摘要：文章利用2002-2008年中国29个省份和直辖市的面板数据，用分位数回归的方法考察了地方的契约实施效率对fdi流入的影响。实证结果表明，契约实施效率的提高能显著促进fdi的增长，且随着fdi的增加，其促进作用会更加明显；另外，在fdi较高时（0.9分位处），工资水平的反向作用变得非常显著；最后，gdp和基础设施对fdi的促进作用随fdi的增加而减弱。
　　关键词：契约实施效率；fdi；分位数回归
　　一、 引言
　　改革开放以来，伴随着日益强烈的经济全球化趋势，外商直接投资（fdi）大量进入我国。大量研究和经济现实表明，fdi有效地弥补了我国在资本形成、出口竞争力和技术进步方面的不足，成为促进我国经济增长的重要推动力。根据联合国贸易和发展组织（unctad）《2012年世界投资报告》，中国2011年fdi流入量增长8%，达到1 240亿美元，世界排名第二，仅次于美国（2 269亿美元）；贸发组织2012年进行的世界投资前景年度调查报告显示，在由跨国公司评选出来的最受欢迎的东道国排名中，中国排名第一，显示中国仍然是对fdi最具吸引力的经济体。
　　另一方面，在吸引外资规模不断扩大的同时也存在着fdi的区域分布不平衡现象，较之东部地区，中西部的fdi流入量有着明显的差距。根据金相郁和朴英姬（2006），1980年～2000年间我国引进的fdi中有87.8%集中在东部沿海地区，其中长三角、珠三角和环渤海地区又占了66.8%。尽管2000年以来我国中央政府出台的区域发展政策和中西部地方政府实施的一系列招商引资优惠政策使得部分fdi向中西部地区转移，但fdi依然集中在东部沿海地区，2004年东部的fdi仍然占85.9%的比重，中西部地区的18个省区市只占到不到15%。WWw.11665.COm
　　合理地吸引fdi流入我国资金、技术缺乏的中西部地区，对于我国经济发展、缩小地区差距具有重要的意义。是何原因导致我国fdi分布的东西差异？影响fdi流入的因素有哪些？国内外已有不少学者对影响fdi的因素进行了分析。如veugelers（1991）、tallman（1988）、grosse和 trevino（1996）、hatzius（2000）、shapiro（2001）、raslmi（2003）和kimino 等（2007）等认为，劳动力成本、市场规模和基础设施等因素对fdi有着显著的影响。另外，还有一些学者研究了制度因素对fdi的作用。agodo（1978）考察了美国制造业企业在非洲的投资情况，发现稳定的政治和有利于投资的政策环境能促进fdi的流入。globerman和shapiro（2002）用1995年～1997年98个国家的面板数据进行实证分析，发现公正高效的法律体系、可信的公共机构以及开明放任的政府政策同样能够促进fdi的流入。国内的鲁明泓（1999）则将影响fdi的制度因素分为四类，从制度的各个层面较为详细地分析了制度对fdi的作用。这四类制度分别是：①国际经济制度安排（主要包括东道国签署的双边投资保护条约、参与的经济一体化组织、东道国的贸易壁垒及其对外资的态度等）；②经济制度（主要包括东道国经济自由程度、市场完善程度和金融外汇制度等）；③法律制度（主要包括东道国的法律完善程度和私有财产保护程度）；④企业运行的便利性（主要包括企业运行障碍、税收制度和政府清廉度等）。
　　本文的分析与以上文献有三处重要不同。首先，本文着重强调契约实施制度对fdi的影响；其次本文研究了一国内部各地区之间的契约实施效率差异导致fdi在区域间分布不平衡的现象。事实上，我国各地区由于地理位置、地方文化、法规以及市场化程度的不同，导致我国各省份之间的契约实施效率存在较大的差异，跨国公司往往选择最适合其战略目标地区进行投资，所以研究fdi在一国内部的区域差异比起国家层次上的研究可能更有意义。最后，本文采用了面板数据的分位数回归，对fdi进行不同层次的、细致地实证考察，分析其影响因素。较之普通最小二乘方法，分位数回归放宽了对被解释变量分布的假设，使用加权残差绝对值之和最小化的方法估计参数，其条件更为宽松，信息更为丰富。具体来讲存在以下优势：①分位数回归对随机误差项的分布没有要求，当误差项呈现非正态分布时，其参数估计量比ols更有效；②分位数回归法测度了变量在不同分位数水平下的参数估计值，能更为全面地刻画变量的分布特征；③分位数回归通过使加权残差绝对值之和最小来计算参数估计量，因而对于异常值的敏感程度也远远小于ols，得到的估计量也更加稳健；④在回归

数的解释上，ols回归反映了自变量对因变量的平均影响，而分位数回归反映的是自变量对因变量在某个特定分位点处的边际影响。分位数回归能够提供不同分位数水平上的估计结果，因而可以对因变量的整体情况做出更为全面的解释。
　　本文的结构安排如下：第二部分为实证模型的设定、变量的测度和数据来源说明；第三部分汇报了实证结果；第四部分对全文进行总结。
　　二、 模型设定和变量说明
　　1. 模型设定。基于上述分析，本文选取反映地方契约实施制度好坏的契约实施效率、反映地方经济规模的gdp、各地的工资水平和基础设施作为解释变量，建立如下实证模型：
　　lnfdiit=β0+β1contractit+β2lngdpit+β3lnwageit+β4lnfrait+uit
　　式中lnfdiit是被解释变量fdi的对数值，下标i表示地区，t表示年份；β0是常数项；β1～β4分别表示各解释变量的系数，其中β1是我们主要关心的系数；contractit是契约实施效率；lngdpit是各地区gdp的对数值；lnwageit表示工资水平的对数值；lnfrait是地区基础设施密度（用各地区公路和铁路里程之和，除以当地面积）；uit是残差项。
　　2. 变量说明与数据来源。本文采用2002年～2008年中国29个省、直辖市和自治区的面板数据进行实证分析。选取2002年～2008年的数据是因为，2001年11月我国正式加入世界贸易组织（wto），这对于我国承接加工贸易影响重大；而2007年发生了席卷全球的金融危机，危机的影响在2008年之后逐步显现出来。所以2002年～2008年的数据能比较稳定地反应我们所关心的变化和变量作用。之所以选取29个省份的数据是因为，西藏和青海的某些关键数据缺失，另外香港、澳门和台湾的制度与大陆有根本性差别，不属于本文所关心的因素。 　　（1）契约实施效率。关于测度我国地区间契约实施效率的指标，目前较流行的有世界银行发行的《2008中国营商环境报告》（盛丹、王永进，2010，茹玉骢、金祥荣、张利风，2010），但目前该报告只发布了一年，由于本文关心契约实施效率随时间不断进步对fdi的促进作用，因而这一数据不适用本文。此外，李德震（2013）使用了樊纲、王小鲁和朱恒鹏发布的《中国市场化指数》中的指标来衡量各地区的契约实施效率。该指数对中国各省市场化的相对进程作出了较为客观和详尽的分析，并经过一系列的分析和计算，得出中国各地区的总体市场化指数。市场化指数总体评分是由五个方面23项基础指标组成的。它们各自反映不同领域的市场化程度。基础指标评分是以2001年为基期，在0～10之间取值（基期单项基础指标市场化程度最高的省份在该项的基期得分为10分，最低的省份基期得分为0分；但根据年度变化，某些省份可能超过10或小于0）。市场化指数的五个方面包括：①政府与市场的关系；②非国有经济的发展；③产品市场的发育；④要素市场的发育；⑤市场中介组织和法律制度环境。其中第5个方面能较好地代表契约实施效率，我们下面将对此进行简要说明。构成这一方面的指标分为四个项目：（a）中介市场发育度；（b）对生产者合法权益保护；（c）知识产权保护；（d）消费者权益保护。其中前个三项目与契约实施效率有较强相关性。a项“中介市场发育度”由两个指标构成：律师数/总人口和会计师人数/总人口。这两个指标能较好地体现地区间“证实成本”的差异。一旦签约双方在交易时产生争议，拥有更多律师和会计师的地区能够更加方便地对双方签订的契约进行审查并经由法庭证实和执行。b项“对生产者合法权益保护”采用企业对各地区司法环境评价的调查数据，能较为真实地体现各地契约和制度环境的质量。c项为知识产权保护指标，由于企业承接外包过程中存在与发包企业产生知识产权纠纷的情况，所以对知识产权的保护有利于双方就相关问题签订和执行契约。此外，对d项消费者权益的保护，也能从一定程度上反映出当地的制度质量。综合以上分析，“市场中介组织和法律制度环境”指标能很好地反应契约实施效率，因此我们将选取樊纲、王小鲁和朱恒鹏《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》中的这一指标。
　　（2）其它变量。
　　fdi：采用2002年～2008年各地实际利用的外商直接投资，根据当年人民币对美元汇率折合成人民币单位，数据来自中华人民共和国商务部。工资水平：对于工资水平的衡量，本文采用各省份2002年～2008年职工平均工资。基

础设施：本文采用各省份单位面积公路、铁路和内河航道里程（公里/平方公里）对此进行测算。地区生产总值：本文采用各省份2002年～2008年名义gdp。平均工资、基础设施和gdp的数据均来自相应年份《中国统计年鉴》。
　　三、 回归结果及其分析
　　我们首先对fdi的总体进行了混合最小二乘法回归，结果见（1）式；然后对被解释变量选取具有代表性的0.1、0.25、0.5、0.75和0.9分位点，分别进行分位数回归，结果分别为（2）～（6）式。表2列出了所有的回归结果。
　　回归结果解释：
　　1. 总体上看，各变量的系数很好地符合我们的预期。对fdi作总体的混合最小二乘法的结果为（1）式所示，主要解释变量契约实施效率的系数为正并且有1%的显著性水平，总体上，契约实施效率的评分提高1分，使fdi提升约0.143%；衡量经济规模的gdp系数为正且显著，说明经济规模显著的促进fdi流入，gdp每提高1%，大约促进fdi增加1.135%；工资水平的系数显著为负，说明低工资是吸引fdi流入的重要因素，工资水平增加1%，使得fdi减少0.513%；基础设施的系数显著为正，说明基础设施的改善能显著促进fdi增加，基础设施密集度提升1单位，能促进fdi增加约0.9%。上述结论与已有大多数文献的研究结论一致。
　　2. 从分位数回归的结果来看：①契约实施效率和gdp的系数在各分位点处保持显著为正，说明二者均对fdi有显著且稳健的促进作用。但具体来看，契约实施效率的系数随着fdi水平的增加而增大，说明其对fdi的促进作用是逐渐增强的，在fdi水平越高的地区，其契约实施效率的改善对fdi的促进作用越大。相反，gdp的系数虽然保持显著为正，但其值表现出逐步减小的趋势，说明gdp对fdi的促进作用随着fdi的增加而减弱。随着地区fdi不断增加，地区经济规模对于fdi流入的促进作用变弱。也就是说，对于经济越发达的地区，国外投资者不再过于看重当地的经济规模，而会更加重视像契约实施效率这种地方的“软实力”。②工资水平的系数在fdi的0.9分位处非常显著，且其绝对值显著提高。说明在fdi水平相当高的地区，工资水平对fdi的影响也更大，工资水平的高低成为国外投资者的重要决策因素。这能在一定程度上说明沿海各省的“用工荒”现象：在fdi水平较高的沿海地区，企业对劳动力需求的竞争是非常激烈的，廉价劳动力成了稀缺资源，而投资者对此较为看重，他们更倾向于去沿海地区中工资水平较低的地方投资。③基础设施的系数持续为正，但表现出随fdi的增加而逐渐减小的趋势，且变得不再显著。这说明在fdi水平较低的时候，基础设施的改善能显著地促进fdi流入，但随着fdi的增加，投资者不再如此看重基础设施水平，因此基础设施对fdi的促进作用减弱。这个结果给我们的启发是，随着fdi的增加，地方政府不能一味地靠基础设施投资来吸引外资。结合对gdp和契约实施效率的分析我们可以得出这样的结论：一个地区fdi水平已经较高时，像经济规模和基础设施这种“硬实力”的提升对fdi的促进作用变弱，而投资者将更加看重像契约实施效率这种“软实力”。
　　四、 全文总结
　　本文利用2002年～2008年中国29个省份和直辖市的数据，用分位数回归的方法考察了地方的契约实施效率对fdi流入的影响。实证结果表明，契约实施效率的提高能显著促进fdi的增长，且随着fdi的增加，其促进作用会更加明显；另外，在fdi较高时（0.9分位处），工资水平的反向作用变得非常显著；最后，gdp和基础设施对fdi的促进作用随fdi的增加而减弱。基于此，本文对地方政府吸引外资有以下政策建议：
　　1. 无论目前fdi水平较低的中西部还是fdi已经较多的东部地区，都应努力改善法院执法效率，促进契约实施效率的提升。特别是东部地区，其契约实施效率的提升对fdi的促进作用更加显著。
　　2. 对于fdi水平较低的中西部地区，基础设施的建设仍有较大空间，其基础设施的改善能显著地促进fdi流入，若想通过fdi促进当地经济，进行基础设施建设仍不失为一个有效的办法；而对于fdi水平已经较高的东部地区，应当把重点放在诸如契约实施效率这种软实力的提升上。
　　3. 在fdi水平已经相当高的沿海地区，工资水平对fdi的负向作用非常显著，这从一定程度上反映出了沿海地区的“用工荒”问题。这些地区应足够重视这一现象，着力解决外来务工人员的户籍、子女入学和社会保障各方面的问题，以吸引各地的劳动力，增加当地劳动力供

给，缓解“用工荒”问题。
　　参考文献：
　　1. 联合国贸易和发展组织（unctad）.2012年世界投资报告，2012.
　　2. 鲁明泓.制度因素与国际直接投资区位分布：一项实证研究.经济研究，1999，（7）.
　　3. 盛丹，王永进.契约执行效率能够影响fdi的区位分布吗？.经济学（季刊），2010，（7）.
　　4. 茹玉骢，金祥荣，张利风.合约实施效率、外资产业特征及其区位选择.管理世界，2010，（8）.
　　5. satomi kimino， david s. saal and nigel driffieldmacro.determinants of fdi inflows to japan： an analysis of source country charact- eristics. the world economy，2007，（10）：1467-9701.
　　6. 李德震.契约实施效率与加工贸易.现代管理科学，2013，（3）.
　　作者简介：李德震，南开大学经济学院国际经济贸易系博士生。
　　收稿日期：2013-02-17。