黃亮雄， 孫湘湘， 王賢彬

一、引 言

20世紀(jì)90年代中期以來，全球外商直接投資顯著增長。同一時期，流入新興經(jīng)濟(jì)體的外商直接投資也大幅度增加。在過去四十多年，中國經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就，這一時期也是外商投資流入中國的黃金時期。外商直接投資為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的管理經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)進(jìn)步及產(chǎn)業(yè)競爭力提升發(fā)揮了積極的作用。但轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體中不完善的制度環(huán)境可能為外商投資者帶來更高的業(yè)務(wù)風(fēng)險和交易成本(Rottig, 2016)。因此，為吸引外商直接投資，眾多發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟(jì)體的政策制定者都紛紛采取形式不同的投資鼓勵措施，如減稅、補(bǔ)貼專用基礎(chǔ)設(shè)施、土地使用優(yōu)惠及融資便利等。為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，黨中央及國務(wù)院力推簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù)政策，商事制度改革作為其中一項(xiàng)重大改革舉措，為吸引外商直接投資營造良好的營商環(huán)境。

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明制度因素在吸引外商直接投資流入中扮演著越來越重要的作用，并且與新興經(jīng)濟(jì)體的研究密切相關(guān)。中國的資本和產(chǎn)品市場缺乏公開信息，受政府干預(yù)影響、地方保護(hù)主義嚴(yán)重等不完善的制度環(huán)境導(dǎo)致外商投資者在獲取信息方面要付出額外的成本(Chen et al., 2019)，影響了外商直接投資者的投資決策。商事制度改革是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要一環(huán)，是簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù)的重要組成部分，更是我國優(yōu)化制度質(zhì)量一次有益的改革實(shí)踐。鑒于此，本研究重點(diǎn)考察近年來的商事制度改革是否對外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)流入產(chǎn)生影響，并進(jìn)一步分析影響商事制度改革與FDI流入關(guān)系的異質(zhì)性條件。從理論上分析，商事制度改革的實(shí)施減少了政府對市場不合理的干預(yù)，包括簡化行政審批流程、前置審批取消或者后置等，這些制度改革都大大便利了外商直接投資進(jìn)入中國開展投資活動，提高了中國市場對外商投資的吸引力。

鑒于此，本文以近年來實(shí)施的商事制度改革為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，在手工收集中國284個地級市的商事制度改革數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)考察了商事制度改革實(shí)施對FDI流入的影響。研究結(jié)果表明，商事制度改革的實(shí)施顯著促進(jìn)了FDI流入，且這一結(jié)論通過了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本研究進(jìn)一步對商事制度改革影響FDI流入的異質(zhì)性條件進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)果表明勞動力質(zhì)量的提升，政府科技投入的增加和市場化程度的改善，均能強(qiáng)化商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)。本文的研究結(jié)果表明了完善高質(zhì)量發(fā)展的制度體系和政策環(huán)境，是提升對外開放質(zhì)量的先決條件。

本研究主要從以下幾個方面對現(xiàn)有的文獻(xiàn)進(jìn)行深入拓展：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了政治風(fēng)險、政府質(zhì)量及文化差異等制度因素對外商直接投資流入的影響(Javorcik & Wei, 2009)。然而，新興市場的制度環(huán)境不同于發(fā)達(dá)國家(Uddin et al., 2019)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、文化傳統(tǒng)及社會制度變遷等方面具有特殊性，因此，關(guān)于新興經(jīng)濟(jì)體中制度與外商直接投資關(guān)系的研究還有較大的拓展空間。本文的分析有助于深化新興經(jīng)濟(jì)體制度環(huán)境變化與外商直接投資關(guān)系的相關(guān)研究。第二，由于規(guī)制的性質(zhì)已經(jīng)發(fā)生了深刻的變化，不管是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，規(guī)制政策的制定又再次引起了學(xué)術(shù)界的關(guān)注，但較少研究分析不同規(guī)制政策下外商直接投資的流入。我國近年提出了商事制度改革，是我國市場準(zhǔn)入與監(jiān)管中的重要制度創(chuàng)新和服務(wù)創(chuàng)新，但我們發(fā)現(xiàn)關(guān)于商事制度改革影響外商直接投資流入的研究還較為匱乏。本文較好地補(bǔ)充和完善了此類文獻(xiàn)的不足。第三，與現(xiàn)有文獻(xiàn)定性探討商事制度改革不同，本文的研究內(nèi)容屬于定量識別商事制度改革經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的文獻(xiàn)，不僅是對中國改革實(shí)踐的理論分析，更是為理解放松規(guī)制對促進(jìn)外商直接投資流入提供新的參考。同時，在考察商事制度改革對外商直接投資的影響中，還識別了商事制度改革影響外商直接投資的異質(zhì)性條件，這對于深入剖析商事制度改革的影響機(jī)理提供了新的思路。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為商事制度改革的背景及文獻(xiàn)綜述；第三部分實(shí)證模型設(shè)定、指標(biāo)構(gòu)建和數(shù)據(jù)說明；第四部分為實(shí)證結(jié)果分析；第五部分為異質(zhì)性檢驗(yàn)；最后為本文結(jié)論及政策建議。

二、商事制度改革的進(jìn)展及文獻(xiàn)綜述

(一)商事制度改革的進(jìn)展

黨中央及國務(wù)院力推簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù)政策，旨在減少行政審批，降低市場準(zhǔn)入門檻，簡化行政流程，提高政府服務(wù)效率并降低制度性交易成本。商事制度改革是簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù)的重要組成部分，也是社會主義市場經(jīng)濟(jì)體系的重要組成部分。商事制度是對市場主體開展市場活動的制度及政策規(guī)定。中國的商事制度脫胎于計劃經(jīng)濟(jì)體制，捆綁市場主體資格與經(jīng)營資格，以審代管，提高了市場準(zhǔn)入的門檻，且準(zhǔn)入程序復(fù)雜、準(zhǔn)入手續(xù)繁瑣(艾琳和王剛，2014)。在市場監(jiān)管方面，注重事前審批許可，前置審批項(xiàng)目眾多，忽視事中事后監(jiān)管，且行政監(jiān)管存在不規(guī)范和隨意性等特點(diǎn)。這些都大大增加了企業(yè)創(chuàng)立和經(jīng)營過程中的制度性交易成本，阻礙了市場配置資源效率的提高，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

2012年國務(wù)院常務(wù)會議批準(zhǔn)廣東省開展行政審批制度改革的先行先試，廣東部分地級市逐步試點(diǎn)商事制度改革。2013年十八大二中全會審議通過《國務(wù)院機(jī)構(gòu)改革和職能轉(zhuǎn)變方案》。2014年全國范圍內(nèi)實(shí)施商事制度改革，正式拉開了商事制度改革的序幕(王賢彬和黃亮雄，2019)。國務(wù)院于2014年6月下發(fā)了《關(guān)于促進(jìn)市場公平競爭維護(hù)市場正常秩序的意見》，要求堅(jiān)持放管并重，實(shí)行寬進(jìn)嚴(yán)管，完善市場監(jiān)管體系。2015年商事制度改革不斷推進(jìn)，國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于加快推進(jìn)“三證合一”登記制度改革的意見》，全面實(shí)施“三證合一”、“一照一碼”改革。國務(wù)院下發(fā)了《關(guān)于“先照后證”改革后加強(qiáng)事中事后監(jiān)管的意見》，明確了“誰審批、誰監(jiān)管，誰主管、誰監(jiān)管”的市場監(jiān)管原則，初步構(gòu)建了商事制度改革中市場監(jiān)管的新模式。2016年商事制度改革不斷深化，并加快實(shí)施“五證合一”制度改革。由此可知，商事制度改革是我國市場準(zhǔn)入與市場監(jiān)管方面的一次重要的制度創(chuàng)新，逐漸成為推進(jìn)行政體制改革和政府職能轉(zhuǎn)變的重大突破口。商事制度改革的紅利正不斷釋放。根據(jù)世界銀行發(fā)布的營商環(huán)境報告，2018年中國的營商環(huán)境排名第46位，進(jìn)入世界排名前50的經(jīng)濟(jì)體之類，比2017年的排名提升了32個名次。

(二)文獻(xiàn)綜述

新興市場外商直接投資急劇上升，這是國際商務(wù)中值得關(guān)注的現(xiàn)象。本文的研究主題聚焦商事制度改革對FDI流入的影響。根據(jù)本文的研究主題，我們主要從三個方面開展文獻(xiàn)綜述工作。一是FDI影響因素的文獻(xiàn)綜述，二是制度因素對FDI的影響的文獻(xiàn)綜述，三是商事制度改革產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的文獻(xiàn)綜述。

1. FDI影響因素的文獻(xiàn)綜述

幾十年來，學(xué)者們一直致力于探索決定一個國家FDI吸引力水平的主要因素。傳統(tǒng)理論中，學(xué)者們把重點(diǎn)放在經(jīng)濟(jì)因素上，如市場規(guī)模、勞動力成本、匯率、基礎(chǔ)設(shè)施等作為決定東道國吸引或阻止外國直接投資流入的關(guān)鍵解釋因素(Love & Lage-Hidalgo, 2000；劉洪鐸等，2016)。20世紀(jì)90年代，隨著North(1990)關(guān)于制度研究的影響逐漸擴(kuò)大，外商直接投資的影響因素的研究開始更多關(guān)注制度的影響。North(1990)認(rèn)為制度是一個社會的游戲規(guī)則，或者更規(guī)范地說，制度是構(gòu)建人類互動關(guān)系的人為設(shè)定的約束條件。擁有良好制度的國家更容易吸引FDI流入(Globerman & Shapiro, 2002)。制度發(fā)展(包括法律法規(guī)、透明度、政治穩(wěn)定、金融體系、腐敗水平等)是外商直接投資流動的重要決定因素(Javorcik & Wei, 2009)。盛丹和王永進(jìn)(2010)、茹玉驄等(2010)均認(rèn)為契約執(zhí)行效率或合約實(shí)施效率對外商直接投資的區(qū)位分布產(chǎn)生影響。除了對政府效率的考察外，呂朝鳳和陳霄(2015)還發(fā)現(xiàn)地方官員交流顯著正向影響FDI的流入。

2.制度因素與FDI關(guān)系的文獻(xiàn)綜述

越來越多的研究表明制度對經(jīng)濟(jì)長期增長至關(guān)重要，發(fā)達(dá)國家的制度質(zhì)量比發(fā)展中國家更好(Acemoglu et al., 2001)。根據(jù)對經(jīng)濟(jì)長期增長影響因素的分析，我們發(fā)現(xiàn)高效的制度能提高未來經(jīng)濟(jì)增長的潛力，同時也有利于吸引投資者。不完善的制度環(huán)境意味著企業(yè)必須支付額外的成本，如犯罪和腐敗。此外，由于沉沒成本較高，外商直接投資極易受到政策不確定性的影響，其中包括政府效率低下、貪污或產(chǎn)權(quán)和法律制度執(zhí)行不力等。眾多的研究證據(jù)表明，良好的制度環(huán)境是外國直接投資流入的重要決定因素。這種制度環(huán)境或管理基礎(chǔ)設(shè)施包括公司設(shè)立的便利性、政府效力、產(chǎn)權(quán)安全、司法系統(tǒng)的效率和政府廉潔等(Globerman & Shapiro, 2002)。地區(qū)政治和法律制度對FDI流入也產(chǎn)生重要的影響(Globerman & Shapiro, 2009)。Paul et al.(2014)分析了公共政策質(zhì)量對中歐和東歐國家外商直接投資流入的影響，研究結(jié)果表明市場力量無法取代政府的作用，因而行政管理的效率為吸引外商直接投資創(chuàng)造了良好的條件。

Dollar et al.(2006)發(fā)現(xiàn)更好的投資環(huán)境能吸引更多的外商直接投資。良好的制度質(zhì)量通過便利的營商環(huán)境來降低投資風(fēng)險。Corcoran & Gillanders(2015)分析營商環(huán)境是否對外商直接投資產(chǎn)生影響，結(jié)果表明良好的營商環(huán)境有利于吸引FDI流入，且營商環(huán)境中最重要的是跨境貿(mào)易的便利性。Jovanovic & Jovanovic(2018)也發(fā)現(xiàn)商業(yè)規(guī)制中跨境貿(mào)易的便利性是吸引外商直接投資的重要因素。

隨后，越來越多的研究開始考察規(guī)制與外商投資之間的關(guān)系。大量的研究表明商業(yè)活動的規(guī)制對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要影響(Haidar 2012)。例如，Alesina et al.(2005)研究表明，產(chǎn)品市場的規(guī)制改革，特別是市場準(zhǔn)入的自由化有利于促進(jìn)經(jīng)合組織國家的投資。在發(fā)展中國家，影響外國直接投資的制度差異可能會發(fā)生變化，并可能通過改革體現(xiàn)出來。

3.商事制度改革的文獻(xiàn)

商事制度改革是我國市場經(jīng)濟(jì)改革的重要內(nèi)容，旨在改善政府和市場的關(guān)系，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，轉(zhuǎn)變政府職能和提高行政效率。通過對現(xiàn)有關(guān)于商事制度改革文獻(xiàn)的梳理，將其歸納為以下幾個方面。第一，關(guān)于商事制度改革的理論分析。王作全(2017)全面分析了商事制度改革的宗旨、主要內(nèi)容及法制化進(jìn)程。艾琳和王剛(2014)則從行政審批視角探討了商事登記制度改革，提出了商事登記制度改革是政府在行政審批、行政管理及政府職能轉(zhuǎn)變等方面的重大改革。第二，關(guān)于商事制度改革各地實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的分析。如陳海疆(2014)對廈門商事登記制度改革實(shí)踐進(jìn)行了分析。

根據(jù)對商事制度改革相關(guān)文獻(xiàn)的分析發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要從理論層面對商事制度改革的實(shí)施進(jìn)行分析，采用的方法大部分是案例分析。因此，采用定量方法考察商事制度改革所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的文獻(xiàn)還比較少。顯然，單純的理論分析無法為商事制度改革實(shí)施的效應(yīng)提供充分的證據(jù)，迫切需要基于商事制度改革實(shí)施城市的樣本數(shù)據(jù)量化考察商事制度改革產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

綜上所述，雖然已有文獻(xiàn)分析了制度因素對外商直接投資流入的影響。但發(fā)展中國家的制度環(huán)境不同于發(fā)達(dá)國家(Uddin et al.，2019)，通常發(fā)達(dá)國家的制度質(zhì)量優(yōu)于發(fā)展中國家。在發(fā)展中國家，影響外國直接投資的制度差異可能會發(fā)生變化，并可能通過改革體現(xiàn)出來。商事制度改革是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要組成部分，旨在放松管制和提高行政效率?？紤]到我國經(jīng)濟(jì)制度及政治制度等不同發(fā)達(dá)國家，不能簡單復(fù)制發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體關(guān)于制度與外商直接投資關(guān)系的結(jié)論。因此，考察商事制度改革這一重要的制度變化對外商直接投資產(chǎn)生的影響，具有重要的理論和實(shí)踐價值。

三、模型設(shè)定、指標(biāo)構(gòu)建和數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

本研究主要探討的是商事制度改革對FDI流入的影響。本部分根據(jù)研究思路構(gòu)建以下研究模型。

1. 基本模型設(shè)定

為了定量考察商事制度改革對FDI流入的影響，本文的計量模型基于潛在因果框架考察商事制度改革是否對該地區(qū)的FDI流入產(chǎn)生影響，具體的設(shè)定如下：

FDIit=α0+α1reformit+Xψ′+δi+λt+εit

(1)

其中，下標(biāo)i為城市，t為時間。被解釋變量FDI表示外商直接投資。reform表示商事制度改革實(shí)施虛擬變量，取值與該城市在某年度是否實(shí)施了商事制度改革有關(guān)，即當(dāng)某城市在某年度實(shí)施了商事制度改革，則賦值為1，否則賦值為0。X表示影響FDI流入的一系列控制變量，δi為城市固定效應(yīng)，λt為時間固定效應(yīng)，εit表示誤差項(xiàng)。由于不存在某城市實(shí)施商事制度改革之后，再取消改革的情況，因此，根據(jù)計量模型(1)式的回歸設(shè)定，當(dāng)控制了城市固定效應(yīng)以及時間固定效應(yīng)時，該式的設(shè)定就相當(dāng)于雙重差分模型(Beck et al.，2010；郭峰和熊瑞祥，2018)。α1表示商事制度改革對FDI流入的影響效應(yīng)，當(dāng)α1顯著為正數(shù)時，則說明商事制度改革促進(jìn)了FDI流入，當(dāng)α1顯著為負(fù)數(shù)時，則說明商事制度改革阻礙了FDI流入，當(dāng)α1不顯著，則說明商事制度改革對FDI不具有顯著影響。

2. 基于先行城市的模型設(shè)定

“先試點(diǎn)后推廣”，是推進(jìn)改革政策實(shí)施的成功做法。商事制度改革同樣遵循“先試點(diǎn)后推廣”的經(jīng)驗(yàn)，通過在部分城市提前試點(diǎn)，取得實(shí)施經(jīng)驗(yàn)，再全局推廣的思路。由于各個城市開始實(shí)施商事制度改革的時間集中在2012—2014年，大部分城市在2014年推廣實(shí)施商事制度改革。因此，我們以2014年為政策實(shí)施的分界點(diǎn)，2014年之前實(shí)施商事制度改革的城市主要為試點(diǎn)城市。在商事制度改革實(shí)施的實(shí)驗(yàn)組界定為2014年之前實(shí)施商事制度改革的城市，其余的城市均為對照組。通過基于先行城市設(shè)定考察是否越早實(shí)施商事制度改革，越有利于促進(jìn)FDI流入。

按照以上的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，采用雙重差分模型進(jìn)行回歸，具體的模型設(shè)定如下：

FDIit=α0+α1IMYit+Xψ′+δi+λt+εit

(2)

其中，IMY等于商事制度改革實(shí)驗(yàn)組虛擬變量(ep)與商事制度改革時間虛擬變量(year)之積(ep*year)。具體地，ep為商事制度改革的政策虛擬變量，如果在2014年之前實(shí)施商事制度改革則賦值為1，其余賦值為0；year為商事制度改革實(shí)施時間的虛擬變量，2014年之前的年份取值為0，2014年及之后的年份取值為1。其他變量的含義與式子(1)相同。

(二)指標(biāo)構(gòu)建

1.核心解釋變量：商事制度改革實(shí)施的虛擬變量(reform)。根據(jù)各個城市政府工作報告及工商局等對外公布的商事制度改革開始實(shí)施的時間和具體的措施，本研究對商事制度改革實(shí)施的虛擬變量進(jìn)行賦值，即當(dāng)某城市在某年度實(shí)施了商事制度改革，則賦值為1，否則賦值為0。此外，本文也設(shè)定了先行城市的變量。

2.被解釋變量：外商直接投資(FDI)。本研究借鑒Wang et al.(2013)的研究，采用外商直接投資FDI與GDP的比值來衡量。

3.控制變量。為了減小由于遺漏變量對回歸檢驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生的影響，本研究在綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)對外商直接投資影響因素的基礎(chǔ)上，選取以下系列控制變量。(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry)。該指標(biāo)能較好的反映地區(qū)城市之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀及差異，這是影響FDI流入的重要因素，因此，有必要對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)加以控制。本研究選取第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比進(jìn)行衡量。(2)人均GDP(pgdp)。該指標(biāo)較大程度地反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新及社會生活之間的差異，這些因素都對FDI流入產(chǎn)生重要影響。因此，本研究選取人均GDP的對數(shù)值進(jìn)行度量。(3)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(phone)。城市基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和外商直接投資的基礎(chǔ)條件和保障因素，這勢必會影響FDI流入的選擇，因而有必要對該指標(biāo)進(jìn)行控制。本研究采用移動電話用戶數(shù)與人口的比值進(jìn)行度量。(4)固定資產(chǎn)投資(fix)。資本投資率是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)條件，本研究選取固定資產(chǎn)與GDP的比值進(jìn)行度量。(5)污染排放(SO2)。污染環(huán)境規(guī)制同樣影響外商直接投資的流入。本研究選取二氧化硫排放與行政區(qū)域土地面積的比值進(jìn)行衡量。

(三)數(shù)據(jù)說明

關(guān)于商事制度改革的數(shù)據(jù)來自手工收集2011—2016年全國284個地級市政府工作報告、各個城市工商局網(wǎng)站有關(guān)于商事制度改革實(shí)施時間和實(shí)施步驟(包括注冊資本登記制度改革、先照后證、多證合一、一照一碼等)的論述。在收集整理的基礎(chǔ)上形成了各個城市商事制度改革的數(shù)據(jù)庫，并據(jù)此對商事制度改革的虛擬變量進(jìn)行賦值。外商直接投資及其他系列控制變量的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。表1報告了2011—2016年284個城市主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)基準(zhǔn)結(jié)果

本部分報告了商事制度改革對FDI流入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。本研究采用計量方程(1)式進(jìn)行回歸，表2報告了總體樣本的估計結(jié)果。表2第(1)列在未添加控制變量的條件下，商事制度改革的回歸系數(shù)顯著為正，并通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)，這說明了商事制度改革實(shí)施對FDI流入具有促進(jìn)效應(yīng)。隨后，本文采用逐步添加控制變量的方法報告回歸結(jié)果，以此增強(qiáng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，具體結(jié)果如表2第(2)—(6)列所示。根據(jù)表2第(6)列結(jié)果顯示，商事制度改革的回歸系數(shù)為0.799，通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。以上結(jié)果均表明商事制度改革的實(shí)施有助于促進(jìn)FDI流入，這與本文的研究預(yù)期一致。由此，我們從創(chuàng)新制度供給，提高制度質(zhì)量和優(yōu)化營商環(huán)境的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)商事制度改革實(shí)施是促進(jìn)FDI流入的重要原因。本文的研究結(jié)論實(shí)質(zhì)上與Globerman & Shapiro(2002)、Bailey(2018)得出關(guān)于良好的制度質(zhì)量與FDI流入密切相關(guān)的研究結(jié)果一致。

表2 商事制度改革對FDI影響的基準(zhǔn)結(jié)果

注：括號內(nèi)為t 檢驗(yàn)，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.基于先行城市更換實(shí)驗(yàn)組和對照組

為增強(qiáng)商事制度改革實(shí)施促進(jìn)FDI流入研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們采用基于先行城市更換實(shí)驗(yàn)組和對照組的雙重差分法進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。首先，雙重差分法主要依賴實(shí)驗(yàn)組和對照組的選取。根據(jù)商事制度改革實(shí)施的進(jìn)程，選取在2014年前商事制度改革實(shí)施試點(diǎn)城市為實(shí)驗(yàn)組，在2014年及之后實(shí)施商事制度改革的城市為對照組，并根據(jù)計量方程式(2)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表3報告了采用雙重差分模型進(jìn)行回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅰ：更換實(shí)驗(yàn)組和對照組

注：括號內(nèi)為t 檢驗(yàn)，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

根據(jù)表3結(jié)果顯示，第(1)列在不加入控制變量的條件下，商事制度改革政策的回歸系數(shù)顯著為正，通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。這說明了商事制度改革政策實(shí)施對FDI流入具有正向促進(jìn)效應(yīng)。第(2)列在添加一系列控制變量的情況下，商事制度改革政策的回歸系數(shù)為0.352，通過10%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。以上結(jié)果均說明了商事制度改革政策的實(shí)施促進(jìn)了FDI流入，且這一研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

實(shí)驗(yàn)組和對照組的變動趨勢隨時間變化是否存在系統(tǒng)性差異對研究結(jié)果的偏誤具有重要的影響。PSM-DID的提出有效解決DID中實(shí)驗(yàn)組和對照組受商事制度改革政策影響前不完全具備共同趨勢假設(shè)所產(chǎn)生的問題。本研究采用核匹配(Kernel Matching)進(jìn)行分析，其邏輯是對照組不同個體的各個維度特征進(jìn)行加權(quán)平均后得到適合的匹配對象?；赑SM-DID方法分析商事制度改革實(shí)施對FDI流入的實(shí)際影響，具體結(jié)果如表4所示。根據(jù)PSM-DID結(jié)果顯示，商事制度改革政策的回歸系數(shù)仍然顯著為正，并通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。該回歸結(jié)果再次說明了商事制度改革政策的實(shí)施有助于促進(jìn)FDI的流入，且該研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

此外，實(shí)驗(yàn)組是商事制度改革政策的試點(diǎn)城市，也是更早實(shí)施商事制度改革的城市。因此，上述的研究結(jié)果也說明了越早實(shí)施商事制度改革政策，對FDI的促進(jìn)效應(yīng)也更大。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)II：基于PSM-DID的回歸分析

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

2.控制樣本偏差

城市行政級別高低直接影響了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展權(quán)限、財稅汲取能力、政治資本的多寡和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況，從而對吸引FDI流入產(chǎn)生重要的影響(曾鵬和秦艷輝，2017)。省會城市具有較高的行政級別，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境、相關(guān)產(chǎn)業(yè)扶持政策和對外開放等方面具有較大的優(yōu)勢，這些因素都會對FDI流入產(chǎn)生異質(zhì)性影響。FDI流入省會城市，可能由于其他因素的影響，而非商事制度改革。因此，我們剔除了省會城市樣本后再進(jìn)行重新回歸檢驗(yàn)。表5第(1)—(2)列報告了剔除省會城市樣本后的回歸檢驗(yàn)結(jié)果。第(1)列不添加控制變量的情況，商事制度改革的回歸系數(shù)顯著為正，并通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。第(2)列在加入控制變量的情況下，商事制度改革的回歸系數(shù)仍顯著為正，且通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。該研究結(jié)果表明在剔除省會樣本異質(zhì)性影響的情況下，商事制度改革對FDI流入的影響仍然具有促進(jìn)效應(yīng)。這也進(jìn)一步說明了商事制度改革對FDI流入促進(jìn)效應(yīng)的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

行政審批中心的設(shè)立壓縮了外商投資審批的時限，拓寬了外商投資審批渠道，優(yōu)化了整體的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境。因此，我們對在2011年以前設(shè)立行政審批中心的樣本再進(jìn)行回歸。表5第(3)—(4)列報告了在設(shè)立有行政審批中心城市樣本采用計量方程(1)式進(jìn)行回歸的結(jié)果。第(3)列不添加控制變量的情況，商事制度改革的回歸系數(shù)顯著為正，并通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。第(4)列在加入控制變量的情況下，商事制度改革的回歸系數(shù)仍顯著為正，且通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。該研究結(jié)果表明了在設(shè)立行政審批中心的城市，商事制度改革仍然對FDI流入具有顯著促進(jìn)效應(yīng)，即上述部分的基準(zhǔn)研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅲ：控制樣本偏差

注：括號內(nèi)為t 檢驗(yàn)，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

3.更換估計方法

考慮到商事制度改革政策實(shí)施所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)具有滯后性，我們采用更換回歸檢驗(yàn)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即本部分以被解釋變量滯后一期作為工具變量，采用系統(tǒng)GMM方法對計量方程(1)進(jìn)行重新回歸檢驗(yàn)。表6報告了采用系統(tǒng)GMM方法的檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)表6第(1)—(2)列結(jié)果顯示，不管是否加入一系列控制變量，商事制度改革的回歸系數(shù)均顯著為正，并通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)，即商事制度改革實(shí)施有利于促進(jìn)FDI流入，且這一研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4.平行趨勢再檢驗(yàn)

為驗(yàn)證模型DID的適用性，本文對實(shí)驗(yàn)組和對照組的外商直接投資流入進(jìn)行了同趨勢分析。我們對比分析后發(fā)現(xiàn)在商事制度改革實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組和對照組保持了大致相同的增長趨勢，而在商事制度改革后，兩組樣本的增長趨勢出現(xiàn)了明顯的變化。為進(jìn)一步檢驗(yàn)樣本滿足平行趨勢的假設(shè)，本文檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組和控制組的外商直接投資流入在商事制度改革實(shí)施之前是否存在差異變動，模型設(shè)定如下。

FDIit=α0+α1ep*yeart+X′Ψ+δi+λt+εit

(3)

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅳ：更換估計方法

注：括號內(nèi)為t 檢驗(yàn)，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

由于模型是以2011年為基期，從而得到實(shí)驗(yàn)組和對照組的變動差異，因此，我們考察ep*year2012與ep*year2013的系數(shù)顯著性，以分析是否通過平行趨勢檢驗(yàn)。如果該系數(shù)都不顯著，則說明控制組和處理組都不存在隨著年份的差異變動?；貧w結(jié)果顯示，ep*year2012與ep*year2013的系數(shù)均不顯著，這表明了實(shí)驗(yàn)組和對照組在商事制度改革實(shí)施前不存在隨年份的差異差動，即該模型通過了平行趨勢檢驗(yàn)。

綜上，商事制度改革實(shí)施促進(jìn)FDI流入這一結(jié)論具有穩(wěn)健性(1)詳細(xì)結(jié)果可向作者備案。。

五、異質(zhì)性分析

根據(jù)前述部分的回歸結(jié)果，我們可知商事制度改革對FDI流入具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。本部分我們將繼續(xù)進(jìn)一步分析商事制度改革對FDI促進(jìn)效應(yīng)的異質(zhì)性條件，從而為深化商事制度改革，促進(jìn)外商直接投資流入提供新的思路。我們引入了勞動力質(zhì)量、科技投入和市場化程度三個方面的條件進(jìn)行分析。勞動力質(zhì)量代表了地區(qū)的人力資本水平，這是吸引外商直接投資的重要基礎(chǔ)要素；科技投入代表了地方政府對科技創(chuàng)新的重視程度，市場化程度代表了地區(qū)發(fā)展的軟環(huán)境。這些因素都直接或者間接影響了商事制度改革對吸引FDI效應(yīng)的大小。因此，在計量方程(1)式的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步加入異質(zhì)性條件，構(gòu)建商事制度改革與異質(zhì)性條件的交乘項(xiàng)，以此來分析異質(zhì)性條件的影響效應(yīng)。具體的模式構(gòu)建如下：

FDIit=β0+β1reformit+β2reformit*moit+β3moit+X′Ψ+δi+λt+εit

(4)

其中，mo表示調(diào)節(jié)變量，具體為勞動力質(zhì)量(laborq)、科技投入(tec)和市場化程度(market)。借鑒Wang et al.(2013)的研究，勞動力質(zhì)量采用大學(xué)生數(shù)量與就業(yè)人口的比值進(jìn)行衡量?？萍纪度氩捎每茖W(xué)技術(shù)財政支出與GDP的比值來衡量。市場化程度(2)考慮到數(shù)據(jù)的局限性，我們采用城市所在省份的市場化程度近似衡量城市的市場化程度。此外，本研究以2016年市場化程度的年度中位數(shù)為基準(zhǔn)進(jìn)行分組。根據(jù)樊綱市場化指數(shù)分為兩組，若該地區(qū)的市場化指數(shù)高于年度中位數(shù)，則取值為1，表示市場化程度較高，反之取值為0。

(一)勞動力質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表7報告了勞動力質(zhì)量在商事制度改革與FDI關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。根據(jù)表7第(1)列回歸結(jié)果顯示，在不加入控制變量的條件下，商事制度改革的回歸系數(shù)顯著為正，并通過10%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。商事制度改革與勞動力質(zhì)量的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，且通過10%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。第(2)列在加入一系列控制變量的情況下，商事制度改革的回歸系數(shù)仍然顯著為正，且通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)，這與前文的研究結(jié)論一致，即商事制度改革實(shí)施促進(jìn)了FDI流入。商事制度改革與勞動力質(zhì)量的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)也仍然顯著為正，并通過10%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。這說明了勞動力質(zhì)量在商事制度改革對FDI影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。從經(jīng)濟(jì)意義上看，勞動力質(zhì)量的提高強(qiáng)化了商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)。因此，以上的系列檢驗(yàn)結(jié)果表明，勞動力質(zhì)量高的地區(qū)，商事制度改革對FDI的吸引力越強(qiáng)。

表7 勞動力質(zhì)量在商事制度改革與FDI關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

注：括號內(nèi)為t 檢驗(yàn)，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

勞動力質(zhì)量異質(zhì)性效應(yīng)顯著存在，即勞動力質(zhì)量越高的地區(qū)，商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)。人力資本與其他影響因素相結(jié)合，在促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展方面發(fā)揮了關(guān)鍵作用。人力資本更是外商直接投資的決定因素之一。Narula & Bellak(2009)提出一個國家的科學(xué)基礎(chǔ)設(shè)施、勞動力質(zhì)量、工人熟練的技能等是影響外商直接投資的主要因素。勞動力質(zhì)量體現(xiàn)了勞動力受教育程度和專業(yè)技能水平較高。勞動力質(zhì)量較高的地區(qū)，商事制度改革的實(shí)施，降低了外商直接投資者開展投資活動的成本，提高投資活動的回報預(yù)期，從而有利于吸引FDI流入，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。因此，勞動力質(zhì)量的提高強(qiáng)化了商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)。

(二)科技投入的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表8報告了政府科技投入在商事制度改革與FDI關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。根據(jù)表8第(1)列回歸結(jié)果顯示，在不加入控制變量的條件下，商事制度改革的回歸系數(shù)顯著為正，并通過10%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。商事制度改革與科技投入的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，且通過10%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。第(2)列在加入一系列控制變量的情況下，商事制度改革的回歸系數(shù)仍然顯著為正，且通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)，這與前文的研究結(jié)論一致，即商事制度改革實(shí)施促進(jìn)了FDI流入。商事制度改革與科技投入的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)也仍然顯著為正，并通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。這說明了科技投入在商事制度改革對FDI影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。從經(jīng)濟(jì)意義上看，科技投入的提高強(qiáng)化了商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)。因此，以上的系列檢驗(yàn)結(jié)果表明，科技投入較高的地區(qū)，商事制度改革對FDI流入的吸引力越強(qiáng)。

政府科技投入異質(zhì)性效應(yīng)顯著存在，即科技投入越高的地區(qū)，商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)。R&D是決定FDI的重要影響因素之一(Lin & Yeh, 2005)。政府財政支出中科技投入的增加直接或間接作用于企業(yè)的技術(shù)研發(fā)和科技創(chuàng)新，激發(fā)企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動的積極性，降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的成本，分散企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險，這利于提高企業(yè)整體的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率。企業(yè)生產(chǎn)率和技術(shù)創(chuàng)新水平的提升更容易獲得外商直接投資的青睞。因此，商事制度改革的實(shí)施，便利于外商直接投資開展投資活動，同時，在政府科技投入越高的地區(qū)，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性越高，更容易吸引外商直接投資流入。

(三)市場化程度的調(diào)節(jié)作用

表9報告了市場化程度在商事制度改革與FDI中調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。根據(jù)表9第(1)列回歸結(jié)果顯示，在不加入控制變量的條件下，商事制度改革的回歸系數(shù)顯著為正，并通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。商事制度改革與市場化程度的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，且通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。第(2)列在加入一系列控制變量的情況下，商事制度改革的回歸系數(shù)仍然顯著為正，且通過5%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)，這與前文的研究結(jié)論一致，即商事制度改革實(shí)施促進(jìn)了FDI流入。商事制度改革與市場化程度的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)也仍然顯著為正，并通過1%統(tǒng)計顯著水平檢驗(yàn)。這說明了市場化程度在商事制度改革對FDI影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。從經(jīng)濟(jì)意義上看，市場化程度的提高強(qiáng)化了商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)。因此，以上的系列檢驗(yàn)結(jié)果表明，在市場化程度越高的地區(qū)，商事制度改革對FDI的促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)。

表8 科技投入在商事制度改革與FDI關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(1)(2)reform0.426?(1.94)0.603??(2.56)reform?tec0.715?(1.77)0.822??(2.14)tec-0.111(-0.52)-0.233(-0.60)industry0.486(1.17)pgdp-1.603???(-3.81)phone0.334??(2.35)fix0.060(0.14)SO2-0.003(-0.08)constant2.434???(38.79)18.45???(4.20)城市固定效應(yīng)YY時間固定效應(yīng)YYR20.12430.1813N17041704Number of id284284

注：括號內(nèi)為t 檢驗(yàn)，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

表9 市場化程度在商事制度改革與FDI關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

注：括號內(nèi)為t 檢驗(yàn)，***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

市場化程度的異質(zhì)性效應(yīng)顯著存在，即市場化程度越高的地區(qū)，商事制度改革促進(jìn)FDI流入的效應(yīng)越強(qiáng)。在市場化程度較高的地區(qū)，產(chǎn)品市場和要素市場體系較為成熟，中介組織和法律制度環(huán)境較為完善，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系較為完備，這意味著該地區(qū)的交易成本較低，市場激勵機(jī)制能較好地發(fā)揮作用，有利于企業(yè)的生存與發(fā)展和外商直接投資的流入。因此，在市場化程度較高的地區(qū)，商事制度改革的實(shí)施，進(jìn)一步完善地區(qū)的投資和制度環(huán)境，降低了制度性交易成本，更容易吸引外商直接投資流入。

六、研究結(jié)論與政策建議

商事制度改革是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要一環(huán)，是簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務(wù)的重要組成部分，更是我國優(yōu)化制度質(zhì)量一次有益的改革實(shí)踐。對商事制度改革產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究為深化體制機(jī)制改革，激發(fā)市場活力提供了理論支持。鑒于此，本文以近年來實(shí)施的商事制度改革為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，在手工收集中國284個地級市的商事制度改革數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)考察了商事制度改革實(shí)施對FDI流入的影響。研究結(jié)果表明，商事制度改革的實(shí)施顯著促進(jìn)了FDI流入，且這一結(jié)論通過了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本研究進(jìn)一步對商事制度改革影響FDI流入的異質(zhì)性條件進(jìn)行檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)勞動力質(zhì)量的提升，政府科技投入的增加和市場化程度的改善，均能強(qiáng)化商事制度改革對FDI流入的促進(jìn)效應(yīng)。本文的研究結(jié)果表明了完善高質(zhì)量發(fā)展的制度體系和政策環(huán)境，是提升對外開放質(zhì)量的先決條件。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，商事制度改革的實(shí)施是促進(jìn)外商直接投資流入的重要因素。因此，本研究得出了如下政策啟示。第一，繼續(xù)深化推進(jìn)商事制度改革，創(chuàng)新商事登記制度如繼續(xù)推行“審核合一”改革，推廣全程電子化工商登記，推動外商投資注冊便利，落實(shí)外商投資準(zhǔn)入前國民待遇加負(fù)面清單管理制度。提高市場監(jiān)管執(zhí)法，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)推進(jìn)市場監(jiān)管體系建設(shè)，構(gòu)建以信用信息監(jiān)管為核心的新型監(jiān)管模式，全面落實(shí)“雙隨機(jī)、一公開”監(jiān)管工作。健全法制保障體系，理順市場監(jiān)管體制機(jī)制，建立監(jiān)督考核考核機(jī)制。通過一系列舉措，加大簡政放權(quán)的力度，還權(quán)于市場，提升政府行政效率和服務(wù)質(zhì)量，為眾多企業(yè)和外商投資創(chuàng)造寬松平等的營商環(huán)境。第二，生產(chǎn)要素的供給質(zhì)量和配置效果直接影響中國的經(jīng)濟(jì)增長潛力。勞動力質(zhì)量的提升是吸引外商直接投資、推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的重要保障。因此，要加大國家財政性教育經(jīng)費(fèi)的投入，提高我國勞動力的受教育程度，提升勞動力的技能和綜合素質(zhì)，合理配置教育經(jīng)費(fèi)投入的方向和比例，優(yōu)化勞動力結(jié)構(gòu)。第三，擴(kuò)大財政對科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新的投入，加強(qiáng)科技經(jīng)費(fèi)監(jiān)管，提高財政科技投入的使用效率，推進(jìn)科技投入多元化，帶動戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以此吸引更多的高質(zhì)量外商直接投入。第四，提高市場化程度，激發(fā)經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力吸引外商直接投資。完善要素市場建設(shè)，提高要素的流動性，大力發(fā)展中介組織，完善法律制度環(huán)境，放開產(chǎn)品市場，減少地方保護(hù)和市場分割，理順政府和市場的關(guān)系，改善當(dāng)?shù)赝顿Y環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，建立服務(wù)型政府。