曹亞軍

（河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，鄭州 450002）

0 引言

文獻(xiàn)研究表明，F(xiàn)DI流向具有更優(yōu)的制度質(zhì)量的國家，劣等的制度質(zhì)量能夠阻擋FDI的流入。例如,Daude和Stein(2007)提出了劣等的制度質(zhì)量可以阻止FDI流入的兩個(gè)途徑,劣等的制度能表現(xiàn)得像一種稅務(wù),因此它們是FDI的一種成本。劣等的制度質(zhì)量也可以增加與所有類型的投資相關(guān)的不確定性,包括FDI。在本文中,我們假定,劣等的制度質(zhì)量可以增加FDI流入的波動性,這種波動性對經(jīng)濟(jì)增長具有不利影響。制度質(zhì)量和FDI的研究成果是豐富的，但是制度質(zhì)量和FDI波動性之間的關(guān)聯(lián)卻被忽視。本文的研究同時(shí)關(guān)注到制度環(huán)境與FDI水平及FDI波動性的關(guān)系。

1 變量設(shè)計(jì)、數(shù)據(jù)選取及統(tǒng)計(jì)分析

本文的樣本包括1996～2006年間164個(gè)發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，考慮到2007～2009年全球市場的廣泛動蕩,樣本截止在2006年。

FDI水平以凈流入(占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重)進(jìn)行衡量，取自于2009世界發(fā)展指標(biāo)(WDI)數(shù)據(jù)庫。FDI的波動性由FDI水平的方差來測量。從表1可以觀察到FDI流入的標(biāo)準(zhǔn)差是23，而FDI波動性的標(biāo)準(zhǔn)差是764，表明FDI流入的年度同比變動具有很強(qiáng)的波動性。

近年來在涉及制度因素的各類跨國研究中,使用頻率最高的為Kaufmann等人(2007)構(gòu)建的政治治理指標(biāo)體系。本文直接采用Kaufmann指標(biāo)，該指標(biāo)體系包含了六大綜合指標(biāo)：話語權(quán)和問責(zé)制、政局穩(wěn)定性、政府效率、管制質(zhì)量、法律法規(guī)和防治腐敗。實(shí)證分析利用了由全球治理指標(biāo)(WGI)開發(fā)的治理數(shù)據(jù)庫，它記錄了在1996～2006年間一些國家的指標(biāo)。這些指標(biāo)彼此高度相關(guān),因此在一個(gè)單一的回歸方程很難全部使用它們。因此,我們遵循了Globerman和Shapiro(2002)的方法，通過使用因子分析抽取治理的六項(xiàng)指標(biāo)的第一主成分。這種聚合度量和治理的描述性統(tǒng)計(jì)相同，在表1的第三列顯示。所有其他宏觀經(jīng)濟(jì)獨(dú)立變量都來自WDI數(shù)據(jù)庫。我們首先用最重要的解釋變量即人均GDP增長(年均百分比)來代表經(jīng)濟(jì)增長、生活水平，貿(mào)易水平(占GDP的比重)來衡量外在的貿(mào)易政策導(dǎo)向。國內(nèi)投資由資本形成總額(占GDP的比重)來表示，代表一個(gè)國家的國內(nèi)投資環(huán)境。我們假設(shè)私人境內(nèi)投資者比外國投資者獲得更多的關(guān)于東道國的商業(yè)環(huán)境的信息，在信息不對稱的前提下,國內(nèi)投資對于外國投資者充當(dāng)著反映國內(nèi)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的信號。因此,國內(nèi)投資聚集FDI。在FDI波動的回歸分析中,我們利用貨幣和準(zhǔn)貨幣增長(年均百分比)—一個(gè)由貨幣政策當(dāng)局控制的變量,代表貨幣政策的扭曲。Russ(2007)表示貨幣供應(yīng)的增長會通過匯率影響FDI流入的不確定性。我們推斷貨幣供應(yīng)增長將導(dǎo)致更高的FDI的波動性。

表1 描述統(tǒng)計(jì)量

2 模型設(shè)定、實(shí)證研究結(jié)果與分析

以下部分顯示了關(guān)于制度質(zhì)量、FDI水平以及FDI波動之間關(guān)系的回歸結(jié)果。

2.1 FDI流入決定因素

采用以下模型來描述FDI流入的決定因素：

表2 相關(guān)矩陣

表3 FDI和治理—面板回歸

結(jié)果表明,正如假設(shè)那樣，治理對FDI具有顯著的正效應(yīng)。貿(mào)易系數(shù)是正的、顯著的，這支持了國家越開放越可以吸引更多的FDI流入的證據(jù)。國內(nèi)投資系數(shù)也是正的,這表明能夠動員國內(nèi)資源吸引FDI，但是,它是不顯著的。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長系數(shù)（GDPPCG)是負(fù)的,這表明更高的增長阻礙了FDI,因?yàn)殡S著生活水平上升成本(勞動和實(shí)物資本)更高。然而,它也不顯著。

接著要考慮內(nèi)生性問題，國家不是外在賦予的能夠促進(jìn)良好治理的機(jī)構(gòu)。事實(shí)上，治理是由法律的起源、管理國家的法律類型和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平內(nèi)生決定的。工具變量(IV)估計(jì)可以用來糾正這種內(nèi)生性。根據(jù)Wooldridge(2000,p.472),IV方法的目的是提供更好的評估模型。Mauro(1995),Hall和Jones(1999),Daude和Stein(2007),Benassy-Quere et al.(2007)在分析中都使用了工具變量。Hausman檢驗(yàn)拒絕了一致性的OLS估計(jì)的假設(shè)(t-statistic=1.872)，確認(rèn)了治理變量的內(nèi)生性。因此，我們在表3中描述了OLS估計(jì)和IV估計(jì)。計(jì)量檢驗(yàn)表明制度質(zhì)量改變一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差導(dǎo)致FDI流入改變1.69倍。La Porta,Lopez-de Silanes,Shleifer 和 Vishny(1997)，La Porta、Lopez-de Silanes、Shleifer、和 Vishny(1998)，La Porta、Lopez-de Silanes、Shleifer和 Vishny(2000),后來被稱為LLSV,已經(jīng)建立了一個(gè)法律環(huán)境和金融市場之間的聯(lián)系。LLSV認(rèn)為法律準(zhǔn)則的起源是治理質(zhì)量以及一個(gè)國家的金融市場的規(guī)模和范圍的一個(gè)重要決定因素。例如,通過強(qiáng)有力的法律執(zhí)法和法定求償權(quán)以及可靠的財(cái)產(chǎn)權(quán)對于吸引潛在外國投資者是完全必要的。根據(jù)David和Brierley(1985)，法律基礎(chǔ)起源于四個(gè)國家(英系、法系、斯堪的納維亞系和德系)和兩個(gè)主要的法律系統(tǒng)(大陸法系又叫民法法系，普通法系又叫英美法系)。LLSV發(fā)現(xiàn)相比大陸法系國家,英美法系國家更傾向于提供更有力的保護(hù)和更大的資本市場。

如果法律環(huán)境有所改善(這可能是保護(hù)投資者免征)，那么金融家們更有可能投資于這些市場,所以FDI將有可能增加。表3顯示了IV估計(jì)結(jié)果。第(2)列顯示了使用法律淵源作為工具的IV估計(jì)。結(jié)論表明，治理的IV估計(jì)對FDI具有顯著的正效應(yīng)。貿(mào)易的重要性保持不變。國內(nèi)投資的系數(shù)有一個(gè)負(fù)號,但并不顯著。人均GDP增長系數(shù)仍為負(fù)值,不顯著。

本文還使用普通法系和自變量的滯后值做為治理機(jī)制的工具變量，結(jié)果顯示在表3第(3)列。LLSV(1998)表明,英國普通法國家似乎比法國民法國家有更大的GDP市值。Buchanan and English(2007)表明,英國普通法國家的市值往往有較低的增長率和較高的由GDP衡量的市值水平。他們建議尋求新興市場利益的投資者在一定程度上以他們投資的國家的法律依據(jù)為基礎(chǔ)選擇他們的投資。第3列顯示,治理的IV估計(jì)有一個(gè)正號,但是它不再是顯著的。貿(mào)易系數(shù)很顯著。國內(nèi)投資的系數(shù)仍為負(fù)值,它是不顯著的。人均GDP增長系數(shù)對的FDI有顯著負(fù)效應(yīng)。

固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果分別顯示在列(4)和列(5)中。Hausman檢驗(yàn)證實(shí)了隨機(jī)效應(yīng)是適用的,它的GLS估計(jì)是一致且高效的(Chi-sq統(tǒng)計(jì)量=16.807)。列5中顯示治理系數(shù)有顯著的正效應(yīng)，與我們的預(yù)測相同。

總之,表3的結(jié)果顯示了用5個(gè)參數(shù)的3個(gè)回歸(即列1、2和5)中治理對FDI具有顯著的正效應(yīng)，揭示了具有良好制度質(zhì)量的國家可以吸引更多的外國投資者。

2.2 FDI波動的結(jié)果

在以下模型中FDI的波動性(VFDI)是因變量：

表4第(6)列顯示了OLS回歸結(jié)果,治理對FDI的波動具有顯著的負(fù)效應(yīng)，治理良好的國家可以降低波動性,從而降低FDI的不確定性。貿(mào)易系數(shù)都是正的、顯著的。貨幣系數(shù)和準(zhǔn)貨幣的增長也是正的,表明貨幣政策扭曲增加了FDI的波動性，然而,它是不顯著的。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長(GDPPCG)對FDI的波動有一個(gè)顯著的正效應(yīng)，表示在經(jīng)濟(jì)高速增長的國家，F(xiàn)DI流入波動較大,具有相當(dāng)大的不確定性。

表4 FDI波動和治理—面板回歸

Hausman檢驗(yàn)拒絕了一致OLS估計(jì)的假設(shè)(t統(tǒng)計(jì)量=2.376)，治理變量具有內(nèi)生性，與表3中顯示的IV估計(jì)相類似，我們在表4的第(7)列中采用了國家法律的起源作為工具變量。結(jié)果表明,治理對FDI的波動具有顯著的負(fù)效應(yīng)。貿(mào)易系數(shù)依然是正的、顯著的。貨幣系數(shù)、準(zhǔn)貨幣增長和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長系數(shù)都是正的,但他們是不顯著的。第(8)列中顯示選擇普通法和自變量的滯后值作為工具，治理對FDI的波動性仍然具有顯著的負(fù)效應(yīng)，貿(mào)易系數(shù)不再是顯著的。貨幣系數(shù)、準(zhǔn)貨幣增長和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的系數(shù)符號由正變?yōu)樨?fù)。

固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果分別顯示在第9列和第10列。Hausman檢驗(yàn)拒絕了殘差值和回歸量之間沒有相關(guān)性的原假設(shè)(Chi-sq統(tǒng)計(jì)量=3.515),因此固定效應(yīng)模型的聯(lián)合OLS估計(jì)量是一致的。第9列顯示的固定效應(yīng)模型，表明了治理對FDI波動性具有顯著的負(fù)效應(yīng)?？刂谱兞康南禂?shù)有效。

綜上所述,表3和4顯示的結(jié)果表明在1996～2006年間164個(gè)國家的樣本中，治理對FDI流入具有顯著的正效應(yīng)，但是它對FDI波動性具有顯著的負(fù)效應(yīng)。這表明，良好的治理不僅吸引更多FDI流入，同時(shí)也會減少流入的波動性。

3 結(jié)論

本文采用1996～2006年間164個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了制度質(zhì)量對FDI的影響，特別是檢驗(yàn)了制度質(zhì)量與FDI水平以及FDI流入的波動性之間的關(guān)系。

計(jì)量檢驗(yàn)表明制度質(zhì)量改變一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏差導(dǎo)致FDI變化1.69倍。雖然與組合投資相比，學(xué)者們“吹噓”FDI的“穩(wěn)定性”,但是我們發(fā)現(xiàn)FDI是不穩(wěn)定的,而且這種波動性有重大的制度先行。我們的研究結(jié)果表明,治理(制度質(zhì)量的代表)對FDI的波動性具有顯著的負(fù)效應(yīng)。我們通過使用工具變量(IV)處理治理和FDI之間潛在的內(nèi)生性問題，包括IV估計(jì)的一系列的計(jì)量檢驗(yàn)證實(shí)了我們結(jié)果的穩(wěn)定性。利用FDI已經(jīng)成為發(fā)展中國家促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的必然選擇,本文研究結(jié)論的政策含義是非常直觀的，那就是:中國要想大力吸引FDI,就必須首先在制度改革上有重大突破以大大提高中國的制度質(zhì)量。提高我國制度質(zhì)量的關(guān)鍵是推進(jìn)我國政治體制改革，這也是建立強(qiáng)化市場型政府的前提。政治體制在一定程度上決定一國的制度質(zhì)量。我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式也應(yīng)該從重視制度數(shù)量的增加到重視制度質(zhì)量的提高。提高制度質(zhì)量是轉(zhuǎn)變我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的制度基礎(chǔ)，科學(xué)的發(fā)展必須建立在高質(zhì)量的基礎(chǔ)上。高質(zhì)量的制度,即完備的、具有公信力和執(zhí)行力的制度體系對經(jīng)濟(jì)增長具有基礎(chǔ)性的推動作用，反之,對產(chǎn)權(quán)、合同不能夠有效保護(hù)則無法減少不確定性和機(jī)會主義行為,這將成為長期經(jīng)濟(jì)增長的瓶頸。

[1]張建紅，周朝鴻.中國企業(yè)走出去的制度障礙研究——以海外收購為例[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010,(6).

[2]成力為,戴小勇，杜三平.制度質(zhì)量、金融發(fā)展對發(fā)展中國家跨國權(quán)益資本流動的影響——基于資產(chǎn)轉(zhuǎn)換為資本的視角[J].大連理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版）,2012，(3).

[3]邵軍，徐康寧.制度質(zhì)量、外資進(jìn)入與增長效應(yīng):一個(gè)跨國的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì),2008，(7).

[4]Wolf,M.Fixing Global Finance.New Haven:John Hopkins Press,2008.

[5]Daude,C.,Stein,E.The Quality of Institutions and Foreign Direct Investment[J].Economics and Politics,2007，19(3).

[6]Lensink,R.,Morrissey,O.Foreign Direct Investment:Flows,Volatility and the Impact on Growth[J].Review of International Economics,2006，14(3).

[7]World Development Indicators[Z].The World Bank:Washington D.C,2009.

[8]Globerman,S.,Shapiro,D.Global Foreign Direct Investment Flows:The Role of Governance Infrastructure[J].World Development,2002，30(11).