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根据中国的经验分析外商直接投资选址的决定因素
Leonard K. Chenga and Yum K. Kwanb *
摘要：通过估计1985年至1995年29个中国区域的外商直接投资决定因素的影响，我们发现大的区域市场，良好的基础设施和优惠政策具有积极影响，但工资成本对外国直接投资有负面影响。教育的效果是积极的，但没有统计学意义。此外，外国直接投资对自身也有强烈的自我强化效应。1985年至1995年间该地区的平衡FDI存量没有收敛，但与均衡FDI存量的偏差趋于一致。
关键词：外商直接投资;自我加强效应;正反馈效应;部分库存调整;动态面板回归
1.简介
跨国公司的跨国投资是当今全球经济最突出的特征之一。许多国家认为吸引外国直接投资（FDI）是其经济发展战略的重要组成部分，因为外国直接投资被广泛认为是资本，技术，营销和管理的融合。决策者面临的一个重要问题是吸引外国直接投资的因素是什么。
在本文中，我们试图根据中国的经验回答上述问题，这有几个原因是有趣的。首先，由于其开放政策，自1992年起，中国成为发展中国家中最大的外国直接投资接受国，自1993年以来一直是世界第二大接收国（仅在美国之后）。其次，与美国不同，对外直接投资的区域分布研究最多的国家，中国有明确的政策鼓励“出口加工”类型的外商直接投资，并为外国投资者建立了不同的经济区1，但这些政策在发达经济体中并不存在。第三，在中国（即香港和台湾）投资的最重要的来源经济体靠近一些省份，而不是其他省份。相比之下，美国对外直接投资的最重要来源是西欧和日本，而且与美国的任何一个州都不相近。因此，美国和中国的外国直接投资案例不仅代表了世界上最重要的两个外国直接投资案例，而且也为比较发达经济体和不同发展中经济体的经验提供了机会对外直接投资政策。
图1总结了我们使用方框图绘制的地区FDI库存面板数据。每个方框简要地表示某一年份中股票的区域分布情况;而按时间顺序排列的盒子则揭示了数据的时间序列方面，特别是
中位数股票的持续性和区域分布的时间变化。从图中可以清楚地看到，FDI在中国的地理位置具有巨大的空间和时间多样性。一个令人满意的经验模型应该能够在一个一致的框架下解释这些显着的特征。
图1 实现的外国直接投资存量（以对数形式）
外国直接投资地点的潜在决定因素已在文献中得到广泛研究。这些文献大部分都提供了一个比较静态理论来解释外国直接投资地区的空间多样性，尽管一些论文的确强调了聚集效应的重要性，随着时间推移FDI的自我持续增长，换句话说，自然增长现象（Head，Ries and Swenson 1995, O Huallachain and Reid 1997, Smith and Florida 1994）。
从概念上讲，观察到的FDI存量反映了两种力量的相互作用。首先，即使没有吸引外国直接投资的政策和其他决定因素，“积极反馈”效应也会推动股票走向均衡水平。其次，与此同时，这些决定因素确实随着时间而变化，所以平衡水平正在不断改变。希望将这两个要素结合起来，并评估它们在解释观测数据中的作用。在本文中，为了更好地解释中国数据中观察到的空间和时间多样性，我们将FDI定位的比较静态理论整合到一个简单的增长模型中。
我们将中国的经验看作是研究外国直接投资的一个重要案例，部分原因是中国在如此短的时间内所获得的巨大规模和快速增长的外国直接投资，但更重要的是对于出现的数据的多样性。中国案例是我们测试假设并进一步了解外国直接投资发生率的自然实验。这个案例不仅对理解中国本身有利，而且对于理解外国直接投资地理位置的决定因素更为重要。
估计外商直接投资潜在决定因素影响的典型方法是将所选的因变量（例如定位外商直接投资位于某一地点的概率或位于某一地点的投资额），归于一组理论上独立的变量可能会影响投资的盈利能力。这些变量通常反映或影响当地市场潜力，生产成本，运输成本，税收以及外国公司面临的一般商业环境。本文通过明确认识以下事实区别于现有研究：（a）投资流动需要时间来调整以接受外国直接投资的目标库存;（b）投资流量取决于实际存量;（c）目标股本身随环境而变化。更具体地说，我们应用周的部分调整模型来分析1986年到1995年的中国FDI数据。通过采用这种方法，我们能够研究FDI的跨时间联系和区域分布。
第二部分对FDI a la Chow（1967）的部分调整模型进行了规定。所包含的自变量是基于关于外国直接投资位置的实证文献的结果。数据和估算程序在第三部分中描述，估算结果在第四部分中报告。第五部分将我们的结果与文献中的现有结果进行比较，而六部分比较了外国直接投资的实际和均衡存量。第七部分结束了论文。
2.部分库存调整模型
令为区域在时间的FDI存量，为相应的均衡或期望的存量。我们关注资本存量而不是投资流量，因为投资的盈利能力取决于资本边际回报率，这通常是资本存量的递减函数。遵循Chow（1967），我们假设投资流程根据以下过程将调整为*：
（1）
方程（1）表示FDI存量的百分比变化与和之间的差距成正比。由于，所述等式说明FDI存量的变化率与现有存量成比例，保持差距不变，反之亦然，即，
（1rsquo;）
（1）右边的表示自我强化或“正反馈”效应，这一效应与集群效应一致，它说外国直接投资吸引了更多的外国直接投如果集聚效应意味着是的正向函数，并且不管的水平如何，正反馈效应仍然强大，那么在没有一般均衡约束条件（如资源约束和有界外部经济）的情况下，稳态将为零或无穷大。然而，在我们的局部均衡模型中，会影响其自身的未来价值，但不会影响。此外，术语意味着随着实际股票接近均衡股票，的自我增强效应减弱。它捕捉了一个对均衡库存逐步调整的过程，并与投资文献一致，该文献认为，改变生产能力存量的凸性调整成本意味着期望的资本存量是逐渐达到而不是瞬间达到的。
因此，在我们的模型中，正反馈效应和逐步调整相互作用来确定实际的调整路径。因为它们都通过产品术语指向同一个方向，所以不可能分解它们对实际投资流量的个人贡献。
对于所有t，在（1）的特定水平的条件下，Yit * = Yj *可以解微分方程得到Gompertz增长曲线
（2）
方程（2）描述了外国直接投资存量的自然增长，如果转移均衡存量的因素没有变化，那么这种增长就会占主导地位。因此，方程（1）结合了观察到的外国直接投资积累的两个因素。首先，增强效应和调整效应促使FDI存量达到均衡水平，其次，由于环境变化，均衡水平本身发生变化。
在实证应用中，（1）被其离散版本（小写字母代表对数值，例如）代替，
（3）
在收集条款后，它变成了
（4）
对于由等式（4）描述的调整过程稳定（即非爆炸性）和非波动，（1-alpha;）必须是正分数。为了估计上面的等式，我们需要指定的决定因素。下面我们通过首先勾画一个关于FDI区位选择的简单理论，然后回顾文献中的实证结果，为我们的规范提供一个理论和经验基础。
理论上，FDI的区位选择由相对盈利能力决定。如果选择一个地点作为外国直接投资的目的地，那么从投资者的角度来看，考虑到其他投资者的地理位置选择，在该地区生产比在其他地区更有利可图。如果货物是为出口而生产的，生产这些货物的成本以及将其运往世界市场的成本和可靠性是最重要的。如果商品和服务是为当地市场生产的，那么当地需求因素也很重要。在这两种情况下，政府的政策，如税收优惠待遇，获得政府批准所需的时间和精力，开展业务的环境等，都会对一个地区对外国投资者的吸引力产生影响。一般的实证观察是，以出口为导向的外国直接投资对税收优惠政策的反应更为敏感，但针对当地市场的外国直接投资对影响国内需求的市场准入政策和政策的反应更为敏感。
由于中国的直接投资主要集中在新型工厂形式，我们重点对发达国家“绿地”FDI的区位选择进行统计分析。与上述理论考虑和经验观察一致，现有文献指出了五组变量的重要性：
（a）进入国家和区域市场;
（b）根据工人素质或劳动生产率以及其他劳动力市场条件（如失业率和工会化程度）调整工资成本;
（c）包括税率在内的外国直接投资政策;
（d）基础设施的可用性和质量，以及
（e）集聚经济。
在现有的对中国，美国，英国和法国的外国直接投资地点的统计分析的基础上，我们假设在期间t期望区域i的FDI存量yit *是区域i的函数，s基础设施，劳动力质量，工资率，地区收入以及旨在吸引外国直接投资的政策.7由于我们的因变量是人均外国直接投资存量，我们使用人均地区收入来捕捉区域市场潜力。
为了尝试适当选择基础设施变量，我们尝试三种替代代理。它们是（a）每单位陆地质量的道路总长度; （b）每单位陆地质量高等级道路的总长度;和（c）每条铁路的总长度土地单位。与基础设施变量一样，我们尝试了三种替代劳动力质量的替代方法。它们是（a）至少有小学教育的人口比例; （b）至少初中教育人口的百分比;和（c）至少具有高中教育程度的人口比例。
一个地区的实际工资成本是由其平均工资成本除以其零售价格指数得出的，如上所述，人均地区实际收入反映了区域市场的吸引力。 Coughlin，Terza和Arromdee（1991）以及Chen（1996）使用人均区域实际收入来捕捉区域市场以及道路和铁路密度以捕捉基础设施。
政策变量包括经济特区，开放沿海城市，经济技术开发区和开放沿海地区的数量。经济特区和沿海开放城市是吸引对华直接投资的两个最重要的政策选择，但它们仅限于沿海地区的一小部分地区。
在一定程度上，经济技术开发区在很大程度上是开放沿海城市的延伸。与这三个政策名称形成对比的是，开放海岸地区后来引进，数量更多，地理上最分散。
就这些政策规定所提供的利益而言，经济特区将位居榜首，其次是开放沿海城市和经济技术开发区，开放沿海地区将位于最低点。例如，位于经济特区的外商投资企业按15％的税率缴纳国家利得税，位于沿海开放城市和经济技术开发区的企业按24-30％的税率缴纳国家利得税，那些位于沿海开放地区，按20％至40％的税率缴纳10％的税率和国家利得税。此外，在豁免和减免利得税，进口关税，综合工商业税和土地使用费方面也有类似的排名。
鉴于政策变量开放沿海城市，经济技术开发区和开放沿海地区的积极和显着相关性，我们在我们的经验模型中输入它们的总和作为一个总体政策变量（称为ZONE），而将经济特区作为单独的解释变量。为了让政策变量的时间滞后产生影响，它们的滞后值用于计量经济分析。
在一个向量中收集上述解释变量，我们假设均衡的双因子面板公式
（5）
其中pi;是参数的向量;和分别是不可观察的，区域特定的和时间特定的影响;是一个随机干扰。也就是说，表示时间不变的区域效应，如地理位置和文化，而表示同时影响所有地区的因素（例如，国家对外直接投资政策，对接受外国直接投资的企业生产的商品的外需，等等）。
将（5）代入（4），我们得出一个动态的面板回归模型，为经验实施做好准备，
（6）
这是预发行版本，其中
- 数据和估算程序
上面讨论的变量的确切定义在附录A中给出。所有的实际变量都是以1990年的价格衡量的。数据的附加解释在附录B中给出。
在我们的样本中，一个地区要么是一个省，要么是一个中央管理的市，或者一个自治区。 1986年以前实现外国直接投资的区域数据未刊登在外经贸部的统计年鉴中，但我们已从该部获得。从1979年到1982年的区域一级实现的外国直接投资数据仅作为四年期间的总额提供，但年度数据始于1983年。
t年的外国直接投资存量定义为从1979年（中国对外开放政策开始的一年）到年底的中国对外直接投资额。尽管外国直接投资存量数据始于1982年，但大部分地区仅在1983年才开始有积极存量，而有些在1985年后期才有积极存量。由于数据的可用性，我们将分析限制在一个由29个地区组成的平衡小组上从1985年到1995年的11年间，第三十个地区西藏（西藏）在整个时期内都没有外国直接投资，因此被排除在外。
方程（6）是一个动态面板回归，在右侧有一个滞后的因变量;参见Sevestre和Trognon（1996）的调查。我们将时间特定的效应视为固定的未知常量，这相当于在回归中放置时间虚拟变量。对区域特定效果的处理需要额外的照顾。据了解（Anderson and Hsiao 1981,1982 and Hsiao 1986，Chapter 4），在动态面板回归中，固定效应和随机效应公式之间的选择对估计具有影响， 与静态模型相关联。此外，在我们的动态模型的背景下确定扰动的序列相关性非常重要，因为这对于制定适当的估计程序至关重要。最后，反向因果关系的问题必须得到解决。我们必须处理由外国直接投资对当地经济的反馈效应引起的解释变量（特别是工资和人均收入）的潜在内生性。这些计量经济学问题都将对确定合适的模型及其估算产生深远的影响。
遵循Holtz-Eakin等人（1988），Arellano和Bond（1991），Ahn和Schmidt（1995,1997），Arellano和Bover（1995）以及最近的Blundell和Bond（1998），我们用广义方法解决了上述计量经济问题矩（GMM）框架。 GMM方法从（6）的第一差异版本开始。
（7）
其中通过差分操作消除了区域特定的效应。在连续不相关的残差水平的假设下，
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