国际直接投资制度与发展中东道国经济增长的关联效应

来源 :西北农林科技大学学报(社会科学版) | 被引量 : 0次 | 上传用户:angel455029998
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  摘 要:利用个体固定效应模型和广义最小二乘法的协方差分析法,实证研究了国际直接投资(FDI)、制度与发展中东道国经济增长联系的规律,得出单独的FDI对经济增长的直接和间接效应都不明显,但通过与制度的交互作用,对经济增长产生显著的正效应的研究结论。论文还对东道国制度对经济增长的效应产生的两种实现渠道进行了研究,提出东道国良好的制度安排是FDI产生溢出效应的条件和基础,发展中国家应当重视制度创新,尤其是政治制度的改革,才能从FDI的技术溢出中获取更大收益,实现经济的长期增长。
  关键词:国际直接投资(FDI);制度;经济增长;个体固定效应模型 
  中图分类号:F240文献标识码:A 文章编号:1009-9107(2010)02-0057-011
  
  一、前言
  国际直接投资(foreign direct investment,FDI)是资本存量、专有知识和技术的孵化器,是技术转让的重要渠道。与国内投资相比较,其显著特点是具有向东道国公司溢出技术、知识、管理、商业模式和营销理念的功能,能够提升东道国的技术能力和生产力水平。发展中国家在吸收到FDI资本以后,通过吸收其技术、管理方法、营销理念和商业模式等,快速有效地实现生产资源的优化配置,把可用的生产资源转移到具有比较优势的产业部门中,将潜在的比较优势转变为现实的市场竞争优势,从而加快国民经济发展步伐,使经济走上内生化发展的道路。[1]
  但是实证研究并不支持上面的结论。Djankov﹠Ioekman[2],Kathuria[3],Aitken&Harrison[4],Haddad&Harrison[5]经过研究后发现国际直接投资对内资企业产生负面影响。Kathuria[6]关于印度、Djankov和Hoekman[7]以及Kinoshita[8]关于捷克的研究、Konings[9]关于保加利亚和罗马尼亚的研究结果,都显示了内资企业生产率与外资企业的负相关关系。Ram D.Singh[10]对欠发达国家的研究、Archanun Kohpaiboon[11]对泰国的研究、Sadayuki Takii[12]对印度尼西亚的研究和Gouranga G. Das等[13]对93个国家的研究、Mo Yamin、Rudolf R. Sinkovics[14]对欠发达国家的研究,都显示FDI没有产生溢出效应或者溢出效应较小。Kokko等[15]、Girma等[16]、Barrios[17]和Flores等[18]经过研究发现FDI的影响在统计上不显著。Bosco[19]关于匈牙利、Konings[20]关于波兰、Damijian[21]关于捷克等10国的研究、Javorcik[22]关于立陶宛、Sinani和Meyer[23]关于爱沙尼亚等的研究都显示,溢出效应在统计上不显著。
  相反,Edmard M.Graham[24]对英国的研究、Hiranya K Nath[25]对10个中东欧国家的研究、Dimelis[26]对希腊的研究、Castellani&Zanfei[27]对意大利的研究、Fukao等[28]对日本的研究、Chang[29]对台湾的研究、Hsian等[30]对8个东南亚国家和地区的研究显示出正效应。Peter J. Buckley[31]的考察,发现来自中国香港、台湾和澳门的企业在劳动密集性产业里产生正的溢出效应,来自西方的企业在技术密集性产业里产生正效应,中国大陆国有企业同时从中受益。Yukako Murakami[32]对日本的研究显示,FDI在短期产生负效应,在长期产生正效应。Jacob A. Jordaan[33]对墨西哥的研究显示,FDI在产业内产生正效应而在产业间产生负效应。Sjoerd Beugelsdijk等[34]对44个国家进行分析,结论是在发达国家存在正效应,在发展中国家效应不显著。
  在考察FDI与经济增长关系时,越来越多的研究考虑到更多的生产元素的作用,在增长模型中引入了更多的解释变量,旨在准确地分析FDI对经济增长的贡献。[35] Balasubramanyam等[36]通过研究发现,FDI可能在出口导向的经济里促进经济增长,而在进口型经济里没有发现增长的证据。Borensztein等[37]年发现东道国必须达到一定的教育水平,FDI才能促进其经济发展。Hermes和Lensink [38]、Durham[39]考察了FDI、金融市场规则与经济增长之间的联系性,结论是具有较好金融体系和金融规则的国家可以更加有效地利用FDI取得较高的经济增长率。赵奇伟等[40]认为,中国的金融深化程度滞后是造成FDI溢出效应为负的原因之一。而且,金融深化程度的不同也是造成FDI溢出效应跨区域差异和阶段性变化的重要原因。王志鹏和李子耐[41]构建了包含FDI外溢效应的准内生经济增长模型,结果表明东道国的长期经济增长取决于FDI与国内资本的比例,各地区必须跨越一定的人力资本门槛才能从FDI中获益。杨先明和赵果庆[42]研究了技术发展阶段和FDI的关联度,结论是FDI能否推动低技术国家的技术发展,取决于本国所处技术发展阶段、技术发展路径选择、直接投资能力和国内基础设施。蒋殿春等[43]认为,中国国内制度的改进有助于FDI技术溢出的发挥,完善的制度已成为FDI发挥积极作用的前提条件。赵燕等[44]认为,中国的金融市场的缺陷是FDI促进经济增长的作用没有充分发挥出来。
  通过仔细考察国内外研究,发现这些研究的一个重要缺陷是忽略了制度对经济增长的影响。除少数模型外,大多数模型都隐含地假定经济制度是给定的;在适当的政府干预下,经济当事人受到的激励是适宜的,从而保证经济沿最优增长路径移动。这严重偏离经济现实。所以,其结论对现实的解释力度不强。本篇论文的目的就是填补这方面的空白。新颖之处在于,从独特的制度视角实证分析FDI与经济增长的关系,目前的相关中文文献尚未出现。其次,采用面板数据的个体固定效应模型研究问题。大多数研究者采用固定效应模型的时候,笼统地用一种形式,没有区分截距项的差异。事实上,截距项分为三种情况:一是只随个体变化;其次是只随时间变化;最后是既随时间变化又随个体变化。本研究充分意识到这一点,使用个体固定效应模型(只随个体变化),以23个吸引FDI最多的发展中国家为研究对象,利用广义最小二乘法的协方差分析法,从制度视角,考察FDI对经济增长影响和作用的规律。本研究的样本国家有中国、印度、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、泰国、土耳其、波兰、捷克、斯洛伐克、斯诺文尼亚、匈牙利、罗马尼亚、俄罗斯、阿根廷、巴西、智利、哥伦比亚、墨西哥、委内瑞拉、埃及、摩洛哥和南非。
  二、制度、FDI和经济增长
  (一)制度与经济增长
  制度对经济增长的影响是显而易见的。从某种意义上说,制度和技术进步一样,都可以使生产更有效率,以更少的投入得到更大的产出。先进技术是经济增长的源泉,但它只是一个潜在的、必要的条件,本身不是充分条件。技术要得到高效和广泛的利用,必须对制度和意识形态做出调整,以实现对先进知识创新的正确利用,促进经济增长。所以,制度还具备技术所没有的对经济主体的激励作用。正如制度经济学理论描述的那样,技术创新在一般情况下是人类智慧的一种偶发性活动,它对经济的刺激和带动也可能只是局部的、间断的,什么使这些随机的点串成线段、线段连成无限延伸的直线?是制度。[45]也就是,制度使人类的技术创新成为一个持续的、不间断的活动。首先,制度与资本、劳动力和技术三要素之间有着深刻的联系。制度可以协调资本的投入和流向,适合的制度可以充分调动资本所有者和使用者的积极性,从而加速资本循环和再生,推动经济发展的步伐。其次,制度对生产中的个体和群体都会产生影响。对于经济发展中不可缺少的主体即个人和组织来说,制度可以协调个体之间、群体之间、以及个体与群体之间的关系,适合经济发展需要的制度可以调配劳动者在各个领域的分工与合作。再次,制度对技术进步具有推动作用。技术的飞速发展和它作为一个单独的生产要素已经得到了广泛的认可,这种表现也让我们对其飞速发展的原因做深入的思考,最终发现制度在其中发挥了重要的作用。知识产权保护制度保护了知识产品所有者的权益,调动了人们进行技术创新的积极性,加快了技术进步的速度。最后,制度还具有知识的属性,而知识通过其扩散机制提高了产出效率。此外,制度也可以看作是一种知识,如企业管理的规章制度等也可以被看作是一种管理知识在企业管理过程中的运用,它直接影响企业的各种业务的开展。
  (二)制度与FDI
  关于一国资本为什么不在本国投资而到国外进行投资,已有文献给出了很多解释。海默垄断优势理论认为市场不完全是企业对外投资的根本条件,决定因素是企业的垄断优势。雷蒙德弗农(R.Vernon)认为,企业对外直接投资的发生和发展,受制于产品周期的不同阶段、产品的比较优势和竞争条件。内部化理论认为企业对外投资的原因:市场失效等市场不完全必然增加企业的交易成本,而通过企业这一组织形式来组织内部交易则可减少市场交易成本,实现收益最大化。小岛清认为,跨国公司进行对外直接投资的决定因素是比较优势原则。[46]
  邓宁的国际生产折衷理论认为,决定跨国公司直接投资行为的三个基本要素是所有权优势(ownership advantage)、内部化优势(internalization advantage)、区位优势(location advantage)。东道国的政策和制度在区位优势和内部化优势中扮演着重要角色。[47]1998年邓宁又指出20世纪90年代末国际直接投资区位理论的发展表现出以下新的趋势:首先,跨国公司趋向于进入法律制度比较完善、注重保护知识产权和拥有较多智力资本和高素质人才的国家和地区;第二,跨国公司往往寻找能够增强或补充其核心能力的国家和地区;第三,国际直接投资区位流向的决定因素具有综合性。根据Narula和Dunning的解释,制度作为国家“创造性资产”的一个重要组成部分,相对于“自然资产”而言,在吸引FDI的过程中所起的作用越来越重要。[48]
  制度作为区位优势的一个重要方面,影响着流入东道国的FDI。[49]因为直接投资者的商业战略必须适应东道国的制度[50],否则其企业就不能顺利运转,其利益也就没法得到实现。研究表明,外商决定对外投资不仅是为了利用东道国已有的资源,而且是为了通过在不同地区的相互影响扩张他们的资源和能力。因此,有利于增加其资源和能力的制度对于FDI更具有吸引力。落后的制度安排则会增加对外投资的寻找、谈判和执行成本。[51]这就意味着FDI在这样的国家建立新的企业必须承担较高的交易成本,同时也阻碍了潜在交易的发生。[52]Globerman和Shapiro[53]认为,同样的因素对于FDI的流入和流出都产生影响。Levchenko[54]认为,制度差距可能是比较优势的源泉,一些部门比另外的部门更具有制度密集度,这就创造更多贸易机会。Alfaro等[55]认为,不好的制度是解释为什么穷国只能吸引少量FDI的原因。Fan等[56]对中国研究显示,中国的制度缺陷可能导致中国不能吸引更多FDI。
  综合上述,制度作为东道国区位优势的一个重要方面,影响外商投资的区位选择,并且相对于“自然资产”,制度作为创造性资产吸引FDI的作用和地位越来越重要。所以,笔者认为外商直接投资是带动经济增长的潜在因素,其潜能的发挥需要一个合适的制度安排。没有良好的制度安排,FDI可能导致相反的结果,甚至阻碍经济增长,可能有利于外国企业的投资收益率而不利于东道国本国的社会收益率。所以,东道国良好的制度安排对于吸引FDI和FDI潜能的发挥显得尤为重要。
  三、模型和数据
  (一)生产函数模型和数据来源
  设任意的多种生产要素的柯布—道格拉斯生产函数:
  OUTPUT=AXα11Xα22…Xαnn(1)
  其中Xi表示第i种生产元素的投入量。A和αi均为正常数,OUTPUT是产出。进行对数运算得:
  LnOUTPUT=LnA+α1LnX1+α2LnX2+…+αnLnXn(2)
  (2)表示投入与产出之间的线形关系,考虑时间变化,又根据上述理论分析,我们把制度作为解释变量引入生产函数,同时根据传统方式,模型中应包含投资(国内投资和FDI)。此外,根据经济学理论,增长取决于是否具有良好的基础设施和稳定的经济环境。参数分别用Ci(i=0,1,2…)表示。所以,定义生产函数如下:
  OUTPUTit=c0+c1GCFit+c2FDIit+c3REGIit+Σj=4cCTRLijt+μit
  (3)
  其中:OUTPUT是因变量,表示经济增长,用人均GDP(GDPPC)作为其代理变量;GCF是国内投资总额;FDI代表国际直接投资,这里使用它的实际存量FDISTOCK;REGI表示制度变量,用经济自由度作为其代理变量;CTRL是其他控制变量,包括劳动(用表示小、中、大学生注册率作为其代理变量,表示为EPG、ESG和ETG)、经济环境的稳定度(用通货膨胀率INFL作为其代理变量)和基础设施水平(用100人中固定和移动电话的人数FMP作为代理变量);i(i=1,2,…,23) 和t(t=1999,…,2006)分别表示第i个国家和第t年;μ表示残差项。由于经济含义的不同,以下5个模型的解释变量有所变化。
  在本研究中,我们使用经济自由度作为制度的代理变量,数据来自Frazer数据库。GDPPC、FDISTOCK和GCF数据来自UNCTAD(2008),EPG,ESG,ETG和FMP数据来自世界银行(2008)。把所有变量的原始值经过归一化处理后,再乘以10,这样变量在量纲上一致,而且其变化范围在0到10之间,我们使用E-views6.0进行模型估计。
  (二)个体固定效应模型
  面板数据模型可以划分为3种类型:变系数模型、混合回归模型和变截距模型。其中,变截距模型又分为随机效应模型和固定效应模型。随机效应模型包括个体随机效应和个体时间随机效应。固定效应模型分为个体固定效应、时点固定效应和时点个体固定效应。
  建立面板数据模型的第一步便是检验样本数据究竟符合上面哪种面板数据模型形式,从而避免模型设定的偏差,改进参数估计的有效性。假定变系数模型的残差平方和为S1,变截距模型的残差平方和为S2,不变系数模型的残差平方和为S3。构造统计量:
  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)]
  若统计量F2的值小于给定置信度下的相应临界值,则认为样本数据符合不变系数模型;反之,继续检验,如果统计量F1的值小于给定置信度下的临界值,则用变截距模型,反之用变系数模型。[57]
  变截距模型分为固定影响变截距模型和随机影响变截距模型。固定效应模型分为3种类型,即个体固定效应模型、时点固定效应模型和时点个体固定效应模型。这里只介绍个体固定效应模型。如果从时间和个体上看,面板数据回归模型的解释变量对被解释变量的边际影响均是相等的,而且除模型的解释变量之外,影响被解释变量的其他所有(未包括在回归模型或不可观测的)确定性变量的效应只是随个体变化而不随时间变化时,这时,面板数据回归模型应该设定为个体固定效应模型,其模型的一般形式为:
  yit=δ+λi+ΣKkβkxkit+μit(4)
  或者Y=lNTδ+λlT+Xβ+U(5)
  如果模型(5)满足下面的6个假设,通常称为协方分析模型。
  (三)个体固定效应模型的设定检验
  对于个体固定效应模型(4),F检验的零假设为:
  H0∶λ1=λ2=λ3=…=λN-1=0
  设RRSS是有约束模型(混合数据回归模型)的残差平方和,URSS是无约束模型的协方差估计的残差平方和,或者LSDV估计的残差平方和。则在零假设H0下,
  F=(RRSS-URSS/(N-1)URSS/(NT-N-K+1)~F(N-1,N(T-1)-K+1)
  因此,在给定的显著性水平下,如果拒绝零假设H0,则将模型设定为个体固定效应模型是合理的。
  (四)个体固定效应模型参数估计方法
  固定效应模型参数的估计方法有两种,一种是最小二乘哑元变量估计(LSDV),另外一种是协方差分析估计(ANCOVA)。
  为了获得模型参数的无偏有效估计,采用LSDV方法,模型的随机误差项必须满足如下假设:
  假设1 E(Ui)=0 ;
  假设2 E(UiU′i)= δ2IT;
  假设3 E(UiU′j)=0,i≠j;
  假设4 E(X′U)=0 ;
  假设5 rank(X′X)=rank(X)=k;
  假设6 解释变量是随机的,且当N,T→∞时,T-1X′X→Q,Q是一个有限值的非退化矩阵。
  如果模型(4)满足假设1至6,则它就是包含N个虚拟变量的多元回归模型。于是可以应用最小二乘法估计模型系数。在实际应用中将模型设定为模型(4)时,没有考虑随个体变化而不随时间变化的不可观察(或不可度量)因数对模型估计的影响,其误差项很难满足假设1至3,也使得LSDV估计量是无效的。其次,当个体数N较大时,LSDV估计的自由度成倍减少,也使得估计量偏倚。此外,LSDV也无法克服虚拟变量陷阱和伴随参数等问题。[58]协方差分析模型(ANCOVA)可以克服这些缺陷,获得较理想的参数估计。[59]
  四、实证结果分析
  (一)模型检验
  我们首先检验样本数据是否适合面板数据模型,如果适合面板数据模型,然后检验适合固定效应模型还是随机效应模型。如果适合固定效应模型,然后再通过检验确定是否适合个体固定效应模型。在检验适合固定效应模型还是随机效应模型时,我们不使用Hauseman检验法。因为Hauseman检验只能判断模型适合随机效应还是固定效应。但是,如果适合固定效应,那么是个体固定还是时点固定或者是时点个体固定效应,Hauseman检验就无法判断了。所以,我们采用上面介绍的方法进行模型的检验。检验结果见表1。所有的临界值使用SPSS软件计算出来。可以看出,在5%的显著水平上,模型1满足F2大于其临界值,F1都小于其临界值,那么模型1适合变截距模型。同理,模型2和模型3在10%的显著水平上,模型4在1%的显著水平上,模型5在1%的显著水平上,都适合变截距模型。总的说来,5个模型都适合变截距模型(至少在10%的显著水平上)。同时,所有模型的F值大于临界值,拒绝原假设,因此适合建立个体固定效应模型,也就是方程(4)。
  我们采用广义最小二乘协方差估计,由于截面存在异方差,使用截面残差的方差作为权重,结果见表2。因变量是人均国民生产总值(GDPPC)。
  表1 模型检验
  模型1模型2模型3模型4模型5
  因变量GDPPCGDPPCGDPPCGDPPCGDPPC
  自变量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临界值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临界值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临界值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:*,**,***分别表示在1%、5%和10%的水平上显著
  表2 制度、FDI和增长的关系
  变量模型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
  显著水平很低很低很低很低很低
  D-W1.6961351.8323171.7751561.6535621.845642
  注:*,**,***分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。小括号内是t值
  (二)模型结果
  模型的实证结果见表2。需要说明的是,由于具有时滞性,我们使用制度前一年的值作为今年的代理变量值,用大学注册率前一年的值作为今年的代理变量值,进行模型估计。5个模型解释变量有所不同,但所有模型的F值大于临界值,模型通过显著检验;调整的R2值都较大,达到了0.99,说明了模型的拟合度好。模型里的解释变量的t值较大,所以自变量的系数通过显著性检验(至少在10%的水平上)。因此,模型和解释变量对经济问题具有很强的解释能力。
  协方差反映了两个变量的波动状况,如果协方差为正,说明两个变量同方向变化;如果为负,说明两个变量反方向变化;为0,则说明两个变量是独立的。系数协方差矩阵显示,对角线上的数据很小,几乎为0,说明了各个解释变量不存在自相关;对角线以外的数据也很小,几乎为0,说明解释变量之间不存在共线性,相互之间是独立的。这满足解释变量严格外生性的要求,因此协方差估计就是一致的,结果具有较强的说服力。注意,限于篇幅模型系数协方差矩阵没有列出。
  在每个模型里增加了规则变量,目的是检验模型的稳定性。根据结果(见表3),调整的R2值都较大,达到了0.99,模型的显著性和拟合度仍然很好;解释变量的t值较大,通过显著性检验(至少10%的水平上)。此外,原来模型里的解释变量的系数变化不大,说明模型具有较强的稳定性,模型结构设计合理。其中模型5的检验,规则变量取滞后一期的值。
  模型(1)到模型(5),国内投资的系数分别为0.76、0.78、0.77、0.78和0.83,而且都通过了T值检验,说明国内投资对经济增长产生显著的正效应,对经济增长的贡献最大,国内投资增加1个单位,人均GDP约增加0.78。国际直接投资的系数在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分别等于0.11、0.08、0.1和0.08 ,所有的T值都通过检验,说明FDI对经济增长产生积极的正效应, 就影响的大小而言,小于国内投资。制度变量系数在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分别等于0.07、0.07、0.05和0.05,说明制度变量对经济增长产生正效应,但小于国内投资和FDI。
  值得注意的是,制度与FDI的交互项(系数为0.114)对人均GDP的贡献大于FDI的贡献,也大于制度变量本身对经济增长的贡献,说明了FDI只有在良好的制度条件下,才能进一步促进经济增长。所以,东道国的制度质量是FDI潜能能否充分发挥的必要条件。
  表3 模型的稳定性检验
  变量模型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:*,**,***分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。小括号内是t值
  (三)制度对国内投资和FDI的影响
  考察制度和FDI对国内投资的影响,以便进一步发现它们之间联系的规律。联合国贸易和发展会议提供了下面的方程用于计量检验(UNCTAD,1999)。
  GCFt=α+β1Ft+β2Gt+εt(6)
  GCFt表示国内总投资,Ft代表国际直接投资FDI,Gt代表产出,εt是随机误差项。为了说明制度对国内投资的影响,我们在上面方程中加入制度变量REGI以及制度与FDI的交互项,Ft和Gt分别取国际直接存量(FDISTOCK)和人均国民生产总值(GDPPC),得模型:
  GCFit=α+β1GDPPCit+β2REGIit+β3FDISTOCKit+β4FDISTOCKREGIit+εit (7)
  由于制度变量的作用的时滞性,我们使用其前一期值进行模型估计。结果见表4。接下来考察制度对FDI的影响。根据UNCTAD的分类,FDI的决定因素分为传统因素和非传统因素两大类。传统因素中最重要的是东道国市场规模。地区的开放水平、市场化程度以及政府的有效干预度等制度因素在吸引FDI过程中的重要性却愈来愈重要。因为跨国公司追求的是长期利益,关系着市场经济效率高低的制度环境则成为FDI进行区位选择时考虑的首要因素。所以,我们把人均GDP、基础设施和制度变量作为解释变量,FDI作为被解释变量,假设它们存在线性关系,建立模型:
  FDIit=c+c1GDPPCit+FMPit+REGIit+μit(8)
  FDI值取其存量FDISTOCK,μit误差修正项。由于时滞性,使用GDPPC前一年的值作为GDPPC的代理变量值,进行估计。结果见表5。
  表4 FDI、制度和国内投资关系
  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的关系
  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和制度对增长的影响程度和方式
  变量影响方式 相关系数 影响程度指数2影响渠道影响程度
  制度直接作用间接作用0.060.1110.17直接促进FDI流入弱很弱
  FDI直接作用间接作用0.09250.081.541.05直接挤进国内投资弱弱
  制度和FDI交互项直接作用间接作用0.110.181.832.34直接挤进国内投资中等强
  由表4和表5可以看出,单独的制度变量对国内投资产生负效应,系数为-0.05,说明了制度安排不利于国内投资。FDI对国内投资产生正效应,系数为0.08。FDI与制度交互项的系数为0.18,说明交互项对国内投资的效应明显,暗示在良好制度安排下,FDI对国内投资产生挤进效应远远大于FDI本身。制度对FDI产生正效应,系数值为0.11,说明发展中国家的制度有利于FDI的流入。
  表6说明,单独的FDI变量和制度变量对经济增长的效应不明显,但二者的相互项对增长产生显著的正效应,其作用的渠道是有两个:一个是直接作用经济增长,相关系数为0.11,影响指数为1.83;另外一种是通过促进FDI的流入,间接促进经济增长,相关系数为0.18,影响指数为2.34。因而,东道国良好的制度安排是FDI溢出效应实现的条件。
  然而,制度变量本身系数在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分别等于0.07、0.07、0.05和0.05,说明制度变量对经济增长的作用程度小。此外,制度对国内投资产生负效应(系数为0.05)(见表4)。可见,制度变量单独对增长的效应不明显。
  从历史的角度分析,主要源于历史形成的无效的制度结构。二战以后,发展中东道国大都常用大而公的产权模式,计划在资源配置中处于支配地位,市场制度特别是价格机制没有成为配置资源的主要力量,社会资源配置及整个制度效率无法保障,经济处于低增长或停滞状态。因此,发展中东道国的制度处于非均衡状态,制度供给不适应制度需求,制度的净收益很小,或者为0,远没有达到“帕累托最优”。
  为了摆脱制度的僵滞状态,发展中东道国政府普遍采用的方法是引进FDI,同时纷纷作出政策和规则的调整加速经济的自由化、私有化和市场化进程,把制度变革作为经济变革的基础。但是,由于旧制度的惯性和新制度的时滞性,FDI对经济增长的溢出效应没有充分发挥出来,体现在上述模型里就是变量系数偏小(在模型(1)、模型(2)、模型(3)和模型(5)里分别等于0.11、0.08、0.1和0.08远远小于国内投资的贡献度)。进一步,转型的发展中国家处于经济转型特殊阶段,经济制度具有二元性,要素结构没有通过市场信息显示出来。这样,东道国与FDI在争夺市场资源等方面容易发生冲突,不利于发展中东道国在利用FDI的过程形成竞争优势,因而对东道国经济增长的正效应不明显。
  五、结论和政策建议
  本文采用23个吸引国际直接投资最多的发展中国家的面板数据,利用个体固定效应模型和协方差分析法,从制度的视角研究国际直接投资与发展中东道国经济增长联系的规律。
  制度与国际直接投资对经济增长都产生直接和间接的双重影响,但影响程度偏弱。制度与FDI的交互项,无论从直接的角度还是间接的角度,都显著地对经济增长产生正效应。就FDI而言,其作用经济增长的主要渠道是通过与制度的相互作用,直接促进经济增长;同时,通过挤进国内投资对增长产生强的正效应。因此,FDI能否发挥其潜能,FDI溢出效应的实现以及实现的程度,取决于东道国的制度质量。所以,好的制度是FDI技术溢出的保障。有效率的制度安排是FDI实现溢出效应促进经济增长的终极原因。
  所以,发展中东道国FDI政策的目标选择重点是通过利用FDI引进一揽子经营资源(包括技术、知识、技能、管理、市场机会和商业模式等),实现溢出效应的最大化,增强东道国经济的内生性。为此,发展中东道国应该实行经济制度的创新,通过市场机制,实现对FDI一切资源的吸收和利用。更为重要的是,应该强化政治制度的改革。政治体制实质上是一种对“稀缺资源”配置与支配的体制。它是否有效直接决定了资源的使用效率和经济成就。这里,重要的一点就是协调好政府强权与个人权利保障之间关系。为此,笔者认为,制度设计和安排应充分考虑共容利益,即:某个理性地追求自身利益的个人或拥有相当凝聚力和纪律的组织,如果能够获得社会总产出增长额中的相当大部分,同时又会因社会产出的减少而遭受极大的损失,则其在社会中就拥有共容利益;共容利益给所涉及到的个体以刺激,诱使其关心全社会的长期稳定增长。为了实现共容利益,就必须建立强化市场型政府。[60 ]这为发展中国家的政治体制的改革提供了借鉴和参考。
  
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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
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