，而對于各個省份的相關研究較少。改革開放以來，安徽省作為中部地區的一個省份，安徽省依靠其充裕的勞動力資源、優厚的自然資源以及優越的地理位置等優勢，充分地吸收和利用外商直接投資，招商引資力度不斷增加。近年來，安徽省對于FDI的利用進入了相對成熟的階段，取得了一定的成效，但與經濟發展水平較高的東部省份和沿海地區相比，在利用FDI方面仍存在著一些問題。特別是安徽省的投資環境亟須改善。尤其是軟件方面（包括政策、法制、政府效率、市場發育度等）亟須進一步完善。安徽省內沒有形成一套相對完善的法律法規，保證外商投資環境的安全，不能最大限度地滿足外商投資對于新興產業的需要，一定程度上制約了外商投資的發展。總體來看，安徽省引資規模仍顯偏小，發展后勁仍較不足。究其原因，制度因素起了很大作用。因此，研究制度因素對于安徽省FDI流入的影響具有較強的現實意義，在中部地區具有一定代表性。本文基于安徽省1984～2015年數據，采用VAR模型進行實證研究，考察制度因素對外商直接投資的影響，并就提高利用FDI的水平提出相應建議。

二、計量模型

（一）模型設置。為了研究制度因素對安徽省FDI流入規模的影響，計量模型選取FDI實際外商投資金額作為被解釋變量。解釋變量包括制度因素和其他控制變量。其中，制度因素范圍較廣，依據現有的研究，在此主要側重對開放制度、市場制度、金融制度、環境制度的分析。其他對FDI流入造成影響的因素統一歸為控制變量，按照科學性、可獲得性原則這里選取市場潛力、城市化水平兩個指標。

（二）變量說明

1、被解釋變量FDI用第t年安徽省外商直接投資實際金額來度量。

2、解釋變量中的制度因素包括開放制度、市場制度、金融制度以及環境制度。其中，開放制度（open）用對外開放水平反映，用出口總額占GDP比例來衡量，對外開放水平直接影響著FDI的引進規模。市場制度（market）用市場化程度衡量，通常用非國有化產值率來計算。非國有化產值率=1-國有經濟工業產值/全部工業總產值。金融制度（finan）用金融深化程度衡量，它體現了銀行的自主化程度，一般用信貸總額占GDP的比重來計算。環境制度（envir）用環境規制程度來衡量。它反映了一個國家對環境的保護程度，本文選取工業固體廢棄物綜合利用率衡量環境規制程度。

3、控制變量（ctrl）。控制變量是指除制度因素外其他影響FDI流入的因素。這里主要選取市場潛力、城市化水平兩個因素。一個地區的經濟發展水平越高，其居民收入也往往越高，這代表了該地區市場擁有較強的購買潛力和市場潛力，外資更傾向于流向經濟發展水平高的地區，我們依據現有大多數研究，以人均GDP作為一個度量指標，來反映當地的市場潛力。城市化水平（urban）用城鎮人口占總人口的比例來表示，它反映了經濟社會發展水平，也反映了集聚效應和規模經濟。

（三）數據來源。文中FDI數據及各解釋變量數據均根據1984～2015年《安徽統計年鑒》、《中國統計年鑒》計算所得。其中，外商直接投資實際金額由外商直接投資及歷年人民幣對美元匯率計算得到。為消除數據的異方差和不穩定性，所有變量均進行了對數處理，在此基礎上，建立VAR模型進行分析。

三、實證分析

VAR模型用來估計聯合內生變量的動態關系，而不帶有任何事先約束條件。即通過平穩性和協整性檢驗、對模型進行估計、分析脈沖響應函數圖表、方差分解分析等來估計各個變量之間關系的一種線性模型。

（一）平穩性檢驗。為了消除時間序列異方差，在進行模型檢驗之前需要進行平穩性檢驗。因此，將原始數據變換為對數形式，分別記為Lnfdi、Lnopen、Lnmarket、Lnfinan、Lnenvir、Lnpoten、Lnurban，使用單位根 （ADF）方法進行對各變量進行平穩性檢驗。結果表明，所有變量的一階差分后均是平穩的（5%水平下顯著）。由ADF檢驗結果可知，各序列均為一階單整變量，可以進行協整檢驗。（表1）

（二）確定滯后階數。確定模型的滯后階數是對VAR模型進行Johansen協整檢驗的關鍵，先確定模型的滯后階數，結果如表2所示。（表2）根據計量結果，本文最終確定VAR模型的滯后階數為3。

（三）Johansen協整檢驗。由于文章選取了多個變量，故采用Johansen協整檢驗來進行多變量檢驗。本文最終確定VAR模型的滯后階數為3，并以此為基礎通過特征值似然比與跡統計量來確定三者之間的協整關系。（表3）

安徽省外商直接投資和六個變量之間，經過特征值似然比和跡統計量檢驗，結果表明二者之間不僅存在著協整關系，而且存在著長期穩定的長期均衡關系。選擇第一個協整關系，得到協整方程如下：

lnfdi=2.373280lnopen+4.099050lnmarket+1.556545lnfinan+3.794322lnenvir+1.905236lnpoten-7.690751lnurban

（四）脈沖響應函數分析。如果VAR模型不穩定，則不能進行脈沖響應函數分析和方差分解分析，所以首先需要檢驗上述設定的VAR模型的穩定性，如果全部VAR特征根的倒數落在單位圓曲線以內，即所有特征根的倒數值小于1，則VAR模型是穩定的，根據Eviews8.0分析可得該模型全部單位根均在單位圓內，即所估計的模型是穩定的。

在建立的VAR模型的基礎上，對各個因變量進行脈沖響應分析，得到脈沖響應函數圖，其中（a）、（b）、（c）、（d）、（e）、（f）圖像分別表示上述解釋變量對FDI的脈沖沖擊。（圖1）

從圖1可以看出：當給開放制度一個單位的沖擊后，當期并不影響FDI，第二期出現下降趨勢，不久，在第四期平穩上升，并于第十三期達到最高值，接近于1.25，說明開放制度對FDI的影響作用存在滯后的促進作用，而后又震蕩下行，反復循環，但震蕩幅度越來越小，最后接近于平穩狀態，在0上下波動；當給市場制度一個單位的沖擊后，在前四期，FDI呈現上行趨勢，于第四期達到最高值1.75，然后迅速下降，第十一期后達到負的最低點，大約為-1.75，由此可知，FDI的最大反應的正負值相差不大，之后又有所回升，在第十五期以后，圍繞0的上下做小幅波動，最終趨于穩定；當給金融制度一個單位的沖擊后，FDI迅速上升，并在第二期達到最高值2.5，之后迅速下降為負數，在第九期開始趨于穩定；當給環境制度一個單位的沖擊后，FDI小幅上升，最高值接近1.25，然后緩慢下降，并于第十期達到負的最低點，約為0.8，之后趨于平穩，處于穩定狀態；給市場潛力、城市化水平一個單位的沖擊后，只有極小幅度的波動，這說明FDI的規模對于市場潛力、城市化水平一個單位的沖擊不敏感，市場潛力、城市化水平對于FDI無明顯影響。

（五）方差分解分析。方差分析的目的是通過數據分析找出對該變量有顯著影響的因素，各因素之間的交互作用，以及顯著影響因素的最佳水平等。方差分解可以描述沖擊FDI和六個變量的動態變化中的相對重要性。基于上述VAR模型進行方差分解，結果如表4所示。（表4）

由表4可得出如下結論：安徽省的實際FDI對自身解釋的部分較大，說明現在的實際FDI規模對未來引進的FDI具有潛在吸引力，但實際FDI對自身解釋的部分不斷的減弱，到第七年就下降到了43.39%，這意味著現存的實際FDI規模吸引力趨于減弱，之后雖有所增加，但增加幅度不大。開放制度和市場制度對實際FDI對于實際FDI的影響逐漸增強，從第二年的1.81%、10.46%到2015年的10.04%、22.61%。環境制度總體來看，處于增強趨勢，從第二年的0.054%到第三年就上升到了5.89%，之后上升幅度不是很大，2015年上升到7.30%；而市場潛力和城市化水平對于實際FDI的影響較小；而金融制度對于實際FDI的影響卻是呈下降態勢，從第二年的50.50%下降到2015年的13.78%，表明金融制度進一步深化改革，對FDI流入影響降低。

四、結論

（一）通過ADF單位根檢驗和Johansen協整檢驗可得，安徽省FDI與制度因素以及市場潛力和城市化水平之間存在著穩定的關系，并且存在著協整關系。

（二）通過脈沖響應函數分析可知，安徽省FDI的流入規模較為緩慢的原因主要是由于制度因素引起的。由于開放程度較低、市場體系不健全、市場機制發揮作用有限、金融系統的無效率等原因，當給制度因素一個單位的沖擊后，FDI短期內雖呈現上升趨勢，但上升幅度不大，最大只有2.5。從長期來看，現行制度對于促進FDI的流入影響有限。

（三）從方差分解表可得，制度因素對安徽省FDI的流入都存在正向的促進作用。其中，開放制度、市場制度、環境制度都對FDI的引進有著正向促進作用。特別是開放制度、市場制度作用較為明顯，另外環境制度也起到了一定的促進作用，說明嚴格的環境規制反而有利于促進外資的引進，產生正向的刺激效果。而金融制度對于FDI的流入影響逐年趨于下降，表示金融制度進一步深化改革，FDI引進數量增長率卻降低，這可能是因為我國的金融系統是根據企業的政治性主從次序來分配資源的，處于資源分配頂部的是效率低下的國有企業，而在其底部則是更有效率的私人企業。另外，金融市場的不斷發展既為外資的進入提供良好的金融環境，也為內資企業尤其是國有企業及私人企業的融資打造了一個平臺，這就擠占了外商直接投資的份額，這就是為什么金融深化程度的增大反而降低外資的引進數量的增長率的原因。

現階段，安徽省實際利用FDI的水平較低，有待于進一步提高。要提高實際利用FDI的水平，應配合安徽省產業結構的調整，加大改革開放力度，制定合理的政策，完善市場體系，提高市場化水平。另外，要優化政府服務，優化辦事流程，提高服務效率，不斷完善配套服務體系，為外資企業創造一個穩定的政策環境和寬松的發展環境。

主要參考文獻：

[1]潘鎮.制度質量、制度距離與雙邊貿易[J].中國工業經濟，2006.7.

[2]李香玲.FDI流入影響因素的VAR模型分析[J].西部金融，2012.9.

[3]蔡藝，薛萍，孫曉峰.福建吸收外資直接投資影響因素的實證分析[J].福建論壇（人文社會科學版），2009.5.

[4]付紅.湖北省FDI產業影響因素的實證研究[J].統計與決策，2010.15.

[5]張磊.外商直接投資對安徽產業結構影響的模型分析[J].宿州學院學報，2011.1.

[6]張煒，景維民.中國制度因素FDI的影響分析[J].經濟問題，2012.9.

[7]張振華.中國FDI的質量研究[D].天津：南開大學，2012.

[8]傅元海，史言信.制度政策與外商直接投資質量——基于中國1985～2007數據的計量檢驗[J].經濟經緯，2011.6.

[9]宋躍剛.制度質量對我國FDI流入區際差異的影響[D].河南：河南師范大學，2013.

[10]趙森，林峰.區域優惠政策與基礎投資環境對引進FDI影響的博弈分析[J].商業研究，2003.17.