制度質(zhì)量與FDI的實(shí)證分析

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(guó)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(dòng)性,這種波動(dòng)性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)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(dòng)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(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，考慮到2007～2009年全球市場(chǎng)的廣泛動(dòng)蕩,樣本截止在2006年。

FDI水平以凈流入(占國(guó)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(dòng)性由FDI水平的方差來測(cè)量。從表1可以觀察到FDI流入的標(biāo)準(zhǔn)差是23，而FDI波動(dòng)性的標(biāo)準(zhǔn)差是764，表明FDI流入的年度同比變動(dòng)具有很強(qiáng)的波動(dòng)性。

近年來在涉及制度因素的各類跨國(guó)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(guó)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(zhǎng)(年均百分比)來代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、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(guó)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(guó)家的國(guó)內(nèi)投資環(huán)境。我們假設(shè)私人境內(nèi)投資者比外國(guó)投資者獲得更多的關(guān)于東道國(guó)的商業(yè)環(huán)境的信息，在信息不對(duì)稱的前提下,國(guó)內(nèi)投資對(duì)于外國(guó)投資者充當(dāng)著反映國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的信號(hào)。因此,國(guó)內(nèi)投資聚集FDI。在FDI波動(dòng)的回歸分析中,我們利用貨幣和準(zhǔn)貨幣增長(zhǎng)(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(zhǎng)會(huì)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(zhǎng)將導(dǎo)致更高的FDI的波動(dòng)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(dòng)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(duì)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(guó)家越開放越可以吸引更多的FDI流入的證據(jù)。國(guó)內(nèi)投資系數(shù)也是正的,這表明能夠動(dòng)員國(guó)內(nèi)資源吸引FDI，但是,它是不顯著的。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)系數(shù)（GDPPCG)是負(fù)的,這表明更高的增長(zhǎng)阻礙了FDI,因?yàn)殡S著生活水平上升成本(勞動(dòng)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(guó)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(guó)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(píng)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?cè)诒?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L(zhǎng)LSV,已經(jīng)建立了一個(gè)法律環(huán)境和金融市場(chǎng)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(guó)家的金融市場(chǎng)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(duì)于吸引潛在外國(guó)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(guó)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(guó)家,英美法系國(guó)家更傾向于提供更有力的保護(hù)和更大的資本市場(chǎng)。

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(chǎng),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(duì)FDI具有顯著的正效應(yīng)。貿(mào)易的重要性保持不變。國(guó)內(nèi)投資的系數(shù)有一個(gè)負(fù)號(hào),但并不顯著。人均GDP增長(zhǎng)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(guó)普通法國(guó)家似乎比法國(guó)民法國(guó)家有更大的GDP市值。Buchanan and English(2007)表明,英國(guó)普通法國(guó)家的市值往往有較低的增長(zhǎng)率和較高的由GDP衡量的市值水平。他們建議尋求新興市場(chǎng)利益的投資者在一定程度上以他們投資的國(guó)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(hào),但是它不再是顯著的。貿(mào)易系數(shù)很顯著。國(guó)內(nèi)投資的系數(shù)仍為負(fù)值,它是不顯著的。人均GDP增長(zhǎng)系數(shù)對(duì)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(cè)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(duì)FDI具有顯著的正效應(yīng)，揭示了具有良好制度質(zhì)量的國(guó)家可以吸引更多的外國(guó)投資者。

2.2 FDI波動(dòng)的結(jié)果

在以下模型中FDI的波動(dòng)性(VFDI)是因變量：

表4第(6)列顯示了OLS回歸結(jié)果,治理對(duì)FDI的波動(dòng)具有顯著的負(fù)效應(yīng)，治理良好的國(guó)家可以降低波動(dòng)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(zhǎng)也是正的,表明貨幣政策扭曲增加了FDI的波動(dòng)性，然而,它是不顯著的。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)(GDPPCG)對(duì)FDI的波動(dòng)有一個(gè)顯著的正效應(yīng)，表示在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的國(guó)家，F(xiàn)DI流入波動(dòng)較大,具有相當(dāng)大的不確定性。

表4 FDI波動(dòng)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?cè)诒?的第(7)列中采用了國(guó)家法律的起源作為工具變量。結(jié)果表明,治理對(duì)FDI的波動(dòng)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(zhǎng)和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)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(duì)FDI的波動(dòng)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(zhǎng)和人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的系數(shù)符號(hào)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(duì)FDI波動(dòng)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(guó)家的樣本中，治理對(duì)FDI流入具有顯著的正效應(yīng)，但是它對(duì)FDI波動(dòng)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(huì)減少流入的波動(dòng)性。

3 結(jié)論

本文采用1996～2006年間164個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了制度質(zhì)量對(duì)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(dòng)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(dòng)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(duì)FDI的波動(dòng)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(guó)家促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)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(guó)的制度質(zhì)量。提高我國(guó)制度質(zhì)量的關(guān)鍵是推進(jìn)我國(guó)政治體制改革，這也是建立強(qiáng)化市場(chǎng)型政府的前提。政治體制在一定程度上決定一國(guó)的制度質(zhì)量。我國(guó)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(guó)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有基礎(chǔ)性的推動(dòng)作用，反之,對(duì)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(huì)主義行為,這將成為長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的瓶頸。

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