財政分權對區(qū)域產(chǎn)業(yè)外商投資的影響研究

張 亮

（南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071）

一、問題的提出

為了推動我國市場經(jīng)濟體制的逐步完善，中央政府積極推進財稅體制改革，其中最為重要的是1994年的分稅制改革，將地方財政包干制度改為合理劃分中央與地方事權基礎上的分稅制度。中央除了較為充分地賦予地方政府支配本地財政收入的權力外，還伴隨著將各種投資項目的審批權和制定本地發(fā)展戰(zhàn)略等方面的更廣闊的資源配置權力下放給地方政府（張軍，2006）。1994年分稅制改革增強了地方政府對自有財力的支配權限和對地方經(jīng)濟事務的管理權限，分稅制改革扭轉了國家財政能力不足的狀況，增加了各級政府的財政收入（He，2006）。近年來我國財政收入呈快速增長態(tài)勢，2002年全國財政收入為1.8萬億元，2003年突破2萬億元，2005年突破3萬億元，2007年突破5萬億元，2010年突破8萬億元，2011年我國財政收入首次突破10萬億元大關，達103740億元，增長24.8%，創(chuàng)下歷史新高，其中稅收收入89720億元，同比增長22.6%。

1994年我國進行分稅制改革，財政分權制度允許地方政府擁有一定的受制度保障的地方財政收益，可以在一定程度上支配這些收入并承擔相應的責任，客觀上使各個地方政府成為具有相對獨立的經(jīng)濟主體，對各個地方政府產(chǎn)生了強烈的財政競爭激勵（Qian和 Weingast，1997）。財政分權改革使地方政府有更大的經(jīng)濟自主權，地方政府具有強烈的屬地經(jīng)濟觀念，對外商直接投資顯示出極大的熱情。以經(jīng)濟增長為基礎、以GDP為政績考察的中國政府官員“政治錦標賽”結合了中國政府體制和經(jīng)濟結構的獨特性質，在政府官員手中擁有巨大行政權力和自由處置權的情況下，提供了一種具有中國特色的激勵地方官員推動地方經(jīng)濟發(fā)展的治理方式，晉升激勵使得地方政府官員有非常強的動力促進地方經(jīng)濟快速發(fā)展（周黎安，2004）。各個地方政府把吸引區(qū)外資本作為主要的競爭目標，堅持以地方經(jīng)濟發(fā)展為己任的各地方政府對資本這一流動性較強的稀缺要素有著近乎本能的強烈興趣（Qiao，2008）。財政分權制度安排客觀上改變了中央政府對地方政府的激勵機制和地方政府間的關系。地方政府針對外商投資競爭行為的產(chǎn)生，可歸結為以財政分權和政治績效約束為特征的中國式分權背景下地方政府對于具有較高流動性的外商資本追逐。在中國的GDP政績考核機制和分稅制的制度安排下，地方政府的一項重要責任就是推動當?shù)亟?jīng)濟增長，而吸收外資被認為是促進經(jīng)濟增長的有效途徑，財政分權使得地方政府有了更多的資源去爭奪吸引國外直接投資（王永欽，2007）。財政分權導致我國各個地方政府圍繞經(jīng)濟指標為追求政績而進行錦標賽式的競爭。財政分權程度越大，地方政府競爭轄區(qū)外流動性要素的程度就越大。各地方政府在競爭外資 過程中會普遍采取直接或變相減免稅收、增加公共投入和改善對外貿(mào)易條件等政策。政府通過調整財政政策吸引外資，培育外商投資企業(yè)需要的各種生產(chǎn)要素，包括完善的基礎設施、配套的工業(yè)園區(qū)、高素質的勞動力等等，形成本地區(qū)的工業(yè)集聚，提高引資能力。由于財政手段的效果受到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況和地方財力的制約，經(jīng)濟相對發(fā)達、財政自主性較高的地區(qū)能通過增加經(jīng)濟建設支出和公共服務支出彈性，提升地方的產(chǎn)業(yè)配套能力，改善投資環(huán)境，吸引外資流入（Zhang和Zou，1998）。

近年來我國經(jīng)濟保持快速增長，然而各地在享受財政分權果實的同時，財政分權弊端也日益凸顯，其中最突出的問題就是地方保護主義（張晏，2007）。Qiao和Vazquez（2008）認為地方保護主義是造成我國地區(qū)經(jīng)濟非均衡發(fā)展、國內市場分割的重要原因。

二、估計方程與數(shù)據(jù)說明

1.估計方程

本文考察的對象是中國省級區(qū)域的行業(yè)外商投資，它同時具有省級區(qū)域和行業(yè)兩個維度，正如理論模型所指出的那樣，地區(qū)行業(yè)的外商投資是由地區(qū)財政分權與行業(yè)資本密集度共同作用的結果。由于需要同時考慮地區(qū)特征和行業(yè)特征，因此本文借鑒Beck、Laeven和Levine（2008）、Rajan和Zingales（1998）的研究思路：通過采用省級區(qū)域特征與行業(yè)特征交叉項作為關鍵解釋變量，檢驗財政分權大的省級區(qū)域的資本密集度較高行業(yè)有較多外商投資的推論是否成立？若上述論斷成立，則地區(qū)財政分權與行業(yè)資本密集度的交叉項系數(shù)應為正。根據(jù)Beck，Laeven和Levine（2008）、Rajan和Zingales（1998）的研究建立以下基礎估計模型：

其中，F(xiàn)DIi，k，t表示i省份k行業(yè)t年的外商直接投資指標；Fiscali，t表示i省份t年的財政分權指標；Capitalk為k行業(yè)資本密集度；Controlsi，k，t為控制變量，用以控制其他影響地區(qū)行業(yè)外商投資的因素；γi為省份虛擬變量；δk為行業(yè)虛擬變量；ηt為時間虛擬變量；εi，k，t是殘差項。其中Fiscali，t×Capitalk的估計系數(shù)αFiscal是本文主要考察的內容，如果該系數(shù)顯著為正，則表示資本密集度較大的行業(yè)在財政分權較小地區(qū)的外商投資較多。

除地區(qū)財政分權程度外，外商投資還受到其他許多因素的影響，我們加入了以下控制變量：地區(qū)人力資源稟賦與行業(yè)人力資源密集度的交叉項（humdi，t×humk），反映人力資本要素稟賦的影響；地區(qū)海外市場接近度與行業(yè)出口傾向度的交叉項（mai，t×exportk），反映海外市場接近程度的影響；地區(qū)工資水平與行業(yè)勞動密集度的交叉項（wagei，t×labdk），反映勞動力成本的影響；地區(qū)集聚效應與行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的交叉項（aggi，t×scalk），反映集聚效應的影響；地區(qū)市場潛力與行業(yè)地區(qū)市場需求度的交叉項（mpi，t×domesk），反映地區(qū)市場潛力的影響，對估計模型進一步細化后可得：

2.指標說明

（1）外商直接投資（FDIikt）

考慮到數(shù)據(jù)可得性，使用《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》t年i省k行業(yè)實收資本中外商資本和港澳臺資本總和表示i省k行業(yè)t年的外商直接投資情況（fdiikt）；用t年i省k行業(yè)實收資本中外商資本和港澳臺資本比重表示i省k行業(yè)t年的國外投資（fdi＿wzikt）和港澳臺投資（fdi＿gatikt）。

（2）地區(qū)財政分權（fiscali，t）

財政分權指標主要有兩種：一種是采用下級政府的財政支出份額刻畫財政分權程度（Zhang和Zou，1998）；另一種是采用自有收入的邊際或平均增量（Lin and Liu，2000）。目前國內外研究中主要采用第一種指標，用人均地方財政支出與人均中央財政支出的比值可以作為一般意義上的統(tǒng)計指標來刻畫財政分權程度，但如果放入計量模型中，容易造成多元共線性問題，因此我們采用Qiao（2007）的做法，用人均地方財政支出／（人均地方財政支出＋人均中央財政支出）作為財政分權指標，具體如下：

fiscalit表示i省t年的財政分權狀況，LRit表示i省t年的財政支出額，POPit表示i省t年的人口數(shù)，CRt表示中央政府在t年份的財政支出額。用財政支出相對規(guī)模衡量的財政分權程度越大，則地方政府就擁有更多的實際可支配的財政能力競爭FDI，也反映了地方政府擁有更多的實際自主收支權力，因而有更好的條件通過采取直接或變相的稅收減免以及擴大本地市場和投資規(guī)模等方式吸引外商投資。

（3）地區(qū)特征變量

人力資本豐裕度（humdit）：根據(jù)Barro和Lee（2001）以人均受教育年限度量人力資本豐裕度。海外市場接近度（mait）：借鑒黃玖立和李坤望（2006）中的方法度量地區(qū)海外市場接近度（mait），其中ma越大，該地區(qū)越接近海外市場。勞動力成本（wageit）：考慮勞動力實際工資和勞動力素質的影響，本文選用地區(qū)實際工資總額和當?shù)毓I(yè)總產(chǎn)值的比例作為勞動力成本的度量。地理集聚程度（aggit）：Ciccone和Hall（1996）指出相對于人口和城市規(guī)模，就業(yè)密度能更好地反映集聚程度。本文采用各省區(qū)人口就業(yè)密度，即每萬平方公里就業(yè)人數(shù)作為地區(qū)地理集聚程度的度量。地區(qū)市場潛力（mpit）：考慮到各省區(qū)市場潛力不僅受本地市場影響，還受相鄰省區(qū)市場影響，本文采用Harris（1954）中的方法對我國各省區(qū)市場潛力指數(shù)進行估計，某省區(qū)市場潛力等于各省區(qū)實際GDP以各省區(qū)到該省區(qū)距離的倒數(shù)為權重的加權和。

（4）行業(yè)特征指標

本文根據(jù)我國2002年122個部門投入產(chǎn)出表，使用行業(yè)固定資產(chǎn)凈值占行業(yè)增加值的比重反映行業(yè)資本密集度（capitalk）；采用行業(yè)科技活動人員占行業(yè)從業(yè)人員比重度量行業(yè)人力資本密集度（humk）；采用行業(yè)出口交貨值占行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重度量行業(yè)出口傾向性（exportk）；采用行業(yè)勞動力成本占行業(yè)工業(yè)增加值的比重度量行業(yè)勞動密集度（labdk）；采用單位企業(yè)從業(yè)人員數(shù)，即行業(yè)從業(yè)人員與企業(yè)數(shù)量的比值度量行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟（scalk）；采用行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與行業(yè)出口交貨值之差與行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重度量行業(yè)地區(qū)市場需求度（domesk）。

3.數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本數(shù)據(jù)包括我國2001－2007年29個省區(qū)25個行業(yè)的數(shù)據(jù)。地區(qū)人力資本稟賦數(shù)據(jù)來源于《中國人口統(tǒng)計年鑒2007》；行業(yè)人力資本密集度數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒2007》；其他數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2007》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒2007》和我國2002年122個部門投入產(chǎn)出表。

三、基礎實證分析

1.初步估計分析

表1是對2001－2007年29個省級區(qū)域25個工業(yè)行業(yè)的最小二乘估計（Pooled Least Square）結果。為控制各地區(qū)和行業(yè)的個體差異性，采用地區(qū)和行業(yè)固定效應方法進行估計。列A1是在不加入其他控制變量的情況下，財政分權與資本密集度的交叉項與外商投資單獨進行回歸的結果。在此基礎上依次加入控制變量，得到回歸組合A2－A6。這么做是因為一方面可以考察財政分權對外商投資作用的穩(wěn)健性，在加入其他影響因素時，財政分權對外商投資的影響是否保持一致；另一方面可以比較財政分權與其他控制變量對外商投資的相對影響程度。由表1回歸結果的列A1得知，地區(qū)財政分權與行業(yè)資本密集度的交叉項（fiscal＿capital）估計系數(shù)顯著為正，表明在地區(qū)財政分權高的地區(qū)資本密集的產(chǎn)業(yè)，外商投資相對較多。從回歸結果列A2－A6可以看出，加入其他影響因素后，交叉項系數(shù)依然為正，且仍保持顯著，這說明地區(qū)財政分權程度確實是影響我國外商投資區(qū)域產(chǎn)業(yè)分布的重要因素。

從控制變量看，地區(qū)人力資本稟賦與行業(yè)人力資本密集度的交叉項（humd＿hum）系數(shù)為正且在1%的檢驗水平下顯著，表明在人力資本稟賦較豐裕的地區(qū)，外資更多地流入了人力資本密集度較高的行業(yè)。地區(qū)海外市場接近度與行業(yè)出口傾向（ma＿export）的交叉項系數(shù)為正且均在1%的檢驗水平下顯著，表明在依賴于出口的行業(yè)，外商投資可能是因為外資企業(yè)具有較高的出口傾向，更偏向于在距離海外市場較近地區(qū)投資，離海外市場越近越會促進外商投資。地區(qū)勞動力成本與行業(yè)勞動密集度的交叉項（wage＿labd）系數(shù)顯著為負，顯示勞動密集度較高行業(yè)外資更傾向于在勞動力成本較低地區(qū)進行投資。Cheng和Kwan（2000）、Coughlin和Segev（2000）均發(fā)現(xiàn)，較高的實際平均工資對FDI流入有負向作用。地區(qū)集聚效應與行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的交叉項（agg＿scal）系數(shù)基本在1%以上的檢驗水平下顯著為正，在規(guī)模經(jīng)濟程度較高的行業(yè)，地區(qū)集聚程度的提高將會吸引更多的外資企業(yè)進入。在產(chǎn)業(yè)集聚程度較高的地區(qū)，企業(yè)相對比較集中，這便于上下游企業(yè)之間便利地進行交易和溝通，減少交易成本，有利于吸引外資的流入（Berthelemy和Demurger，2000）。地區(qū)市場潛力與行業(yè)市場需求度（mp＿domes）的交叉項系數(shù)為正且在1%以上的顯著性水平上顯著，表明更加依賴于出口的行業(yè)，外資偏向于在市場潛力較大地區(qū)的市場需求度大的行業(yè)進行投資。

表1 初步估計結果（Panel-OLS）

2.內生性問題的處理

由于外商投資與財政分權之間可能存在的雙向作用，由此產(chǎn)生雙向因果關系，因而外商投資與地區(qū)財政分權之間可能存在內生性，嚴重的內生性會使最小二乘法估計可能是有偏差的和非一致的。為了控制變量內生性對估計結果的影響，本文使用我國三大改造前（1955年）私營經(jīng)濟比重、1999年市場化指數(shù)、2001年信用指數(shù)作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（Panel-TSLS）進行估計（李坤望和王永進，2010）。工具變量的選取需遵循工具變量具有外生性同時與內生變量相關的原則。從外生性角度看，本文選取的工具變量均為樣本前期歷史數(shù)據(jù)，不會對樣本FDI流入產(chǎn)生顯著影響；從與內生變量的相關性角度看，初始市場化程度和私營經(jīng)濟比重較高地區(qū)對地區(qū)財政分權存在更高的要求，從而會促進地區(qū)財政分權，因此本文選取的工具變量符合工具變量選取原則，有一定的合理性和可行性。

運用工具變量兩階段最小二乘法分別對表1進行了重新估計，估計結果如表2所示。為了檢驗工具變量的有效性和外生性，我們對工具變量進行了過度識別檢驗（Overidentification Test），并報告了Sargan Test和Basmann Test的統(tǒng)計值及其相伴概率。為了考察工具變量與內生變量相關性，我們在表中列出了第一階段的F值及其概率值。由表2可知，工具變量的檢驗結果表明，對所有回歸估計組合，Sargan Test和Basmann Test的統(tǒng)計值相伴概率均大于0.1，這表明無法在10%的檢驗水平下拒絕工具變量是過度識別的原假設，因此所選擇的工具變量是外生的，估計結果是有效的。所有估計的第一階段F值均大于10，概率值均為0.00，這說明選取的工具變量與內生變量之間具有很強的相關性（Staiger and Stock，1997）。

與先前的表1估計結果相比，地區(qū)財政分權程度與行業(yè)資本密集度的交叉項估計系數(shù)符號均在1%的檢驗水平下顯著為正，各回歸組合估計系數(shù)均有不同程度的增大。這表明地區(qū)財政分權程度的內生性使得最小二乘估計產(chǎn)生下偏，從而傾向于低估財政分權對外商投資的影響；同時這也說明本文選取的工具變量能夠較為有效地處理回歸模型中的內生性問題，使估計結果具有較強解釋力。控制變量的回歸結果與先前相比大致相同。

表2 工具變量法（Panel-TSLS）估計

四、不同來源地投資的探討

接下來本文根據(jù)外商投資來源地的不同將外商投資分為國外投資（fdi＿wz）、港澳臺投資（fdi＿gat）來分別研究。表3是運用最小二乘法（Panel-OLS）、工具變量法（Panel－TSLS）對國外投資、港澳臺投資分別進行估計的結果，其中C1、C2是國外投資（fdi＿wz）的最小二乘法估計結果，D1、D2是港澳臺（fdi＿gat）的最小二乘法估計結果，E1、E2是國外投資（fdi＿wz）的工具變量法估計結果，F(xiàn)1、F2是港澳臺（fdi＿gat）的工具變量法估計結果。

表3的估計結果與表1、表2相同：無論是用最小二乘法估計還是工具變量兩階段最小二乘法估計，省際財政分權指標與行業(yè)資本密集度的交叉項系數(shù)在國外投資作為被解釋變量列中均在1%的檢驗水平下顯著為正。而以港澳臺投資作為被解釋變量列中均正向不顯著，這表明在財政分權高的地區(qū)資本密集度大的產(chǎn)業(yè)對國外投資有顯著的促進作用，但對港澳臺投資的作用卻不明顯。地區(qū)財政分權對國外資本和港澳臺資本投資吸引存在明顯的差異性，在資本密集度較大的行業(yè)，地區(qū)財政分權的增大將會吸引更多的國外投資，但港澳臺投資卻不受此影響。原因可能是因為兩種資本的來源地不同所產(chǎn)生的目的差異。以國外資本為主的“三資”企業(yè)更看重本地市場潛力，有明顯的國內市場導向特征；而以港澳臺資本為主的“三資”企業(yè)具有明顯的出口導向特征（賀燦飛，2004）。第一次全國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)指出，在2004年中國制造業(yè)規(guī)模以上企業(yè)的國內銷售總額中，港澳臺資企業(yè)的內銷額占6.4%，外資企業(yè)的內銷額占12.5%，接近港澳臺資企業(yè)的兩倍（平新喬，2007）。國外投資更加看重東道國的市場規(guī)模和市場潛力，而港澳臺投資企業(yè)則將大陸地區(qū)作為出口的平臺（王永進，2010），因此港澳臺資本對地區(qū)財政分權的要求相對較低。

表3 不同來源地投資的估計

五、結論與政策建議

本文借鑒Beck、Laeven和Levine（2008）模型將地區(qū)和產(chǎn)業(yè)特征相結合，利用我國2001－2007年29個省級區(qū)域25個細分工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)，實證分析財政分權程度的地區(qū)差異對省級區(qū)域行業(yè)外商投資的影響，發(fā)現(xiàn)財政分權較高地區(qū)的資本密集度大行業(yè)外商投資較多，這一結論不受控制變量及內生性問題的影響，是穩(wěn)健的、可信的。接著根據(jù)外商投資來源地的不同將外商投資分為國外投資、港澳臺投資來分別研究，發(fā)現(xiàn)地區(qū)財政分權對國外資本和港澳臺資本投資吸引存在明顯的差異性，在資本密集度較大的行業(yè)，加強地區(qū)財政分權將會吸引更多的國外投資，但對港澳臺投資作用卻不明顯。

我國政府需要繼續(xù)推進完善我國財政分權體制改革，為外商投資企業(yè)提供更好的經(jīng)營投資環(huán)境，大力吸引與我國市場聯(lián)系緊密行業(yè)外資流入，持續(xù)改善我國地區(qū)引資結構。但與此同時，在推動我國地區(qū)財政分權過程中，應該注意地區(qū)間協(xié)調發(fā)展，改變中西部地區(qū)在引資結構上相對于東部地區(qū)的劣勢，不斷推動我國地區(qū)間平衡發(fā)展。那些認為只有通過取消內外資企業(yè)差別待遇才能改善引資結構的論斷值得認真反思，簡單地取消外資的超國民待遇可能起到適得其反的效果。在調整引資政策過程中，不僅要考慮到外資對本土企業(yè)的擠出效應，而且還要充分考慮超國民待遇對引資結構的積極作用（王永進，2010）。在當前全球經(jīng)濟危機的背景下，我們需要警惕地方保護主義，進一步深化財政分權改革，改變先前單一以經(jīng)濟增長為核心的政績考查機制，避免地方政府為了追求GDP等經(jīng)濟指標和政治業(yè)績考核指標而帶來的消極影響，從根源上消除地方保護主義。中央政府應加大對地方政府行為的監(jiān)控和約束，充分發(fā)揮當?shù)厝舜?、政協(xié)的督責權能，使地方政府時刻置于國家法律法規(guī)和公民監(jiān)督的約束之下（王文劍，2007）。

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