規(guī)制波動會抑制地方投資嗎？

楊 艷 車 明 胡 珊

(四川大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 610065)

一、引言

政府規(guī)制是社會公共機構(gòu)依照一定規(guī)則對企業(yè)活動進行限制的行為(植草益，1992)。合理有效的政府規(guī)制可以有效彌補市場在資源配置過程中存在的缺陷，促進中國經(jīng)濟健康穩(wěn)定發(fā)展，使政府成為完善中國市場經(jīng)濟發(fā)展的“幫助之手”(夏杰長 等，2017)。然而，由于中國政府規(guī)制機構(gòu)基本上都是政府職能部門，加之缺乏對規(guī)制權(quán)力的監(jiān)督評價機制(胡稅根 等，2017)以及規(guī)制法律體系不健全，使得行政命令對政府規(guī)制行為存在重要影響。在雙重目標背景下，地方官員就有動機利用手中的行政權(quán)力影響政府規(guī)制力度，通過選擇不同的政府規(guī)制力度實現(xiàn)階段性的經(jīng)濟發(fā)展目標，即在社會輿論氛圍較為寬松時，地方政府出于促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的目的會選擇一個相對較弱的規(guī)制力度，容忍部分經(jīng)濟活動的負外部效應(yīng)，而隨著負外部效應(yīng)的累積，社會輿論壓力不斷增加，當?shù)胤秸賳T認為形勢已較為嚴峻時，便選擇增強規(guī)制力度，從而使得被規(guī)制者受到的規(guī)制力度在短期內(nèi)劇烈波動，呈現(xiàn)出明顯的“運動式”規(guī)制特點(肖興志 等，2011)。這種由規(guī)制體系內(nèi)生于經(jīng)濟決策而導致的規(guī)制不足與規(guī)制過嚴交替出現(xiàn)的情況即規(guī)制波動。

規(guī)制活動會通過影響企業(yè)經(jīng)營成本來間接影響投資者的預(yù)期收益，企業(yè)的經(jīng)營行為將會面臨由規(guī)制波動帶來的風險，使得投資者難以形成穩(wěn)定的收益預(yù)期，即規(guī)制波動將會增大投資行為預(yù)期收益的不確定性，而不確定性的上升將會使?jié)撛谕顿Y者產(chǎn)生一個“等待的期權(quán)價值”，進而抑制潛在投資行為的發(fā)生(Bernanke，1983；Dixit，1989)。在中國經(jīng)濟增速逐漸放緩、穩(wěn)增長壓力較大的背景下，研究規(guī)制波動對投資的影響對改善企業(yè)營商環(huán)境、緩解經(jīng)濟下行壓力具有重要的現(xiàn)實意義，同時對中國政府規(guī)制體制和機制改革也有一定的啟示作用。

二、文獻綜述

規(guī)制波動作為政府規(guī)制研究領(lǐng)域的前沿問題，近年來受到了許多研究的關(guān)注，根據(jù)內(nèi)容的不同，可以將既有相關(guān)研究分為兩類。一類主要是探討規(guī)制波動的形成原因。例如，陳長石(2013)將煤礦安全規(guī)制視為內(nèi)生性規(guī)制，認為發(fā)生安全事故會導致煤礦安全規(guī)制力度發(fā)生變化，且煤礦安全規(guī)制力度變化會導致政府規(guī)制有效性降低。涂宗華(2015)從中央政府和地方政府間關(guān)系入手，認為地方官員所面臨的考核指標體系中“增長指標”所占比重過高是煤礦安全事故頻發(fā)的重要原因，生命安全與經(jīng)濟增長間的矛盾是煤礦安全規(guī)制波動產(chǎn)生的根源。李國平等(2014)以最優(yōu)契約設(shè)計為切入點，建立不對稱信息下的雙層委托代理模型，分析政府環(huán)境規(guī)制波動的產(chǎn)生原因，認為通過引入第三方規(guī)制可一定程度上緩解環(huán)境規(guī)制波動問題。袁凱華等(2015)就地方政府在面臨節(jié)能考核時是否會采用“拉閘限電”的政策進行分析，發(fā)現(xiàn)地方官員片面追求晉升利益會導致當?shù)卣谶x擇規(guī)制方式時變得“短視”，從而導致劇烈的規(guī)制波動。另一類主要是分析政府規(guī)制波動產(chǎn)生的影響。例如，肖興志等(2011)嘗試分析安全規(guī)制波動對煤炭生產(chǎn)的影響，發(fā)現(xiàn)在規(guī)制力度較強時，安全規(guī)制對煤炭生產(chǎn)的影響較小，而當政府降低規(guī)制力度時，安全規(guī)制對煤炭生產(chǎn)的影響較大。白重恩等(2011)同樣以煤礦行業(yè)為研究對象，認為在發(fā)生重大煤礦安全事故之后，地方政府會增強煤礦安全規(guī)制力度，而以“關(guān)井政策”為代表的高強度安全規(guī)制政策會顯著降低煤炭產(chǎn)量及煤礦安全規(guī)制的有效性。

針對上述問題，本文分別從理論和實證角度探討規(guī)制波動本身對企業(yè)經(jīng)濟活動，進而對投資產(chǎn)生的影響。較之于既有研究，本文的邊際貢獻為：一是在理論分析方面，在借鑒Handley et al.(2017)的企業(yè)投資決策模型的基礎(chǔ)上，討論規(guī)制波動對企業(yè)投資行為的抑制性影響，并分析其作用機制；二是在實證檢驗方面，以投資進入規(guī)制為例，嘗試構(gòu)造規(guī)制波動的衡量指標，并運用地級市面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，綜合分析中國規(guī)制波動對投資產(chǎn)生的實際影響。

三、理論分析

(一)基本假設(shè)

為矯正由于信息不對稱、外部性等導致的市場失靈，政府會對廠商進行規(guī)制，這會使得廠商的生產(chǎn)成本上升為τcv，其中，τ是由于政府規(guī)制導致的產(chǎn)品邊際成本加成(τ≥1)，且τ與廠商所感受到的政府規(guī)制力度同向變動。在多元化的目標函數(shù)下，地方官員會選擇不同的政府規(guī)制力度，因此廠商所受到的政府規(guī)制力度也會發(fā)生變化。假設(shè)存在三種不同的規(guī)制力度m=0,1,2，在不同規(guī)制力度下，廠商的邊際成本加成分別為τ0、τ1和τ2，且τ0>τ1>τ2。當前，政府對企業(yè)的規(guī)制力度處在τ1水平，且未來規(guī)制力度變化的概率為φ，在規(guī)制力度發(fā)生變化的前提下，規(guī)制力度增強使成本加成變?yōu)棣?的概率為λ2，成本加成變?yōu)棣?的概率為λ0，λ0+λ2=1。廠商無法準確判斷未來政府規(guī)制力度變化的方向與可能性，只能通過對過去情況的觀察來估計政府規(guī)制力度的變化。當政府規(guī)制力度發(fā)生改變時，每個在位企業(yè)的存活概率為β≤1。

(二)規(guī)制波動下的廠商行為選擇

在前文所述環(huán)境下，廠商銷售單位商品的收益為pv-τ1cv，由于市場是壟斷競爭的，廠商最終所選擇的產(chǎn)品價格為pv=τ1cvσ/(σ-1)，因此可求得廠商的經(jīng)營利潤為：

(1)

1.潛在投資者行為選擇

潛在投資者依據(jù)其進入市場的潛在損失K(1-β)和其投資后的收益π(a1,cv)來決定是否投資。當其投資后所生產(chǎn)產(chǎn)品的邊際成本cv足夠小時，即可使投資的收益大于潛在損失，潛在投資者做出進入市場的決策。在不存在規(guī)制波動的情況下，可求得使?jié)撛谕顿Y者進入市場的產(chǎn)品邊際成本閾值：

(2)

當考慮未來政府規(guī)制力度有可能發(fā)生變化時，潛在投資者無法準確預(yù)期其投資后的經(jīng)營利潤，只能利用同類型企業(yè)經(jīng)營狀況、目前適用的政府規(guī)制力度與過去政府規(guī)制力度變化情況三方面的信息來產(chǎn)生一個投資的預(yù)期利潤：

(3)

其中，E1是利用規(guī)制力度m=1狀態(tài)下的信息去進行預(yù)測的期望算子，am為在不同規(guī)制力度下市場環(huán)境對廠商經(jīng)營利潤的影響因子。此時，潛在投資者進入市場的邊際成本閾值由以下貝爾曼方程決定：

∏(a1,cv)=max{∏e(a1,cv)-K,βE1π(am,cv)

(4)

式(4)中等號右邊第一項取值大于第二項時，潛在投資者選擇在規(guī)制波動的市場環(huán)境下進入市場。當?shù)诙椚≈荡笥诘谝豁棔r，潛在投資者選擇暫時不投資，等到政府規(guī)制力度確定之后再進入市場。如果兩項取值相等，則潛在投資者是否選擇進入市場對其預(yù)期利潤沒有影響，此時的產(chǎn)品邊際成本便是潛在投資者進入市場的產(chǎn)品邊際成本閾值：

(5)

2.在位廠商行為選擇(1)因其求解過程與潛在投資者問題類似，本文不再贅述，僅將關(guān)鍵結(jié)論呈現(xiàn)。

與潛在進入者不同，規(guī)制波動對在位廠商行為的影響主要體現(xiàn)在技術(shù)升級投資決策方面。在政府規(guī)制力度不變時，在位廠商通過投資改進技術(shù)的邊際成本閾值：

(6)

在考慮規(guī)制波動時，在位廠商進行技術(shù)投資的邊際成本閾值變?yōu)椋?/p>

(7)

通過以上分析可以發(fā)現(xiàn)，規(guī)制波動通過改變潛在投資者和在位廠商的預(yù)期利潤來影響其投資行為，頻繁的規(guī)制波動會阻礙潛在投資者進入市場，并且抑制在位廠商的研發(fā)投資意愿?；诖?，本文提出：

推論：規(guī)制波動對投資具有一定的抑制作用，且規(guī)制波動越劇烈，對投資的抑制作用越明顯。

四、實證設(shè)計

(一)基準回歸計量模型

投資是一個連續(xù)動態(tài)的過程，現(xiàn)代企業(yè)的投資行為往往會持續(xù)較長時間，因此在做實證分析時，本文將投資的滯后項引入回歸方程中，建立如下動態(tài)面板模型：

INit=β0+β1INit-1+β2VFit+β3Strit+β4Xit+εit

(8)

其中：IN代表投資，是方程的被解釋變量；VF表示政府規(guī)制波動情況，是方程的核心解釋變量；Str表示政府規(guī)制力度；X為相關(guān)控制變量；ε為殘差項；β0為常數(shù)項；下標i、t分別代表城市和時間。由于企業(yè)預(yù)期利潤不僅受到政府規(guī)制波動情況的影響，還受到當前政府規(guī)制力度的影響，因此本文將政府規(guī)制力度也加入回歸方程之中，以緩解因遺漏導致的內(nèi)生性問題。

(二)機制檢驗計量模型

依據(jù)前文理論分析可知，規(guī)制波動是通過影響企業(yè)預(yù)期經(jīng)營利潤進而影響企業(yè)投資決策。本文采用如下中介效應(yīng)模型來檢驗這一機制的合理性：

INit=α1INit-1+α2VFit+α3Strit+α4Xit+εit

(9)

EINit=φ1EINit-1+φ2VFit+φ3Strit+φ4Xit+εit

(10)

INit=γ1INit-1+γ2EINit-1+γ3VFit+γ4Strit+γ5Xit+εit

(11)

式(9)～(11)中，EINit-1代表投資者預(yù)期利潤，Xit代表相關(guān)控制變量，其余變量與基準回歸計量模型中含義相同。利用中介效應(yīng)模型進行機制檢驗的第一步是將數(shù)據(jù)代入式(9)中進行回歸，α2代表規(guī)制波動對投資的總效應(yīng)，其顯著性對整個機制檢驗至關(guān)重要。如果α2不顯著，則不能確保規(guī)制波動對投資具有顯著影響，機制檢驗也就沒有繼續(xù)進行的必要(溫忠麟 等，2014)。在α2通過顯著性檢驗的情況下，可將數(shù)據(jù)分別代入式(10)和式(11)中進行回歸分析，若φ2與γ2都顯著，則說明中介效應(yīng)成立，即規(guī)制波動會通過改變企業(yè)預(yù)期經(jīng)營利潤來影響其投資行為。此時，如果γ3不顯著，則說明規(guī)制波動僅能通過影響企業(yè)預(yù)期經(jīng)營利潤來影響其投資決策，不存在其他作用路徑。如果γ3顯著，則說明除預(yù)期經(jīng)營利潤外，規(guī)制波動還能夠通過其他渠道影響投資。

(三)選擇回歸變量

1.投資

既有文獻通常選用全社會固定資產(chǎn)投資(柏培文 等，2017)、外商直接投資(劉威 等，2019)、國有控股企業(yè)投資(魏明海 等，2007)等數(shù)據(jù)來對投資進行分析，但全社會固定資產(chǎn)投資和國有控股企業(yè)投資并不適用本文的理論分析框架，因為全社會固定資產(chǎn)投資中不僅包括企業(yè)投資，還包括事業(yè)單位和行政單位的固定資產(chǎn)投資，這些投資并不以營利為目的，同時還具有一定的逆經(jīng)濟周期特點(2)2008—2010年間的“四萬億計劃”就是一個很好的例證。，而國有控股企業(yè)在經(jīng)營過程中有擴大就業(yè)等政策性負擔(劉春 等，2013)，其投資行為并不能完全體現(xiàn)其預(yù)期經(jīng)營利潤的變化。外商直接投資則具有沉沒成本較高、對投資環(huán)境十分敏感等特點(楊武 等，2019)，符合本文理論研究框架的相關(guān)假設(shè)，且其數(shù)據(jù)可獲得性較好，因此本文選擇當年實際利用外資金額的對數(shù)值來反映投資水平，從外商直接投資的視角分析規(guī)制波動對投資的影響。

2.規(guī)制力度與規(guī)制波動

在測算規(guī)制波動時，首先要對規(guī)制力度進行測度。由于政府規(guī)制涉及的范圍廣、內(nèi)容多，且不同類型的政府規(guī)制異質(zhì)性較強，忽略這種異質(zhì)性而從整體上測度政府規(guī)制力度可能會導致指標構(gòu)建存在較大誤差，進而降低分析結(jié)果的可信度。為保證實證研究結(jié)果的準確性，避免因指標選擇不當帶來的誤差，本文在后續(xù)研究過程中將以進入規(guī)制為例，通過分析進入規(guī)制波動對投資的影響來驗證前文的理論分析結(jié)果(3)因為本文主要分析規(guī)制波動對投資的影響，進入規(guī)制與實際投資量密切相關(guān)，因而以進入規(guī)制為例可以很好地滿足本文的研究需求。此外，結(jié)合現(xiàn)實情況來看，不同的投資進入規(guī)制力度往往對應(yīng)著不同的工作人員技能、產(chǎn)品生產(chǎn)工藝和產(chǎn)品質(zhì)量標準，工作人員技能、產(chǎn)品生產(chǎn)工藝和質(zhì)量標準的差別也必然導致企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)成本和預(yù)期經(jīng)營利潤的不同，進而對投資規(guī)模產(chǎn)生不同的影響。因此，以投資進入規(guī)制為例也符合前文的理論分析框架?！，F(xiàn)有研究成果嘗試用不同資金來源的投資占社會總投資的比重(劉丹鷺，2013)、不同所有制企業(yè)的資產(chǎn)總額或產(chǎn)品產(chǎn)值之比(郭蕾 等，2016)以及用特定領(lǐng)域的投資總額(趙建國 等，2019)等指標來度量進入規(guī)制力度。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用其中第一種指標衡量進入規(guī)制力度，將各城市當年實際使用外資占社會固定資產(chǎn)投資總額的百分比作為外資進入規(guī)制力度的代理變量，即外商直接投資占社會固定資產(chǎn)投資總額的比重越大，外資進入規(guī)制的力度越小。在測算外資進入規(guī)制波動時，參考陳雨露等(2016)測度金融波動的方法，通過計算某段時期外資進入規(guī)制力度的移動標準差來表示規(guī)制波動狀況。本文以5年作為測算規(guī)制波動的周期，即通過計算t-5年至t-1年外資進入規(guī)制力度的移動標準差來反映第t年的規(guī)制波動情況，標準差越大，波動越大。這樣既能反映一段時間內(nèi)的波動情況，又能反映波動隨時間變動的趨勢。之所以選擇過去5年的標準差，是因為該時間長度可以包含整個換屆和地方規(guī)劃的周期，而地方政府領(lǐng)導換屆和新規(guī)劃制定時，各地政策會發(fā)生相應(yīng)變化，規(guī)制力度也可能會有所變化。

3.預(yù)期利潤

本文選擇當年外商直接投資合同金額的對數(shù)值來反映預(yù)期利潤水平。因為外商直接投資合同金額并不是最終的實際利用外資額，而是外商投資者在綜合分析投資環(huán)境之后，根據(jù)其預(yù)期經(jīng)營狀況所預(yù)估的投資方案，其金額與所投資地區(qū)的經(jīng)營預(yù)期直接相關(guān)，可以在一定程度上反映外商投資者的預(yù)期經(jīng)營利潤。

4.相關(guān)控制變量

除上述核心變量外，本文還從五個方面選擇相關(guān)控制變量：一是經(jīng)濟發(fā)展水平，用剔除價格因素后的人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值來表示；二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占當?shù)厣a(chǎn)總值比重的百分比表示；三是人工成本，用剔除價格因素后的在崗職工平均工資的對數(shù)值表示；四是對外開放水平，用剔除價格因素后的當年該地進出口總額的對數(shù)值表示；五是金融市場規(guī)模，用剔除價格因素后的年末金融機構(gòu)各項貸款余額的對數(shù)值表示。

(四)實證數(shù)據(jù)與估計方法

1.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

截至2019年，全國共計293個地級市(不含港澳臺)，剔除部分數(shù)據(jù)缺失嚴重的城市，本文基準回歸中的樣本包括255個地級市，原始樣本的時間區(qū)間為2005—2017年。測算規(guī)制波動時，以5年為一個周期，因此回歸中實際的時間區(qū)間為2010—2017年。由于各城市外商直接投資合同金額的數(shù)據(jù)可獲得性較差，在剔除數(shù)據(jù)缺失較為嚴重的城市樣本之后，利用中介效應(yīng)模型進行機制檢驗的樣本中包含146個地級市。數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》、CEIC數(shù)據(jù)庫以及部分省份和地級市統(tǒng)計年鑒。

表1為變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2.估計方法

對于式(8)中描述的動態(tài)面板模型，OLS估計以及傳統(tǒng)的面板估計方法無法獲得有效的估計量(馬勇 等，2017)，且外商直接投資和外資進入規(guī)制波動這樣的宏觀經(jīng)濟變量，會受到諸多因素的影響，單一回歸方程中難以容納所有影響因素，有可能產(chǎn)生遺漏變量問題。系統(tǒng)GMM不僅在很大程度上可以克服解釋變量的內(nèi)生性問題，還能通過差分過程部分解決變量遺漏的問題(張帆 等，2018)。因此，本文在后續(xù)的實證檢驗中采用系統(tǒng)GMM作為估計方法。

五、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸

由于系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果對模型設(shè)置較為敏感，因此，借鑒馬勇等(2017)的做法，本文在基準回歸中采用逐步加入控制變量的方式來觀察回歸結(jié)果的動態(tài)變化情況，并結(jié)合Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗來判斷模型設(shè)置的合理性，其結(jié)果如表2所示。

表2 基準回歸結(jié)果

從表2的檢驗結(jié)果來看，在不斷加入控制變量的過程中，Arellano-Bond檢驗的結(jié)果均表明回歸方程的殘差存在一階自相關(guān)，但是并不存在二階自相關(guān)，各列回歸結(jié)果也都在5%顯著性水平上通過了Sargan檢驗。加之，各解釋變量的回歸系數(shù)和顯著性都未發(fā)生明顯改變。因此，可以認為本文設(shè)置的回歸模型和系統(tǒng)GMM估計結(jié)果是合理的。

從核心解釋變量系數(shù)的回歸結(jié)果可以看出，在不斷加入控制變量的過程中，外資進入規(guī)制波動的回歸系數(shù)始終顯著為負，而外資進入規(guī)制力度的回歸系數(shù)始終顯著為正，說明外資進入規(guī)制波動會在一定程度上抑制外商投資者在本地進行投資，外資進入規(guī)制力度的降低會為本地吸引到更多外資。從控制變量系數(shù)的回歸結(jié)果來看，平均工資水平的上升會增加外商投資者在本地雇傭勞動力的成本，進而減少當?shù)赝馍讨苯油顿Y，而金融機構(gòu)貸款余額和第二產(chǎn)業(yè)比重兩項指標的上升會顯著增加當?shù)氐耐馍讨苯油顿Y。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.改變外資進入規(guī)制波動的計算周期

由基準回歸可知，外資進入規(guī)制波動會抑制當?shù)赝馍讨苯油顿Y。在基準回歸中，本文測算外資進入規(guī)制波動的周期為5年，但由于不同的投資項目其期限不同、不同投資者對風險的敏感程度也存在差異，因此，不同的投資者可能依據(jù)不同的信息集來進行投資決策。所以本文通過適當縮小和放大外資進入規(guī)制波動的時間計算區(qū)間、改變投資主體的信息集大小來檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

由于中國地方官員的平均任期為4～6年(陳剛 等，2012)，本文將分別以4年和6年為周期來檢驗外資進入規(guī)制波動對投資的抑制性影響，std4和std6分別表示以4年和6年為周期計算的外資進入規(guī)制波動大小。表3中列(1)和列(2)的結(jié)果表明，無論是縮短還是拉長規(guī)制波動的計算周期，外資進入規(guī)制波動都會對外商直接投資產(chǎn)生抑制作用，且回歸系數(shù)與基準回歸結(jié)果相比差別不大。

表3 穩(wěn)健性檢驗

2.改變外資進入規(guī)制波動指標的構(gòu)建方法

在基準回歸中，外資進入規(guī)制力度指標是從投資金額的角度進行構(gòu)建的。為檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇從企業(yè)產(chǎn)值的角度進行外資進入規(guī)制力度指標構(gòu)建(4)由于2017年外資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺失，且部分城市該項指標缺失嚴重，因此在改變指標構(gòu)建方法進行穩(wěn)健性檢驗時，樣本中共有231個地級市，時間區(qū)間為2010—2016年。。將各城市外資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占該地工業(yè)總產(chǎn)值的百分比作為外資進入規(guī)制力度的代理指標，進而構(gòu)建外資進入規(guī)制波動指標。表3中列(3)給出了改變外資進入規(guī)制波動指標構(gòu)建方法后的回歸結(jié)果。從核心解釋變量的回歸結(jié)果來看，雖然改變了外資進入規(guī)制波動的構(gòu)建方式，但外資進入規(guī)制波動會抑制當?shù)赝馍讨苯油顿Y的結(jié)論依然成立，基準回歸中的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

(三)作用機制檢驗

為檢驗前文理論分析中規(guī)制波動通過影響企業(yè)經(jīng)營預(yù)期進而影響投資者決策的理論機制是否成立，這里利用中介效應(yīng)模型進行機制檢驗。表4中列(1)～(3)給出了機制檢驗的回歸結(jié)果。列(1)結(jié)果表明，即使將樣本量縮小至146個城市，外資進入規(guī)制波動的回歸系數(shù)依然是顯著為負的。這也在一定程度上說明了前文基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。列(2)中外資進入規(guī)制波動的回歸系數(shù)顯著為負，說明外資進入規(guī)制會降低外商投資者在當?shù)氐念A(yù)期利潤。列(3)中預(yù)期利潤的回歸系數(shù)顯著為正，說明前文理論分析的作用機制成立，即外資進入規(guī)制會通過降低外商投資者預(yù)期經(jīng)營利潤而抑制其投資行為。

表4 機制檢驗與異質(zhì)性分析

(四)異質(zhì)性分析

由于中國不同城市間的行政等級特點較為鮮明(魏后凱，2014)，且行政等級較高的城市可以較為容易地聚集各類稀缺資源(吳健生 等，2014)，使得省會城市在資金、技術(shù)、人才和基礎(chǔ)設(shè)施等方面資源的聚集程度遙遙領(lǐng)先于省內(nèi)其他地級市(段巍 等，2020)，較高的資源聚集度往往伴隨著發(fā)達的交通、暢通的信息收集渠道和便利的資源獲取條件，因此會降低外商直接投資的沉沒成本。距離省會城市較遠的城市，因為其受到省會城市的資源輻射效應(yīng)較弱，外商直接投資的沉沒成本較高，此時沉沒成本是影響外商投資者決策的主要因素，規(guī)制波動對其投資決策的影響相對較小。距離省會城市較近的城市，受到省會城市優(yōu)質(zhì)資源的輻射較強，外商直接投資的沉沒成本較低，預(yù)期利潤的不確定性是影響其外商投資者決策的主要因素，規(guī)制波動對其投資決策的影響相對較大。

為驗證這一推論，本文用高德地圖測算了各地級市到本省省會城市的距離，分省份計算各城市到省會城市的平均值，并以此為標準將總樣本劃分為兩個子樣本。表4中列(4)和列(5)分別為離省會城市距離大于平均值和小于平均值的地級市的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，在距離省會城市相對較近的地級市，外資進入規(guī)制波動對外商直接投資的抑制作用相對較大，而在距離省會城市較遠的地級市，外資進入規(guī)制波動對外商直接投資的抑制作用相對較小。

六、結(jié)論與政策建議

通過構(gòu)建廠商投資決策模型，分別探討規(guī)制波動對潛在進入者和在位廠商投資決策的影響，結(jié)果顯示：規(guī)制波動會通過阻礙潛在投資者進入市場和減少在位廠商的研發(fā)投資，抑制當?shù)赝顿Y規(guī)模的擴大。進而，本文結(jié)合2005—2017年中國255個地級市的面板數(shù)據(jù)，利用系統(tǒng)GMM估計方法對理論分析的結(jié)論進行驗證，并借助中介效應(yīng)模型對其作用機制進行檢驗，結(jié)果表明，各城市的規(guī)制波動會抑制投資規(guī)模。此外，本文的異質(zhì)性分析表明，在距離省會城市相對較近的地級市，規(guī)制波動對投資的抑制作用較大，而在距離省會城市較遠的地級市，規(guī)制波動對投資的抑制作用相對較小。

基于上述研究結(jié)論，在此提出以下建議：

第一，減少行政命令對政府規(guī)制行為的干預(yù)，確保一切規(guī)制政策的制定和規(guī)制行為的實施都合法、合規(guī)。減少行政命令在規(guī)制制定時的直接或間接干預(yù)，保證規(guī)制政策制定體現(xiàn)其提高資源配置效率、彌補市場運行機制缺陷的初衷，避免基于尋租目的的規(guī)制政策制定。減少行政命令對規(guī)制實施過程的直接或間接干預(yù)，對規(guī)制執(zhí)法流程進行嚴格規(guī)定；增強規(guī)制機構(gòu)的相對獨立性，降低規(guī)制力度因行政權(quán)力而產(chǎn)生波動的可能性，促進投資穩(wěn)步增加。

第二，建立規(guī)制監(jiān)督機構(gòu)，對規(guī)制部門進行事前、事中和事后監(jiān)督，降低規(guī)制波動的可能性。在規(guī)制政策制定前，監(jiān)督是否有經(jīng)濟主體為個體利益對規(guī)制機構(gòu)進行尋租，確保規(guī)制政策的公平性與合理性。在規(guī)制政策制定過程中，監(jiān)督是否嚴格按照法律程序在法律規(guī)定的權(quán)責范圍內(nèi)制定規(guī)制政策，并對未按法律要求制定規(guī)制政策的部門和責任人予以處罰。在規(guī)制政策制定后，監(jiān)督規(guī)制部門是否按政策規(guī)定實施規(guī)制行為，并對未按要求行使規(guī)制行為的責任人和部門進行追責。

第三，進行規(guī)制改革時，應(yīng)充分考慮社會公眾對規(guī)制波動的反應(yīng)，既要看到規(guī)制改革會降低企業(yè)經(jīng)營負擔，又要看到規(guī)制波動會影響企業(yè)的預(yù)期經(jīng)營利潤，降低投資意愿。在深化市場化改革的過程中，確保政府規(guī)制改革平穩(wěn)推進、不過于激進；減小規(guī)制波動幅度，營造一個穩(wěn)定的投資環(huán)境，避免企業(yè)因投資環(huán)境不斷變化而推遲投資。