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中国科学院研究生院权威支持(北京)　电 话：010-　传 真：010-　　摘要：本文利用单位根检验、协整检验、Granger因果关系检验及脉冲响应函数和方差分解分析等主流计量方法对西部地区经济" />
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外商直接投资流入与中国西部经济增长贡献度的实证研究
　　摘要：本文利用单位根检验、协整检验、Granger因果关系检验及脉冲响应函数和方差分解分析等主流计量方法对西部地区经济增长与外商直接投资之间的关系进行实证检验。实证结果表明，西部地区外商直接投资不利于当地的经济增长，且两者之间存在双向的因果关系。 中国论文网 /2/view-4723629.htm　　关键词：外商直接投资；区域经济增长；协整检验；脉冲响应函数；方差分解分析 　　一、文献回顾 　　地区经济发展不均衡是当前中国经济发展过程中面临的一个重要问题，相比中国东部和中部，西部地区经济发展滞后问题尤为突出，为此中国政府先后制定了东中部地区支援西部及西部大开发等国家战略，以此来激励西部地区经济发展。随着西部经济的开放，各种市场元素都在发挥着重要作用，其中外商直接投资对西部地区的贡献就是其中之一。因此，研究外商直接投资对西部地区的贡献度及如何优化西部地区外商直接投资结构就显得尤为重要。 　　外商直接投资与经济增长关系的研究历来备受国内外学者们重视。Balasubramanyam（1996）从国际贸易政策的角度提出，实施出口导向政策的国家与实施进口导向政策的国家相比，FDI更有利于出口导向政策国家经济的增长，且FDI的产出弹性远大于东道国国内投资的产出弹性。Boreasetein（1998）从技术转移的角度出发，通过分析年69个发展中国家的外来投资，得出FDI推动了生产技术由工业国家向发展中国家的转移，且FDI对东道国经济的发展贡献度远大于国内投资的结论。Laura Alfaro（2004）从金融市场完善度的角度出发，通过年的跨国数据发现，东道国金融市场越完备，东道国从FDI中获益越多，且就东道国经济发展提出了计算FDI与经济发展的净有效方法。 　　从最近国内的相关文献来看，国内学者在国外学者理论分析的基础侧重于对FDI与东道国经济增长之间关系的实证检验，检验的共同特点是构建一个扩大的经济增长模型，在模型中加入传统的FDI统计变量或其他辅助变量，以此来分析FDI与经济增长之间的关系。 　　陈浪南等（2002）运用传统上的索洛经济增长模型进行实证研究，他们发现，以1991年为界限，1991年之前FDI对中国经济的年贡献率低于0.1 %，之后大约为0.5%。曹伟（2005）借鉴Shivas.Makki&Agapi Somwap的回归模型，从新的视角考察了FDI对中国经济增长的影响，得出FDI通过影响中国的对外贸易促进了中国的经济增长，在此基础上分析了FDI对中国经济增长的净效应。傅元海等（2010）从技术溢出的角度分析了外商直接投资与经济增长的关系，如果外资企业本地化，技术转移与当地经济增长绩效成正相关。鹏程、柳御林（2010）从区域经济可持续发展的角度分析了FDI与经济增长的关系，得出外资对广东经济增长只具有短期效应，而外资对江苏经济增长却具有长期效应，提出了FDI与经济可持续发展的新课题。 　　通过整理外商直接投资与经济增长关系的相关文献可知，学者们研究的重点集中于中国整体外资投入与整体经济增长之间的关系，虽然在此基础上开始注重从不同的角度切入，研究微观领域外资与经济增长的关系，但是区域性的IFDI与经济增长关系的研究还是比较少，因此本文研究西部地区IFDI与西部地区经济增长之间的关系，试图在区域性IFDI与GDP关系研究方面有所贡献。 　　二、数据、模型与实证检验结果 　　（一）数据说明 　　本文样本期为年。之所以从1992年开始，一方面考虑数据的可获得性，另一方面考虑中国开始大规模吸引外资始于1992年。以西部地区的国内生产总值 （GDP）表示西部地区的经济增长，数据来自西部地区各省市（青海、重庆、宁夏、四川、陕西、云南、广西、甘肃、贵州、内蒙古、西藏、新疆）的国内生产总值加总。为便于比较和建模，消除价格因素的影响，采用商品价格指数将GDP（以1978年为基期）进行价格平减。西部地区实际利用的外商直接投资额表示西部地区的外商直接投资流入（IFDI），用西部各省市实际利用的外商直接投资额加总表示；IFDI 用当年美元平均汇率换算为以人民币为单位的值，同样为消除价格因素的影响，采用商品价格指数对IFDI进行价格平减。为消除异方差，将变量取自然对数值，表示为Ln与Ln。本文数据来源于《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》和西部地区相关省市统计年鉴。 　　（二）实证分析 　　为最大化地消除经济时间序列存在的异方差，本文将所有变量取自然对数值，尽可能使其趋势线性化。 　　1.变量的平稳性检验 　　变量的平稳性检验可以避免出现虚假回归而造成的无效结论。本文采用ADF（Augmented Dickey-Full）检验检验变量的平稳性。假设序列yt服从p阶自回归过程，检验方程为 　　Ayt=c+δt+λyt-1+φi-1Δyt-i+1+εt 　　其中c为常数项、δt为趋势项。作假设检验为H0：λ=0； H1： λ<0。如果接受原假设则说明序列yt没有单位根。方程中加入p个滞后项，是为了使残差项εt成为白噪声。对于非平稳序列，还需检验其差分的平稳性，如果变量的n阶差分是平稳的，则称它是n阶单整的，记作I（n）。而变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件。检验结果如表1所示。 　　由表1可看出，Ln和Ln都是非平稳的，而他们的一阶差分方程是平稳的，即Ln和Ln都是I（1）的过程，符合变量之间具有协整关系的条件。因而可以进行下一步的 协整检验分析、Granger分析及脉冲效应函数和方差分解分析。 　　2.协整检验 　　对于协整分析而言，通常采用 EG两步法和 Johansen检验法。Johansen检验法适合多变间协整分析，这里采用后者来分析IFDI与经济增长之间的关系。Johansen协整检验的思想为，在建立VAR模型前首先要根据LR统计量、FPE、SC、AIC 和 HQ 信息准则来判断最为合适的滞后期 k。根据数据的特点以及非约束的VAR模型的AIC和SC准则，我们选择最优滞后介数为2，协整检验结果见表2。
　　第一个似然统计量大于1%水平下的临界值，因而第一个原假设被拒绝，第二个原假设被接受，表明西部地区FDI与GDP两者之间仅存在一个协整关系，即西部地区FDI与GDP存在一个长期稳定关系，进一步得到协整方程。 　　标准化的协整方程为： 　　Ln= 7..213774Ln+ 　　（0.11486） （0.02773） 　　0.226772@TREND（86）+u 　　似然比：49.58705 　　从协整方程可以看出，西部地区GDP与FDI之间存在负相关关系，当地FDI每增加一个百分点，GDP减少0.213774个百分点，表明外商直接投资不利于西部地区的经济增长，这与一些经济学家分析中国整体的外商直接投资促进经济增长的结论相悖，表明外商直接投资在促进西部地区经济发展方面确实存在一些问题或不足，这更显文章研究的重要性。 　　3.因果关系检验 　　协整检验仅能够检验出变量间是否存在长期稳定的协整关系，但是这种关系是否具有因果性还需进一步检验。为使研究更加深入，我们对西部地区FDI与GDP之间的Granger因果关系进行了检验，检验结果见表3。 　　从表3可以看出，在8%的显著水平下，和互为Granger原因，即西部地区的经济增长没有促进外商直接投资的流入，另一方面，外商直接投资也没有促进经济的增长。其结论与协整关系得到的结论相一致。可见，西部地区引入的外资没有对当地的经济增长发挥作用，外资带来的资本效应和技术外溢效应等推动经济发展的传导机制作用微小，传统上单纯的引进外资就能促进经济发展的观点是错误的。 　　（三）脉冲响应函数和方差分解分析 　　脉冲响应函数刻画的是在扰动项上施加一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过 VAR 模型的动态结构传导给其他所有的内生变量， 在 VAR 模型结构中可以利用冲击反应函数识别出各个效应对 IFDI 冲击的动态反应过程。图1和图2表示了IFDI脉冲响应函数的曲线图，直观地刻画了各变量之间的相互关系。 　　图1表示了GDP对IFDI冲击的影响，GDP对IFDI的冲击在第1期就表现明显，在第2期达到了最大值17.1%，之后影响虽然有些下降，但一直保持正向性，表明GDP的变动会即刻产生IFDI的变动，影响力随时间推移而变小。 　　图2表示了IFDI对GDP冲击的影响，IFDI对GDP的冲击在第1期为正，此后一直为负向性，且负向性随时间推移呈现加强趋势，之后在高点2.3%之后趋于稳定。这表明IFDI的变动除第一期促进了当地经济增长外，其余各期都不利于当地经济的发展，并且这种不利趋势具有长期影响效果，一直延续到第十期。可见，IFDI的流入对西部地区没有发挥应有的促进作用，反而不利于西部地区经济的增长。 　　方差分解是另一种描述系统动态性的方法，它是将系统的均方误差分解成各变量冲击所做的贡献，计算出每一个变量冲击的相对重要性，即变量冲击的贡献占总贡献率的比重。然后随时间的变化观察重要的信息，从而估计该变量的时滞效应。 图3和图4表示了IFDI与GDP的方差分解分析。 　　根据方差分解的结果：由图3可知，西部地区经济增长的冲击对外商直接投资变动的解释度比较平稳，维持在18%左右；图4可知，外商直接投资的冲击对东部地区经济增长的解释随着时间的推移逐渐上升，从第六期后开始达到峰值，并趋于稳定，维持在35%左右。这表明在长期均衡中，西部地区经济增长（Ln）变化对外商直接投资（Ln）变化的贡献度显著小于外商直接投变化对西部地区经济增长的贡献度。其结论与各变量的脉冲响应函数分析的结论基本一致。 　　三、结论和建议 　　本文运用单位根检验、Jason协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解分析，利用年的数据实证研究了西部地区外商直接投资与经济增长的关系，得到以下几点结论。一是西部地区GDP与FDI之间存在负相关关系，当地FDI每增加一个百分点，GDP减少0.213774个百分点，表明外商直接投资不利于西部地区的经济增长。二是西部地区经济增长和西部地区外商直接投资互为Granger原因，即西部地区的经济增长没有促进外商直接投资的流入；另一方面，外商直接投资也没有促进经济的增长。三是基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解分析表明：长期内，西部地区外商直接投资与经济增长互为影响，且影响为负，即西部地区经济增长不利于外商直接投资的引入，同时外资的进入会阻碍西部地区经济的增长。 　　西部地区外商直接投资的流入与经济增长的关系同传统上的全国外商直接投资流入与经济增长的关系不相符，即西部地区外资的流入不利于西部地区经济的增长，且经济的增长也不会导致外资流入的增加。这表明西部地区在处理外资与当地经济发展方面存在问题，为了更好地发挥外资对西部地区经济增长的作用，特提出如下建议：（1）优化外资结构，促进西部地区基础设施建设的投资，减少可能对西部地区当地资本产生挤出效应的投资，根据西部地区的实际需求引资，使引资不带有盲目性；（2）吸引外商直接投资，不仅要关注外商直接投资的数量更要关注外商直接投资的质量，充分发挥外商直接投资在西部地区知识技术溢出的作用，提高当地企业的自主创新能力和劳动生产率；（3）通过相关政策导向使外商直接投资结构的变化与西部地区产业结构调整的要求相一致，进一步促进西部地区产业结构的优化；（4）充分考虑引进外资所带来的环境后果和经济增长的质量，引进所谓绿色GDP概念；（5）充分考虑引进外资的能耗及节能效果，考虑到经济的可持续性发展。 　　参考文献： 　　[1]Boreasetein， E-J. De Gregoriq， J.Lee.How Does ForeignInvestment Affect Economics Growth[J].Journal of International Economics，1998（45）. 　　[2] Alfaro. Laura， Chanda. Areendam， Kaletnhi-Ozcan. Sebnem， Seyek. Selin. FDI and economic growth： the role of local fi-nancial markets[J]. Journal of International Economics ，2004（64）. 　　[3]陈浪南，陈景煌.外商直接投资对中国经济增长影响的经验研究[J].世界经济，2002（06）. 　　[4]曹伟.外商直坦投资对中国经济增长影响的实证分析[J].世界经济研究，2005（08）. 　　[5]傅元海，唐未兵，王展祥.外商直接投资溢出机制、技术进步路径与经济增长绩效[J].经济研究，2010（06）. 　　[6]程鹏，柳卸林.外资对区域经济可持续增长影响的差异性研究——基于广东和江苏的实证研究[J].中国工业经济，2010（09）. 　　[7]张晓峒.计量经济分析[M].北京：经济科学出版社，2000. 　　[8]胡再勇.外国直接投资对我国国际贸易贡献的实证分析[J].经济经纬，2006（06）. 　　（作者单位：上海理工大学）
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□ 韩冰洁 薛求知
　　东道国政治稳定性。吸引外商直接投资的不单单是一国的经济发展，而且还有当地稳定的政治环境。如果东道国政治震荡，就会阻碍外商对该国的投资。数据采用Heritage Foundation(2005)《世界经济自由度》年度报告中的“法律结构与私有财产安全性”指标，该指标从1到10，得分越高，政治越稳定。
　　东道国开放程度。外商直接投资往往选择比较开放的经济体，而且由于商业业务间广泛的联系，使得开放程度较高的经济体能够吸引较多的FDI，数据特征及数据来源同上。
　　变量的测度及来源见表1，变量均值、方差以及变量间的相关系数见表2。
　　3　样本选取与数据来源
　　在以往腐败对外商直接投资的研究中，往往存在着两种缺陷：首先是数据选取的对象往往是国家，也就是分析的是国家腐败程度对一国FDI净流入的整体影响，这种方法首先就是假定流入东道国FDI的母国腐败程度都是一样的；其次，即使有些研究分析了外商直接投资的双向流动，但母国的选取也只限于一个国家或者限于OECD国家。
　　为了弥补以往研究的缺陷，本文首先确定实证研究的对象是外商直接投资本身，也就是说是根据东道国与不同母国间单向FDI流入作为观测，而东道国与母国只是每一项FDI流入的特征。其次，母国不仅仅局限于OECD国家，而是几乎囊括了世界上的所有国家。
　　本文选取2002年FDI东道国113个经济体(因部分并非独立国家，但根据本文研究需要，经济体与国家相互通用)与183个FDI来源国之间相互外商直接投资共3995个FDI流入样本，由于描述东道国与来源国的许多变量值缺失，共得到1975个有效样本。FDI数据来自于联合国贸易和发展会议中的国家数据(UNCTAD，2005)。
　　4　描述性统计分析
　　为了初步判断腐败程度与FDI流人间的大概关系，本文利用母国腐败指数与FDI流人的自然对数做出图1。通过观察图1可以发现，随着东道国腐败指数的提高，相应的FDI流入对数也随之下降，大致可以判断东道国腐败与FDI流入之间存在负相关关系。而以母国东道国腐败程度差异为横轴，以FDI流人为纵轴观察二者间的相关关系可以发现二者并不存在非常明显的线性关系，见图2。
　　表2给出了因变量、自变量与控制变量间的相关矩阵。通过观察相关矩阵，可以发现除了代表FDI母国是否通过反腐败法(OECD)变量以外，变量间相关的显著性都很高。其中FDI流入与其它变量相关均显著，东道国腐败程度与东道国政治稳定性、东道国开放程度负相关系数非常高。为了检验三者之间是否存在较高的共线性问题，本文以东道国腐败程度为因变量，以其余二者作为自变量做回归，观察容忍度与VIF，其中东道国政治稳定性与东道国开放程度的容忍度均为0.589，VIF均为1.697，根据容忍度小于0.1、VIF大于10才存在严重的共线性的标准，三者之间并不存在严重的共线性问题，所以可以在一个方程内进行回归。
　　四、实证分析结果
　　1　实证分析
　　对上述模型进行回归，使用SPSS13.0统计软件进行分析。实证检验结果如表3所示。
　　模型1为只对控制变量回归，结果是回归方程在0.01水平上显著，5个控制变量除东道国教育程度外均显著，其中变量东道国开放程度在0.05水平上显著，其余均在0.01水平上显著。模型2部分检验假设1，除控制变量外单独回归东道国腐败程度，回归系数为负且在0.01水平上显著。引入东道国腐败程度以后，控制变量东道国政治稳定性、东道国开放程度均变得不显著，Adj-W较模型l有提高。模型3和模型4部分检验假设2，除控制变量外偏回归母国是否通过反腐败法(OECD)及Hostcorruption×OECD。在模型3单独回归时，回归系数为正且在0.01水平上显著，与模型1相比，控制变量的显著情况没有发生变化。为了检验交互变量，模型4同时引入自变量东道国腐败程度与Hostcorruption×OECD，东道国腐败程度的回归系数并不显著，而交互变量的回归系数为正，且在0.01水平上显著，与模型1相比，控制变量东道国开放程度变得不显著。模型5和模型6部分检验假设3，模型5单独回归自变量母国是否具有更高的腐败程度，回归系数为负且在0.01水平上显著，控制变量的回归系数与模型1相比显著程度没有发生变化。模型6在此基础上另外引入自变量东道国腐败程度，母国是否具有较高的腐败程度的回归系数没有发生变化，且东道国腐败程度的系数为负在0.01水平上显著。模型7引入所有自变量进行回归，除控制变量东道国教育程度外，其余自变量和控制变量均显著，且只有东道国政治稳定性在0.05水平上显著，其余均在0.01水平上显著。
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20世纪70年代末中国改革开放、80年代拉丁美洲经济自由化和90年代伴随苏联解体而带来的原苏联境内的经济改革是当代全球化的标志性现象。新兴国家丰富的资源、廉价的劳动力和潜力巨大的市场使得发达国家的跨国公司纷纷把握机遇投资于这些国家，世界范围内的FDI急剧增加。但是这些国家的腐败问题逐渐成为影响跨国公司投资的重要因素，制约FDI的增长。各种新闻报道和商业机构的调查表明，中国的腐败现象很严重。然而，近年来中国一直是吸引国际投资最多的发展中国家。印度尼西亚前总统苏哈托因凡是在印尼做生意的公司通常都需要向总统或其家族成员支付一笔较明确的贿赂而被称为“百分之十先生”，然而，经济自由化以后的印尼已逐渐成为吸引FDI的热点，特别是对日本资金更具吸引力。目前学术界关于东道国腐败对FDI的影响作用没有一致的定论，得出的实证结果也没有形成统一的结论。因此，深入研究东道国腐败对FDI影响，具有重要的现实意义和理论意义。
为了对以上观点进行研究，本文从两个方面进行实证研究：一方面是从全球的视角，考虑东道国腐败对FDI的影响；另一方面对转型时期中国腐败对FDI的影响进行实证研究。从实证结果，可以得出以下结论：不同地区腐败对FDI的影响存在差异；不同发展程度，腐败对FDI的影响存在差异；东道国腐败程度FDI的短期和长期影响也存在差异；转型期中国外商直接投资与腐败之间存在负相关关系，即随着腐败程度的加深，外商直接投资会减少，并且这种阻碍作用在逐年加深，在统计上也变得越来越显著。另外，本文将东道国腐败对FDI的影响归纳为四种情形。前三种情形，东道国腐败对FDI有阻碍作用，说明在多数情况下，腐败的阻碍作用；后一种情形，东道国腐败对FDI有促进作用，这也在一定程度上证明了腐败“有效论”的存在。
关键词：FDI，腐败，面板数据，工具变量，转型时期
It is a symbol of the contemporary phenomenon of globalization that the late 1970’s China reforms and opens, the eighties Latin America economy liberalization and the nineties accompanying economic reform of the Soviet Union's disintegration inside USSR. Newly-emerging countries rich in natural resources, cheap labor and vast market potential. Multinational corporations in developed countries therefore have seized the opportunities to invest in these countries these countries. Worldwide FDI increased dramatically. But in these countries, corruption has become an important factor affecting investment from multinational corporations, restricting the growth of FDI. Various news reports and commercial surveys show that corruption in China is very serious. However, in recent years China has been the largest developing countries to attract international investment. Former Indonesian President Suharto is known as “Mr. 10 percent” because all companies doing business in Indonesia usually need to pay a stroke clear and definite bribery to the president or his family members. However, Indonesia after the economic liberalization has gradually become a hot spot attracting FDI, especially Japanese capital more at
正在加载中，请稍后...摘 要20 世纪 70 年代末中国改革开放、80 年代拉丁美洲经济自由化和 90 年代伴 随苏联解体而带来的原苏联境内的经济改革是当代全球化的标志性现象。 新兴国 家丰富的资源、 廉价的劳动力和潜力巨大的市场使得发达国家的跨国公司纷纷把 握机遇投资于这些国家， 世界范围内的 FDI 急剧增加。 但是这些国家的腐败问题 逐渐成为影响跨国公司投资的重要因素， 制约 FDI 的增长。 各种新闻报道和商业 机构的调查表明，中国的腐败现象很严重。然而，近年来中国一直是吸引国际投 资最多的发展中国家。 印度尼西亚前总统苏哈托因凡是在印尼做生意的公司通常 都需要向总统或其家族成员支付一笔较明确的贿赂而被称为“百分之十先生” ， 然而， 经济自由化以后的印尼已逐渐成为吸引 FDI 的热点， 特别是对日本资金更 具吸引力。 目前学术界关于东道国腐败对 FDI 的影响作用没有一致的定论， 得出 的实证结果也没有形成统一的结论。因此，深入研究东道国腐败对 FDI 影响，具 有重要的现实意义和理论意义。 为了对以上观点进行研究，本文从两个方面进行实证研究：一方面是从全球 的视角，考虑东道国腐败对 FDI 的影响；另一方面对转型时期中国腐败对 FDI 的影响进行实证研究。从实证结果，可以得出以下结论：不同地区腐败对 FDI 的影响存在差异；不同发展程度，腐败对 FDI 的影响存在差异；东道国腐败程度 FDI 的短期和长期影响也存在差异； 转型期中国外商直接投资与腐败之间存在负 相关关系，即随着腐败程度的加深，外商直接投资会减少，并且这种阻碍作用在 逐年加深，在统计上也变得越来越显著。另外，本文将东道国腐败对 FDI 的影响 归纳为四种情形。前三种情形，东道国腐败对 FDI 有阻碍作用，说明在多数情况 下，腐败的阻碍作用；后一种情形，东道国腐败对 FDI 有促进作用，这也在一定 程度上证明了腐败“有效论”的存在。 关键词：FDI，腐败，面板数据，工具变量，转型时期IABSTRACTIt is a symbol of the contemporary phenomenon of globalization that the late 1970’s China reforms and opens, the eighties Latin America economy liberalization and the nineties accompanying economic reform of the Soviet Union&#39;s disintegration inside USSR. Newly-emerging countries rich in natural resources, cheap labor and vast market potential. Multinational corporations in developed countries therefore have seized the opportunities to invest in these countries these countries. Worldwide FDI increased dramatically. But in these countries, corruption has become an important factor affecting investment from multinational corporations, restricting the growth of FDI. Various news reports and commercial surveys show that corruption in China is very serious. However, in recent years China has been the largest developing countries to attract international investment. Former Indonesian President Suharto is known as “Mr. 10 percent” because all companies doing business in Indonesia usually need to pay a stroke clear and definite bribery to the president or his family members. However, Indonesia after the economic liberalization has gradually become a hot spot attracting FDI, especially Japanese capital more attractive. The current academic on host country&#39;s corruption impacts on FDI is not consistent final conclusion, and the empirical results obtained did not form a unified conclusion. Therefore, the in-depth study impact of host country corruption on FDI has important practical and theoretical significance. In order to study the above point of view, this empirical study from two aspects: one is that we study the impact of host country corruption on FDI from
the other is that we study the impact of corruption on FDI in China&#39;s transition period. From the empirical results, we can draw the following conclusions. Firstly, the impact of corruption on FDI is different in different regions. Secondly the impact of corruption on FDI is different in different levels of development. Thirdly, the host country level of corruption in the short-term and long-term impact of FDI is also different. Finally, it is negative relationship between China&#39;s FDI in transitional period and corruption, that is deepening as the level of corruption, foreign direct investment will decrease, and this hindered is deepening year by year, and the statistics are also becoming increasingly significant. In addition, this article will divide the impact of host country corruption on FDI into four kinds of situations. In the first three situations, host country corruption hinders FDI, which shows that inIImost cases, corruption hinders FDI. In the latter situation, the host country corruption stimulates FDI. To some extent, this also proves the “effective corruption theory” existences.Key Words: FDI, Corruption, Panel data, Instrumental variables, Transitional periodIII目录1 绪 论 .................................................. 11.1 选题背景和意义............................................... 1 1.2 国内外研究现状及发展趋势..................................... 2 1.2.1 腐败问题的研究现状及发展趋势 ........................... 2 1.2.2 腐败与 FDI 关系的研究现状及发展趋势 ..................... 3 1.2.3 国内研究现状及发展趋势 ................................. 5 1.3 腐败的测定................................................... 6 1.3.1 国外腐败指数 ........................................... 6 1.3.2 国内腐败指数 ........................................... 8 1.3.3 简要概述 ............................................... 8 1.4 基本结构及创新点............................................. 9 1.4.1 研究思路 ............................................... 9 1.4.2 论文结构 ............................................... 9 1.4.3 主要创新点 ............................................. 92 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究 ........................ 112.1 模型设定与数据说明 ......................................... 11 2.1.1 基本模型设定 .......................................... 11 2.1.2 变量选择与数据说明 .................................... 11 2.2 面板单位根简介 ............................................. 14 2.3 腐败对 FDI 影响的地区差异 ................................... 15 2.4 不同发展程度下，腐败对 FDI 的影响 ........................... 18 2.5 东道国腐败对 FDI 的短期和长期影响 ........................... 20 2.6 本章小结 ................................................... 223 中国转型期腐败对 FDI 的影响 ............................. 253.1 中国 FDI 与腐败水平之间的悖论................................ 25 3.2 模型设定与数据说明.......................................... 25 3.2.1 模型设定 .............................................. 25 3.2.2 变量选择与数据说明 .................................... 26 3.3 实证分析.................................................... 27 3.3.1 腐败对我国 FDI 的影响 .................................. 27 3.3.2 实证结果分析 .......................................... 31 3.4 本章小结.................................................... 324 结论及政策建议 ........................................ 344.1 结论........................................................ 34 4.2 政策建议.................................................... 35 4.3 本文的不足及展望............................................ 37附录 .................................................. 38IV参考文献 ................................................ 44 后 记 ................................................... 47V第一章 绪论1 绪 论1.1 选题背景和意义真正意义上的经济全球化是在 20 世纪 70 年代末中国改革开放、80 年代拉 丁美洲经济自由化和 90 年代伴随苏联解体而带来的原苏联境内的经济改革之 后。发达国家的跨国公司纷纷把握机遇投资于这些国家，世界范围内的外商直接 投资（FDI）急剧增加。但是这些国家的腐败问题逐渐成为影响跨国公司投资的 重要因素，制约 FDI 的增长。 各种新闻报道和商业机构的调查表明，中国的腐败现象很严重。然而，近年 来，中国一直是吸引国际投资最多的发展中国家。印度尼西亚也是一个典型的悖 论。前总统苏哈托被称为“百分之十先生” ，因为凡是在印尼做生意的公司通常 都需要向总统或其家族成员支付一笔较明确的贿赂。然而，经济自由化以后的印 尼已逐渐成为吸引 FDI 的热点。 特别是对日本资金更具吸引力。 研究不同国家的 腐败程度对 FDI 的影响， 对跨国公司进行投资区位选择、 政府治理腐败和招商引 资等方面具有很重要的启示。 改革开放三十年来，我国经济取得了举世瞩目的成就，伴随外商直接投资的 不断增加，腐败问题也日益突出，官员落马案例屡见不鲜。2008 年全国共立案 侦查贪污贿赂、渎职侵权犯罪案件 33546 件，涉案 41179 人，已侦结提起公诉 26684 件，涉案 33 953 人①。高腐败问题在我国经济转型过程中是不可避免的。 经济的高速发展使我们在积累大量私有品的同时，也积累了一定的公共品，在这 个过程中很多体制并没有变化，有很多权利本应该已经变成私权了，但现在仍然 还是公权，结果是我们的公权特别大，腐败的机会也就增加了。实践中，政府反 腐倡廉力度不断加大，法律法规不断健全，反腐机制不断完善，2008 年 5 月颁 布了《建立健全惩治和预防腐败体系
年工作规划》 ，显示出政府治理 腐败的决心。虽然付出了巨大的努力，中国仍然是目前世界上腐败程度较高的国 家之一。 研究发达经济体与转型经济体腐败对 FDI 的不同影响， 研究成果对我国 政府制定相关政策有重要的参考价值，本研究具有很重要的现实意义。 腐败与 FDI 关系的研究是近年来新制度经济学和国际投资理论研究的前沿 问题，国内有关腐败对 FDI 影响的实证研究还比较少。本文以 FDI 区位选择理 论为基础，采用定性分析与定量分析相结合的方法，运用计量经济模型研究腐败 对 FDI 的影响及影响程度， 并用面板模型在实证分析的基础上给出相应的结论及①相关数据来源于十一届全国人民大会二次会议《最高人民检察院工作报告》 1第一章 绪论政策建议。通过本文的研究，以期达到增加我国利用 FDI 的数量、提高 FDI 的 质量，改善政府清廉度的目的。1.2 国内外研究现状及发展趋势1.2.1 腐败问题的研究现状及发展趋势 尽管腐败问题由来已久， 但是腐败成为经济学研究的内容却是近几十年的事 情，特别是经济学中委托――代理理论、寻租理论、交易成本理论和博弈论的发 展，加快了经济学界对腐败问题的关注和研究。 自从 Leff（1964）对腐败的经济学进行开创性的研究之后，腐败的经济学分 析大致划分为两个阶段。 第一阶段是 20 世纪 60 至 90 年代。这个阶段主要以理论分析为主，侧重于 研究腐败的特征、 根源、 对效率的影响以及反腐败的制度设计等。 寻租理论认为， 政府官员掌握着处置公共产品和服务的特权、优惠权和垄断权，当这种权力过于 集中且缺乏有效的监管时，会导致政府官员向私人出租权力获取租金，或者为了 获取潜在租金而故意设租，于是腐败问题就产生了。所以，寻租活动不仅消耗大 量的经济资源，而且还是腐败滋生的根源。Krueger（1974）等人曾运用寻租理 论来研究腐败的福利效应， 认为当政府官员把资源用于保证行政地位或者用于保 密和逃避责罚时，寻租活动将消耗较多资源并且减少腐败收益，在极端情况下， 腐败使全部的社会剩余完全耗尽。自 Becker 等人开始，大多数经济学家开始使 用委托――代理理论研究腐败问题。此外，还有些研究分析了腐败官员和行贿人 之间的关系，分析了腐败交易过程中出现的腐败官员的道德风险和逆向选择问 题。腐败问题也是特定制度条件下政府和官员、官员和行贿人之间的博弈。目标 函数的不同，政府（委托人）和官员（代理人）的利益驱动不同，使得各自追求 自身利益的最大化。政府采取激励、监管和约束官员行动的措施；官员在了解了 这些措施的前提下，通过成本――收益函数进行对比分析，做出是否进行腐败或 者改变腐败方法和提高腐败技巧的决定，政府为了更好地监督官员，又会调整反 对腐败的措施。如此反复，政府与官员之间进行着重复博弈，直到实现均衡。官 员和私人部门之间就公共产品和服务的供给进行商讨， 此过程是一个不对称信息 下的腐败博弈。一些私人企业之间展开行贿竞争，行贿策略会形成非合作博弈纳 什均衡。在这一阶段，通过建立关于腐败问题的寻租模型、委托――代理模型和 博弈模型， 或者将三个模型结合起来分析特定制度下的腐败和腐败对现行制度的 影响。此阶段虽为各国反腐败提供了制度设计，但还未出现腐败度量的方法，导 致对腐败问题的实证研究难以进行，尤其是定量分析腐败对经济增长、对 FDI 的影响更是无法展开。2第一章 绪论第二阶段从 20 世纪 90 年代至今。 随着 TI Transparency Internationl） ICRG （ 、 （International Country Risk Guide） GCR 、 （Global Competitiveness Report） WDR 、 （The World Development Report）和 BI（Business Internationl）等组织公布的国 家腐败指数的使用，这个阶段对腐败问题的研究侧重于实证分析，在第一阶段理 论模型的基础上，大部分研究都建立计量模型，对包括很多国家和地区相关数据 的大样本进行实证检验，用数字对前期研究进行描述，使腐败对经济增长、投资 的影响定量化。此外，相关研究也开始侧重于对经济落后国家，尤其是转型经济 体的腐败问题进行分析，企图从中找出经济落后的原因。 1.2.2 腐败与 FDI 关系的研究现状及发展趋势 腐败被定义为公职人员为了私利而滥用职权（Bardhan, 1997） ，它影响经济 发展，是低收入国家的一个特征（Easterly, 2001； Abed、Gupta, 2002） 。国外学 者关于腐败的研究重点有： 腐败与经济增长之间的关系 （Shleifer 和 Vishny,1993； Mauro,1995；Ehrlich 、Lui,1999） ，腐败与不平等、贫困之间的关系（Gupta 等， 2002） ，腐败与通货膨胀之间的关系（Cukierman 等，1992） ，腐败与实际汇率之 间的关系（Bahmani-Oskooee 和 Nasir，2002） ，以及腐败与公共物品提供之间的 。 关系（Mauro,1998；Tanzi 和 Davoodi, 2000） 目前学术界对腐败与 FDI 关系的研究主要围绕四个方面进行： 东道国腐败对 FDI 总量的影响；腐败对国际资本流动类型的影响；东道国腐败对 FDI 构成的影 响；东道国和投资国腐败程度差异对 FDI 的影响。 从常理来讲，东道国腐败程度应该与投资流入呈负相关关系，因为腐败会提 高东道国投资环境的不确定性 （政府政策可能会随政府官员的个人意志而发生改 变） ，提高市场的不完全性（通过行贿，一些国内企业可能获得更有利的市场地 位） ，并提高跨国公司在东道国的营运成本（为维持公司正常而从事腐败行为所 导致的成本的增加，并且不能从市场中回收） 。更重要的是腐败会区别对待国内 企业和进入东道国的跨国公司，造成一定程度上的“歧视” ，也就是说本土的企 业更容易进入高盈利的市场。但是许多现实与研究都没有说明这一点。许多发展 中国家如印度、印尼、巴西、墨西哥等国家都有非常严重的腐败现象，但是这些 国家在上个世纪九十年代都经历了外商直接投资的迅猛增长。实证研究方面， Wheeler 和 Mody（1992）没有能够证明 FDI 与东道国风险程度的负相关关系。 其实这些违背常理现象的产生是有一定原因的。 上个世纪九十年代发展中国家内 大量的经济机会对海外资本的吸引力超过了这些国家内腐败程度所引起的经济 风险而上述实证研究没有能够支持腐败与 FDI 流入的负相关关系， 是由于限于研 究条件，作者没有找到非常合适的腐败程度的测度方法。在 Wheeler 和 Mody （1992）的研究中所使用的代理变量如“东道国对 FDI 的态度” “政府对私人商3第一章 绪论务活动的支持程度” “外派管理者在东道国的生活环境”等，这些变量并不完全 反映东道国的腐败程度。 从实证研究的角度而言，国外以往研究大致可以分为三类：一类是数量最多 的研究结果， 发现腐败与 FDI 呈负相关关系， 腐败被描述为是增加跨国公司成本 的“抢夺之手” ，阻碍了 FDI 的流入；一类是发现东道国腐败有利于吸引 FDI 流 入，代表性研究是 Egger 和 Winner（2005） ，该研究表明腐败无论在短期内还是 在长期内都与 FDI 流入呈正向关关系，腐败也被描述为是一只“帮助之手” ，促 进了 FDI 的流入， 但是出现这类结果的研究非常少； 最后一类是没有发现腐败与 FDI 之间存在明显的负向或者是正向相关关系， 得到这种结论的研究大多是在 20 世纪 90 年代进行的，没有得到二者间关系的部分原因在于这些研究中对于腐败 的度量还不够成熟。 腐败由一个国家的制度环境决定，制度环境对提高区位优势（locational attractiveness） 有重要的作用。 Schneider 和 Frey （1985） Wheeler and Mody 、 （1992） 研究发现政治自由与 FDI 之间有正向的关系。Harms 和 Ursprung（2002）研究发 现人均 FDI 流量明显地依赖于引资国的政治权利和公民自由， 随着引资国政治风 险程度的降低，FDI 将增加。Egger and Winner （2003）研究发现合同的可行性 对 FDI 流入有积极的影响， 较高的腐败水平通常与不令人满意的体制环境联在一 起。Wei（2000）研究税收和腐败对 14 个投资国和 45 个东道国之间的国际直接 投资的影响时发现， 跨国公司税率的提高或者东道国腐败程度的加深都会减少直 接投资的流入，对特定回归方程进行估计后得到，无论是新加坡还是墨西哥，腐 败程度每加深一级对 FDI 流入的影响相当于将税率提高 18 到 50 个百分点。 Habib 和 Zurawicki （2002） 利用 1996 至 1998 年 89 个东道国和 7 个 OECD 国家的数据， 共形成了 1869 个样本，对腐败和 FDI 关系进行研究，实证结果同样验证了东道 国腐败与 FDI 间的显著负相关。腐败导致 FDI 的下降：腐败被描述为是增加跨 国公司成本的“抢夺之手” ，降低了跨国公司海外投资的动力。 另一方面在某一规制和其他行政管制下，Leff（1964） 、Huntington （1968） 认为通过腐败，相关人员和企业可以绕过冗余繁杂的行政程序，并且由于有腐败 的激励，行政人员有充足的动力努力工作进而提高工作效率，从而提高 GDP 水 平。Lien（1986）建立竞价模型，发现最有效率的企业行贿最多。Lui（1985） 采用序列模型，分析结果表明腐败产生有效率的结果，腐败提高了配置效率。 Lambsdorff 和 Teksoz （ 2004 ） 参 考 世 界 经 济 论 坛 公 布 的 全 球 竞 争 力 报 告 （ 年） 中对 7741 个国际商务总裁关于腐败的调查将腐败分为包括进出 口许可、税收等在内的 7 个组成部分，通过回归分析发现在 5%的置信水平下进 而其他 6 方面的腐败对 FDI 出口许可方面的腐败对 FDI 的流入有显著的正效应，4第一章 绪论的流入有相反的影响。Egger 和 Winner（2005）用 73 个发达国家和欠发达国家 的数据集，考虑了在 1995 至 1999 年间腐败观测的变化对流入 FDI 存量的影响， 实证结果表明，腐败对 FDI 的短期和长期影响都是正向的。因此，腐败也被描述 为是一只“帮助之手” ，促进了 FDI 的流入。 Akcay（2001）没有发现欠发达国家腐败与 FDI 有显著的关系。Glass and Wu(2002) 用发达国家的创新和发展中国家的模仿来构建腐败对 FDI 影响的一般 均衡模型（Grossman and Helpman,1991） 。垂直型跨国公司将他们的生产转向低 成本的国家。这些公司承担着他们的创新被非法模仿和必须向官员行贿的风险。 分析了四种类型的行贿： 有关销售额和利润方面的行贿， 重复行贿， 一次性行贿， 为了得到在外国市场上销售许可的行贿。 Glass and Wu （2002） 论证了腐败对 FDI 的一般均衡效应在原则上是模糊不清的，并且得出“腐败不一定对 FDI 是坏事” 的结论，而且腐败可能促进 FDI。Ali Al-Sadig（2009）用 117 个东道国的 1984 年至 2004 年的面板数据进行实证研究发现：东道国腐败水平每增加一个单位， 人均 FDI 流量就减少 11%，但是在控制了东道国制度质量等决定因素之后，腐 败对 FDI 的负向影响逐渐消失，有时表现出统计上不显著的正向影响。 综上， 国外学者对腐败对 FDI 的净效应是不明确的。 东道国存在既定的制度 缺陷时， 腐败有助于外国直接投资者有效地避开管制和抵消法律体系的缺陷而进 入该国市场，从这个角度讲，腐败与 FDI 流入之间存在着一定的正相关关系。腐 败是东道国制度风险的一种， 腐败程度越高， 外国投资者面临的风险越大； 同时， 腐败也可看作东道国对投资者征收的税收，腐败程度越高，投资者承担的成本就 越高。因而，腐败阻碍了 FDI 的流入。从这个角度讲，腐败与 FDI 流入之间存 在着一定的负相关关系。 国外学者研究东道国腐败程度与 FDI 关系时进行的实证研究， 主要从两个方 面考虑： 一方面是基于引力模型框架下的双向 FDI 流入所做的实证研究， 另一方 面是考虑每一个国家的单向 FDI， 包括 FDI 存量和 FDI 每年的流入量。 基于东道 国横截面数据的研究较多，基于面板数据研究还比较少。 1.2.3 国内研究现状及发展趋势 国内学者研究腐败的经济效应还比较少， 实证的结论普遍认为腐败具有阻碍 作用。陈刚等（2008）以
年省级面板数据为样本，利用一阶差分广 义矩估计（GMM） ，实证检验了腐败对经济增长的总体效应，发现中国的腐败显 著地阻碍了经济增长，腐败程度上升 1%将使得经济增长速度下降 0.4―0.6 个百 分点；在分解经济增长基础上的计量分析结果表明，腐败对经济增长的阻碍作用 主要归因于其抑制了技术进步、人力资本积累和物质资本积累，其对这三者的负 效应依次递减；同时，腐败对中国经济效率的改善作用非常明显，腐败程度上升5第一章 绪论1%将使得技术效率改善 3.9 至 4.1 个百分点，证实了“有效腐败论”在中国是成 立的。 徐静和卢现祥（2010）就腐败对经济效率和经济增长做了综述，认为当制度 缺陷导致政府管制不当时，腐败能够减小制度摩擦带来的效率损失，从某种程度 上刺激经济增长，然而，腐败引起资源由生产性用途转向非生产性用途，就造成 社会资源的损耗，对政府公共支出、私人投资、国际直接投资、国际贸易、国际 援助以及金融体系等造成不利影响，进而抑制经济增长，成为阻碍落后国家发展 的绊脚石。 韩冰洁和薛求知（2008）以 2002 年 FDI 东道国 113 个经济体与 183 个 FDI 来源国之间相互外商直接投资共 1975 个有效样本为研究对象， 运用 OLS 法证明 了东道国腐败的确会对该国的 FDI 产生负面影响， 同时东道国腐败还会影响外商 直接投资的来源国：如果腐败程度较高，具有海外反腐败法的国家就会减少对相 对腐败东道国的投资。通过回归方程得出国家反腐败指数每提高 1 个得分，就能 增加从其他国家流入的外商直接投资 1.267 亿美元。 薛求知和韩冰洁（2008）以 19 个新兴市场国家的 745 家跨国公司子公司作 为样本，运用 MANOVA 分析、判别分析、Logistic 分析等研究方法得出以下结 论：第一，东道国国家层面感知腐败、产业层面感知腐败会使跨国公司采用持股 比例较低的合资（控股或非控股）进入模式；第二，东道国腐败程度对跨国公司 进入模式战略的影响会受到跨国公司进入东道国战略动机的调节。1.3 腐败的测定关于腐败的测度是一个相当复杂的问题， 构建的各种关于腐败程度的指数都 有其自身的缺陷，很难有反映囊括所有腐败问题的程度的指数。国外关于腐败指 数的研究比较早，也比较成熟；国内起步比较晚，但近年在腐败程度测量，以及 区域性、行业性的腐败指数构建等领域的理论和实证研究上有了很大的进步。 1.3.1 国外腐败指数 20 世纪 90 年代以来，国际上的一些组织和刊物开始对腐败进行独立的调查 和 定 量 的 研 究 ， 如 政 治 与 经 济 风 险 咨 询 机 构 （ Political and Economic Risk Consultancy） 、管理开发研究院（Institute for Management Development） 、政治风 险服务（Political Risk Services） 、经济学家智库（Economists Intelligence Unit） 、 国际商业组织（Business International , BI） 、世界经济论坛（World Economic Forum） 盖洛普调查机构 、 （Gallup） 以及 ， 《华尔街日报》 （The Wall Street Journal） 等 。 目 前 国 外 的 腐 败 指 数 还 有 诸 如 世 界 银 行 的 腐 败 控 制 指 数 （ Control of6第一章 绪论corruption） ；瑞士国际管理发展学院的非支付（Irregular Payment） 、司法腐败 （Legal corruption） 、贿赂和回扣（Bribes and Kickbacks）指标；世界经济论坛的 贿赂和腐败透明度（Bribe and Corruption Transparency）指标；全球竞争力报告 （GCR）指标；商业国际组织（Business International）指标；世界竞争力年鉴 （WCY）指标；国际国家风险指标（International Country Risk Guide）等。其中 应用比较广泛的腐败指标主要有： 透明国际组织（TI）的清廉指数（Corruption Perceptions Index, CPI） 。透明 国际是一个在世界范围内致力于与腐败作斗争的组织，它的总部设在德国柏林， 它已经在 90 个国家建立了分部。 透明国际建立于 1993 年， 截止到 2004 年 10 月， 从 1995 年开始，它每年发布一次各国的清廉指数（CPI） ，此指数基于大约覆盖 10 个不同领域调查的加权平均。它以企业界、风险分析家、一般民众为调查对 象，根据经验对各国贪污腐败的情况进行由 0 至 10 的评分，得分越高，表示腐 败程度越低。调查的主要内容是：在公共领域的不正当行为（如行贿或腐败） ； 腐败的程度；在公共和私有商业活动中腐败设计的范围和数量；估计有腐败所造 成的损失；各级政府索要特殊和非法报偿的可能性；滥用公共权力谋取私利的程 度；政治家、官员、警察和法官的腐败案例；与进出口许可证、商业营业执照等 相关联的非正常额外支出频率等。 由于清廉指数综合了许多关于腐败调查报告的 结果，所以它被称之为“民意中的民意” 。清廉指数的国家样本从 1995 年的 41 个国家扩大到 1999 年的 180 个国家，由于其涉及的国家（地区）样本数量较多， 应用也比较广泛。 世界银行的腐败控制指标。 世界银行建立了一套指标体系衡量各国的治理水 平，包括六个指标来衡量治理：发言权和责任、政治稳定和暴乱、政府的效率、 制度负担、法治以及腐败控制等。与透明国际清廉指数相比，世界银行的指标包 括了治理的六个方面，而腐败控制知识其中的一个。世界银行的腐败控制指标将 腐败放在了一个更高层次的框架――治理之中，这是腐败问题测定的进一步扩 展。对于每一个评价指标，世界银行都进行了标准化处理，并给出了数据的置信 区间。 数据的收集主要集中于一系列衡量不同国家治理水平的主观感觉方面的指 标。数据主要来源于专家的投票和一些国际组织和非政府组织所做的跨国调查。 世行的《1997 年世界发展报告：变革世界的政府》 ，首次列举了与腐败控制指数 相关的四个因素：政策扭典指数、司法可预见性指数、公务员工资占制造业工人 工资的比率指标、基于个人才干的招聘指数。腐败控制指数对世行项目具有重要 的参考价值。 全球竞争力报告（GCR）指标。世界经济论坛的全球竞争力报告 GCR 指标 又称贿赂和回扣指数，与透明国际组织的清廉指数不同的是，调查对象主要是自7第一章 绪论1996 年后每年参加世界经济论坛的全球著名公司的董事长（CEO） ，具体涉及 58 个欧美国家的 2381 个大公司的高级专家和顾问。调查的主要指标及内容集中在 以下几个方面：与出口和进口许可、商业许可、商业许可、交易控制、税收评估、 警方保护或贷款申请相联系的额外支付等。GCR 指标是所有接受调查者评价的 平均水平，用数字 1 至 7 来评价腐败的程度。 商业国际组织（BI）指标。BI 指标是基于《商业国际》杂志所组织的一些 专家和顾问调查的结果 （通常是一个国家一位专家） 调查统计主要以
， 年间的总计 67 个国家数据为依据，补充和完善腐败的主观评价指标。该指标表 明的是商业贸易中涉及腐败或受到怀疑的支付的发生程度， 即依据商业交易中腐 败发生的频率将这些国家从 1 到 10 进行排列，数字越大腐败程度就越低。 世界竞争力年鉴（WCY）指标。从 1996 年开始，从 1996 年开始，瑞士洛 桑国际管理发展学院每年公布一份《世界竞争力年鉴》 ，对各国国际竞争力作出 评价。其中有三项指标涉及到腐败问题，分别是：非法支出、司法腐败以及贿赂 和回扣。 1.3.2 国内腐败指数 宋林飞（2000）在社会风险预警指标体系中引入腐败指标体系，包括干部贪 污贿赂案件立案数变动度、平均每件案件金额变动度、受惩罚干部平均职阶变动 度、 受惩罚干部人数变动度、 受惩罚干部比率变动度。 上海 《社会稳定指标体系》 课题组（2003）把社会腐败指数，包括重大贪污腐败案件（20 万以上）立案率、 重大司法腐败案件数及其增长率等纳入社会稳定突变状态的指标加以研究， 社会 腐败指数越大，社会越不稳定。国务院发展研究中心发展战略和区域经济研究部 （2004） 提出用全国检察机关直接立案的贪污贿赂的渎职案件数与国家机关党政 机关和社会团体任职人员人数之比作为反映全面建设小康社会廉政状况的代行 指标。 1.3.3 简要概述 上述过国内外腐败指数的种类，各有其特点。胡鞍钢、过勇（2001）指出国 外的腐败指数既相互独立又相互区别， 同时在概念和方法上也有一定的相互补充 和相互包含，如透明国际的清廉指数与世界银行的腐败控制指标、全球竞争力报 告（GCR）指标之间具有比较高的相关性。国内对腐败指数的研究起步较晚，但 发展较快。本文在“东道国腐败对 FDI 影响的实证研究”一章中将使用目前有关 腐败指数研究中比较常用的透明国际清廉指数作为腐败的测定的指标。在“中国 转型期腐败对 FDI 的影响” 一章中将参考国务院发展研究中心发展战略和区域经 济研究部提出用全国检察机关直接立案的贪污贿赂的渎职案件数与国家机关党8第一章 绪论政机关和社会团体任职人员人数之比作为反映全面建设小康社会廉政状况的代 行指标。并参照陈刚等（2008）提出度量中国腐败程度的指标。以人民检察院每 年立案侦察贪污贿赂、 渎职案件数与公职人员数之比以及涉案人数与公职人员数 之比两个指标来衡量中国的腐败程度的指标， 并将透明国际对中国检测的清廉指 数作为验证指标，以增强结论的说服性。1.4 基本结构及创新点1.4.1 研究思路 本文以 FDI 区位选择理论为基础，采用定性分析与定量分析相结合的方法， 采用归纳与演绎相结合的分析方法， 运用计量经济模型研究腐败对 FDI 的影响及 影响程度，并用面板模型在实证分析的基础上给出相应的结论及政策建议。通过 本文的研究，以期达到增加我国利用 FDI 的数量、提高 FDI 的质量，改善政府 清廉度的目的。 1.4.2 论文结构 本文共分为四部分： 第一章绪论介绍了本文的研究背景及选题意义， 综述了腐败对外商直接投资 影响的研究文献，归纳了腐败测定的种类和方法，阐述了本文的写作思路、研究 方法及主要创新点。 第二章选取了全球 171 个国家，1998 年至 2008 年的年度数据所组成的面板 数据（panel data）作为研究对象，运用面板数据的广义最小二乘估计（GLS）和 工具变量估计（IV）对腐败与外商直接投资直接的关系进行实证检验。从三个角 度考察了腐败与 FDI 之间的关系，即不同地区，腐败对 FDI 影响；不同发展程 度，腐败对 FDI 的影响；东道国腐败对 FDI 的短期和长期影响。最后根据实证 结果总结了东道国腐败对 FDI 影响的一般情形。 第三章在第二章的研究基础上，进一步研究了中国转型期腐败对 FDI 影响。 选用了中国 29 个省份（包括自治区和直辖市） ，1995 年至 2008 年 14 年的面板 数据揭示了我国转型时期高腐败与高 FDI 流入的本质， 分析了样本区间内腐败对 我国 FDI 影响的年度变化规律。 第四章是结论、相关的政策建议以及本文的不足和研究展望。 1.4.3 主要创新点 第一，从全球的视角，分地区、发展程度和长期、短期角度考虑东道国腐败 对 FDI 的影响。本文在第二章中选取了全球 171 个国家，1998 年至 2008 年的年9第一章 绪论度数据所组成的面板数据（panel data）作为研究对象，在以前的有关东道国腐败 对 FDI 影响的研究中，用面板数据作为研究对象的比较少。 第二， 在第二章的实证研究的基础上， 归纳了东道国腐败对 FDI 影响的一般 情况。并在第三章中，运用此归纳结论，对中国转型期腐败对 FDI 的影响作了指 导。 第三， 在东道国腐败对 FDI 影响的模型中， 用资本形成总值占国内生产总值 的比重作为东道国投资环境的代理变量。并且在多数模型中符合预期的结果，尤 其在第三章中投资环境变量在 1%的显著性水平下显著而且符号符合预期。10第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究2 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究2.1 模型设定与数据说明2.1.1 基本模型设定 本章所使用的基本模型如下：ln(pfdiit ) = γ 0 +α*cpiit +β1 * gdpgit +β2 *infit +β3 * popgit +β4 *capgdpit +β5 *openit +β6 *ln(gdpit )+β7 *ln(pwageit )+β8 *ln(pgdpit )+　 it（2-1） 其中， γ 0 是常数项， α 为自变量系数， β1 、 β 2 、 β3 、 β 4 、 β5 、 β 6 、 β 7 、β8 为控制变量系数， ?it为扰动项。在公式（2-1）中， pfdiit 是 i 国在第 t 年的人均外商直接投资存量，进行取对 数后得到；cpiit是 i 国在第 t 年的腐败程度，即腐败指数；gdpgit是 i 国在第 t 年国内生产总值增长率；inf it 是 i 国在第 t 年的通货膨胀率； popg it 是 i 国在第 t 年的 人口增长率； capgdpit 是 i 国在第 t 年总资本形成总值占国内生产总值的比重；openit是 i 国在第 t 年的对外开放水平； gdpit 是 i 国在第 t 年的国内生产总值，经过取对数后得到； pwageit 是 i 国在第 t 年的人均工资水平，经过取对数后得到；pgdpit是 i 国在第 t 年的人均国内生产总值。2.1.2 变量选择与数据说明 1．人均外商直接投资存量（ pfdi ） 。用联合国贸易与发展会议（UNCTAD） 网站公布的每个国家在特定年份的外商直接投资存量①（FDI stock）除以国家人 口数得到。其中，外商直接投资存量是由当期美元价格和汇率水平计算得出（单 位是百万美元） 。UNCTAD 公布的 FDI 流量有三部分组成，股权投资、利润再投 资和公司内部贷款。 股权投资是外国投资者购买了除其所在地的另一国的公司的 股份； 利润再投资是公司没有派发股息收入给直接投资者而是保留公司利润进行 再投资；公司内部贷款指外商直接投资者（母公司）和子公司之间的短期和长期 资本借贷。外国投资者净资产的减少或净负债的增加，外商直接投资增加，FDI①UNCTAD 出于数据收集的目的，将 FDI 定义为在某个外国企业拥有 10%或以上的股权。 11第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究流量是正数，反之，当外国投资者净资产的增加或净负债的减少，外商直接投资 减少，FDI 流量是负数。FDI 存量是外国直接投资者的资本及储蓄股本价值（包 括保留利润）再加上归属于外商投资者母公司的子公司负债，属于存量。本章选 择人均外商直接投资存量，处于以下考虑：第一，FDI 净流量数据中的负数，不 易进行取对数；第二，母国和东道国公布的 FDI 流量存在相当大的双边差异；第 三，人均 FDI 存量有利于剔除了人口总量对 FDI 影响。 2．腐败指数（ cpi ） 。变量介绍如前绪论所述，数据来源于，透明国际网站 （ransparency International，TI） 。关于东道国腐败水平与外商直接投资之间的关 系是本章考察的重点。 3．通货膨胀率（ inf ） 。通货膨胀率是东道国国家经济稳定的重要指标，一 个国家经济越稳定，对外商直接投资就越有吸引力，但是过高或过低的通货膨胀 。 率都会不利于外商直接投资， 预期符号为负。 数据来源于世界银行 （World bank） 4．国内生产总值（ gdp ） 、人均国内生产总值（ pgdp ） 。根据外商直接投资 本 的区位选择理论， 东道国市场容量和发展程度的大小是影响 FDI 的重要因素。 章用国内生产总值和人均国内生产总值分别代表东道国市场容量的大小和发展 程度，预期符号都为正。数据来源同上。 5.人口增长率（ popg ） 、国内生产总值增长率（ gdpg ） 。根据区位选择理论， 东道国的市场增长潜力对外商直接投资有重要的影响。 本章用东道国的人口增长 率和国内生产总值增长率代表市场潜力的大小，预期符号为正。数据来源同上。 6. 资本形成总值占国内生产总值的比重（ capgdp ） 。东道国的投资环境是影 响其吸引外商直接投资的重要因素，即已形成的投资，对进一步吸引外商直接投 资有影响。 本章用资本形成总值占国内生产总值的比重作为东道国投资环境的代 理变量，投资环境越好，越容易吸引更多的外商直接投资，预期符号为正，数据 来源同上。 7. 外开放水平（ open ） 。研究中，对外贸易水平常常来衡量一个国家或地区 的开放水平。根据邓宁的理论，一个地区越开放，投资者面临的进入壁垒和信息 成本就越小，因此，外商直接投资与开放水平之间应该是正相关的关系。对外开 放程度越高的地区越能吸引 FDI，这样可以减少外部不确定性，以及交易成本和 信息成本。 本章用对外贸易总额与国内生产总值的比值作为衡量对外开放水平的 指标， 开放程度越高， 更容易吸引外商直接投资， 预期符号为正， 数据来源同上。 8．工资水平（ pwage ） 。根据区位选择理论，劳动力成本是影响外商直接投 资进行区位选择的重要因素之一，许多外商直接投资偏好于劳动力低的东道国， 这说明外商直接投资与工资水平负相关。 本章用世界银行网站公布的工人薪水除 以人口总数代表工资水平，预期符号为负，数据来源同上。12第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究表 2-1 变 量各变量的测度及数据来源 测 度 代表的经济含 义 数据来源人均外商直接投资 外商直接投资存量（FDI stock）除 衡量人均 FDI 联合国贸易与发展 存量 以国家人口数,再取自然对数 存量 会议（UNCTAD） 东道国腐败程度 通货膨胀率 国内生产总值 人均国内生产总值 人口增长率 国内生产总值增长 率 0-10；0 为最腐败，10 为最清廉 年度通货膨胀率（%） 东道国 GDP 的自然对数 衡量经济体腐 败程度 透明国际网站衡量东道国经 世界银行（World 济稳定程度 bank） 衡量东道国发 世界银行（World 展程度 bank）东道国 GDP 除以人口总数的自然对 衡量东道国市 世界银行（World 数 场容量 bank） 东道国每年人口自然增长率 东道国 GDP 年增长率 衡量东道国市 世界银行（World 场增长潜力 bank） 衡量东道国市 世界银行（World bank） 场增长潜力资本形成总值占国 东道国资本存量与国内生产总值比 东道国投资环 世界银行（World 内生产总值的比重 值 境的代理变量 bank） 外开放水平 工资水平 东道国贸易总量与国内生产总值比 衡量东道国经 世界银行（World bank） 值 济发展程度 工人薪水除以人口总数 衡量东道国劳 动力成本 世界银行（World bank）000 100000 PFDI
-50000 CPI 2 4 6 8 10 12图 2-1 人均 FDI 存量与腐败指数散点图各个变量的测度及其来源如表 2-1。本章选取了全球 171 个国家，1998 年至13第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究2008 年的年度数据所组成的面板数据（panel data）作为研究对象，运用面板数 据的广义最小二乘估计（GLS）和工具变量估计（IV）对腐败与外商直接投资直 接的关系进行实证检验。由于数据的缺失，有效样本数是 1104 个。人均外商直 接投资存量与腐败程度的散点图如图 2-1 所示，人均外商直接投资存量的对数与 腐败程度的散点图如图 2-2 所示。根据散点图，应该选择对数线性模型，在一定 程度上消除了异方差的影响，并且人均 FDI 存量的对数与腐败指数呈现线性关 系。同时，图 2-2 中还表明人均 FDI 存量与腐败程度成负向关系。本章所有估计 都在 Eveiws6.0 下实现。14 12 10 ln（PFDI） 8 6 4 2 0 0 2 4 6 CPI 8 10 12图 2-2 人均 FDI 存量的对数与腐败指数散点图2.2 面板单位根简介Bhargava 等（1982）最早使用面板单位根检验，之后，Levin 和 Lin（1992） ， Levin，Lin 和 Chu（2002） ，Im,Persan 和 Shin（）以及 Choi（2002） 分别提出了面板数据单位根的检验方法。 Lenin 和 Lin（1992）的方法是基于同质面板数据，即基于以下方程进行面 板单位根检验： yit = α i + β ? yit ?1 + γ i * t + ?it Levin，Lin 和 Chu（2002）则在此基础上进一步允许随机误差项可以具有不 同的序列相关形式，并提出了相应的 ADF 经验。LLC 面板单位根检验方法的一 个缺陷是由于其检验基础为同质面板数据， 因此备择假设为所有纵向序列均是平14第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究稳的，显然不符合实际。 为了克服 LLC 方法的上述缺陷，Im，Persan 和 Shin（）提出了 异质面板数据的单位根检验，其检验方程为： △ yit = α i + β i * yit -1 + γ i * t + ?it 另外，Choi（2002）也基于异质面板数据提出了基于 Fisher 检验的面板单位根统 计量。 为了避免面板模型中的伪回归现象， 本章以下各节中都对模型回归的残差分 别进行 LLC、IPS、ADF-Fisher 和 PP-Fisher 面板单位根检验。2.3 腐败对 FDI 影响的地区差异本节研究不同地区（每个地区包括的国家见附表） ，腐败对东道国人均 FDI 存量的影响，并进行了对比分析。运用面板数据的广义最小二乘法（GLS）进行 估计，并在每个模型中加入了残差的 1 阶滞后，消除自相关对模型估计结果的影 响。估计结果如表 2-2 所示。 除了拉丁美洲外，其他模型腐败对人均 FDI 存量的影响都在 15%的显著性 水平上显著。在非洲模型中，腐败对人均 FDI 存量的影响是正向的，并且在 10% 的显著性水平上显著，即随着腐败程度的加深，人均 FDI 存量将增加；而在拉丁 美洲模型，腐败对人均 FDI 存量的影响为负向影响，但是即使在 15%的显著性 水平上，也并不显著，即腐败对人均 FDI 存量的影响并不明显；在欧洲、北美、 亚洲和大洋洲模型中，腐败对人均 FDI 存量的影响都为负向影响，并且在 15% 的显著性水平下都是显著的，即在这些地区，随着腐败程度的加深，人均 FDI 存量将减少；在全球模型中，整体考虑了腐败对人均 FDI 存量的影响，腐败程度 每加深 1 单位，全球人均 FDI 将减少 3.4%。 在经济相对落后的非洲， 腐败促进了人均 FDI 存量的增长。 经济发展水平落 后，制度不健全，法律不完善，使得腐败更加有效率。在拉美，腐败对人均 FDI 的影响变得不明显。在相对发达的欧洲、北美、亚洲和大洋洲，腐败严重阻碍了 人均 FDI 存量的增长，腐败程度每加深 1 个单位，这些地区的人均 FDI 存量就 分别减少 5.1%、7.6%、9.5%、18.6%，反对腐败，维持清廉是这些地区政府的重 要任务。表 2-2 全球 不同地区，腐败对东道国人均 FDI 存量的影响 非洲 拉丁美洲 欧洲 北美洲 亚洲 大洋洲0.44 0.....006077 CPI （2.439328 （-1.76618 （0.224393 （2.184767 （9.704124 （3.490135 （1.668894 **） 3*） ） **） *） ***） #）15第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究 0.......024904 GDPG （0.040128 （4.565148 （-1.99107 （2.308955 （20.71499 （0.329188 （1.305185 ） ***） 8**） **） **） ） ） 0..0048 0....00695 INF （1.126991 （-0.97308 （-3.53391 （10.38073 （6.021794 （-1.17606 （-0.7527） ） 5） 4***） ） #） ） 0......535 POPG （2.960771 （-0.70970 （-1.85340 （2.422301 （8.368441 （3.389886 （0.909125 ***） 9） 9*） **） *） ***） ） 0.......051815 CAPGD （2.865762 （-0.84266 （1.491155 （0.601774 （-31.4351 （2.900445 （-1.04370 P ***） 7） #） ） **） ***） 6） 0.375 -0.....004169 OPEN （5.796774 （12.78932 （-0.52614 （2.470752 （51.32424 （3.50588* （-0.46847 ***） ***） 5） **） **） **） 3） 0...951 GDP （2.798679 （2.958303 （2.980871 （0.180137 ***） ***） ***） ） -0..165188 （-4.72101 （-1.08801 8***） ）0......634 PWAGE （2.668231 （0.196229 （-0.52377 （59.85949 （-0.04867 （-4.25504 （2.8119） ***） ） 2） **） 3） 7***） 0.52 -0.....413655 PGDP （4.329871 （3.903522 （-0.11311 （8.149655 （86.63739 （16.93651 （3.819707 ***） ***） 3） ***） ***） ***） ***） 0....926331 AR(1) （185.7024 （108.5127 （119.0224 （46.82559 ***） ***） ***） ***） 调整 0..853856 （44.23571 （8.740127 ***） ***） 0.. 0.. 0..R20.9978450..0..0..DW 统 1.628547 计量 样本 容量 944注：#、*、**、***分别表示 15%、10%、5%、1%置信水平下显著，括号为 t 统计量。为了避免面板模型中的伪回归现象，对上述各个模型的残差分别进行 LLC、 IPS、ADF-Fisher 和 PP-Fisher 面板单位根检验，结果如表 2-3。上述每个模型的 残差在模型 3（截距项和趋势项皆无）中，都通过了单位根检验，是平稳的。这 说明上述模型不存在伪回归现象，估计结果是可信的。表 2-3 残差面板单位根检验16第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究 拉丁美洲 欧洲 模型 模型 模型 模型 1 模型 2 模型 3 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 3 模型 1 3 2 3 -10. -14. -9.0 -22.06 -23.67 -23.24 -9.757 -6.184 -8.986 -33.41 -10.82 -12.06 93 LLC 11 50 77 09 09 27 99 45 79 （ 0. （ 0.（ 0. （0.0）（0.0）（0.0）（0.0） （0.0） （0.0）（0.0）（0.0）（0.0） 0） 0） 0） -1.627 -0.728 -0.166 -1.514 -5.5 -10.62 -4.338 -7.158 13 45 15 07 3846 IPS 33 71 41 （ 0.05 （ 0.23 （ 0.4 （ 0.06（ 0. （0.0） （0.0） （0.0） 19） 32） 340） 50） 0） ADF 61.270 185. 51.417 118.38 165. 294. 302.52 498.77 824.60 113.22 100.27 145.65 3 523 6 2 596 605 2 9 1 Fis 5 8 9 （ 0.04 （ 0.（ 0.10 （ 0.00（ 0.（ 0. （0.0） her （0.0）（0.0） （0.0） （0.0）（0.0） 34） 0） 66） 05） 0） 0） PP- 522.64 218. 189. 306. 100.32 112.34 132.47 184.66 579.33 858.80 114.59 137.22 Fis 7 546 300 600 2 4 7 7 4 6 9 7 her （0.0） （ 0. （ 0.（ 0. （0.0）（0.0）（0.0）（0.0） （0.0）（0.0）（0.0）（0.0） 0） 0） 0） 北美洲 亚洲 大洋洲 模型 模型 1 模型 2 模型 3 模型 1 模型 2 模型 1 模型 2 模型 3 3 -5.899 -12. -5.318 -6.498 -10.65 -9.179 -4.849 -4.047 -5.696 09 4838 LLC 30 52 88 19 07 13 75 （ 0.0 （ 0. （0.0） （0.0）（0.0）（0.0） （0.0）（0.0）（0.0） ） 0） -0.857 -2.641 -0.495 -3.773 -0.236 -1.405 49 91 60 59 04 41 IPS （ 0.19（ 0.00 （ 0.31（ 0.00 （ 0.4（ 0.0 56） 41） 01） 01） 067） 799） ADF 6. 17.022 54.803 94.905 154. 9. 27.248 0 9 3 5 6 558 0 7 3 Fis （ 0.03（ 0.0（ 0.0（ 0.1（ 0.0（ 0.（ 0.1（ 0.0（ 0.0 her 35） 057） 002） 274） 001） 0） 307） 251） 001） PP- 12.359 17.142 19.184 157. 10.009 9. 100.69 113.45 Fis 6 4 6 988 0 4 9 0 8 her （ 0.00（ 0.0（ 0.0 （ 0.（ 0.1（ 0.1（ 0.0 （0.0）（0.0） 21） 002） 001） 0） 243） 307） 005）注：1.括号内为估计量的伴随概率；2.LLC、IPS、ADF-Fisher 和 PP-Fisher 的原假设为：存在单位根，即 序列不平稳；3.模型 1 表示带有截距项和趋势项；模型 2 表示仅带有截距项；模型 3 表示截距项和趋势项全球非洲17第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究皆无。2.4 不同发展程度下，腐败对 FDI 的影响本节研究了不同发展程度， 腐败对人均 FDI 存量的影响。 将选择的 171 国家 划分为发达程度高（OECD 国家）和发达程度低（非 OECD）的两个组，分别进 行研究。本节认为一个国家的腐败程度与决定该国体制环境的因素有关，而这些 决定因素是很难被测定的，并且这些因素很少或没有在研究中被控制。不同国家 腐败程度的差异很可能与被忽略的变量有关系。 Bliss 和 Di Tella 1997） Treisman （ 、 （2000）以及 Mocan（2004）都表明腐败应该被作为内生变量来处理。本节运用 面板数据的工具变量固定效应模型对各个模型进行估计，消除变量内生性的影 响。 根据经济意义，在估计过程中，将腐败程度（CPI）和国内生产总值（GDP） 作为内生变量，其他变量作为外生变量。选择腐败程度和国内生产总值 1998 年 的数据作为内生变量的工具变量，回归结果如表 2-4，每个国家常数项的变异如 附表 3 所示。从全球模型看，影响全球人均 FDI 存量的因素主要有腐败程度 （CPI） 、通货膨胀率（INF） 、人口增长率（POPG） 、资本形成总值占国内生产 总值的比重（CAPGDP） 、开放程度（OPEN） 、国内生产总值（GDP） 、工资水平 ， 腐败程度每加深 1 个单 （PWAGE） 其中腐败程度阻碍了全球人均 FDI 的增长， 位，人均 FDI 存量减少 10%左右；在 OECD 国家，腐败程度（CPI）已经不是影 响人均 FDI 存量增长的主要因素，人口增长率（POPG） 、开放程度（OPEN） 、 、工资水平（PWAGE） 、人均国内生产总值（PGDP）成为 国内生产总值（GDP） 影响 OECD 国家人均 FDI 存量的主要因素；在发达程度相对落后的非 OECD 国 家，腐败程度（CPI） 、资本形成总值占国内生产总值的比重（CAPGDP） 、开放 、工资水平（PWAGE） 、人均国内生产总值（PGDP）是影响人均 程度（OPEN） FDI 存量增长的主要因素， 其中腐败程度阻碍了欠发达国家的人均 FDI 存量的增 长，腐败程度每加深 1 单位，人均 FDI 存量减少 7.7%左右。腐败程度在某种程 度上可以看作一个国家制度的代理变量，在制度比较健全的发达国家里，腐败程 度对人均 FDI 存量的影响不显著，而在制度比较落后的非 OECD 国家里，制度 因素对人均 FDI 存量的增长有重要的影响。 加快制度完善步伐， 提高政府清廉程 度，对欠发达国家引进外资，促进经济增长和摆脱贫困有重要的意义。表 2-4 不同发展程度下腐败对东道国人均 FDI 存量的影响 全 球 OECD 国家 非 OECD 国家18第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究 -16.89625 （-3.611528***） 0.099812 （3.633276***） -0.00478 （-0.905817） -0.001396 （-1.619463#） 0.076814 （2.096391**） 0.012217 （1.699988*） 0.00827 （3.912018***） 0.838547 （2.904574***） 0.042482 （1.747405*） 0.195744 （0.611603） 0.. 22 （-3.073492***） 0.055927 （1.050228） -0.004244 （-0.275628） -0.001392 （-0.892653） 0.240566 （3.282493***） -0.01198 （-0.633655） 0.012312 （3.128342***） 0.32884 （1.466816#） -0.096521 （-2.220507**） 1.216861 （5.74988***） 0.. 283 -2.968848 （-0.986093） 0.077298 （2.21167**） -0.00118 （-0.306396） -0.000428 （-0.883254） -0.033718 （-0.517379） 0.01961 （3.21124***） 0.007732 （4.040252***） 0.056223 （0.292609） 0.079386 （4.17211***） 0.83109 （3.658665***） 0.. 821常数项 CPI GDPG INF POPG CAPGDP OPEN GDP PWAGE PGDP 调整 R 2 DW 统计量 工具变量个数 样本容量注：#、*、**、***分别表示 15%、10%、5%、1%置信水平下显著，括号为 t 统计量。为了避免面板模型中的伪回归现象，对上述各个模型的残差分别进行 LLC、 IPS、ADF-Fisher 和 PP-Fisher 面板单位根检验，结果如表 2-5。上述每个模型的 残差在模型 3（截距项和趋势项皆无）中，都通过了单位根检验，是平稳的。这 说明上述模型不存在伪回归现象，估计结果是可信的。表 2-5 全球 模型 2 面板残差序列单位根检验OECD 国家 非 OECD 国家 模型 1 模型 3 模型 1 模型 2 模型 3 模型 1 模型 2 模型 3 -16.54 -10.42 -13.21 -15.6 -5.213 -15.9 LLC 46 59 22 （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） -0.079 0.862 -0.489 IPS （0.4873 （0.0050 （0.7980 （0.0799 （0.3280 （0.0155 ） ） ） ） ） ） ADF-Fish 262.631 327.754 650.96 56.8 184.03 206.474 239.409 466.94 （0.0391 （0.0） 9 （0.5441 （0.0063 0 （0.0179 （0.0028 0 er19第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究 ） （0.0） ） ） （0.0） ） ） （0.0）394.458 625.62 74. 169.16 456.45 PP-Fishe 372.300 297.852 286.041 （0.0001 1 （0.0717 （0. r （0.0） （0.0） （0.0） ） （0.0） ） ） （0.0） （0.0）注：1.括号内为估计量的伴随概率；2.LLC、IPS、ADF-Fisher 和 PP-Fisher 的原假设为：存在单位根，即 序列不平稳；3.模型 1 表示带有截距项和趋势项；模型 2 表示仅带有截距项；模型 3 表示截距项和趋势项 皆无。2.5 东道国腐败对 FDI 的短期和长期影响前两节只从总体上考虑了东道国腐败对 FDI 的影响，忽略了腐败对 FDI 的 长期和短期影响，本节从短期和长期两个方面考虑东道国腐败对 FDI 的影响。 在第一节的基本模型的基础上，参照 Peter 和 Hannes（2005）提出的研究腐 败与外商直接投资的模型，加入了腐败对人均 FDI 存量的长期因素，模型为： ln ( p fd i it ) = γ 0 + α s * c p i it + α l * c p i i . + β 1 * g d p g it + β 2 * in f it + β 3 * p o p g it + β 4 * c a p g d p it + β 5 * o p e n it + β 6 * ln ( g d p it ) + β 7 * ln ( p w a g e it ) + β 8 * ln ( p g d p it ) + 　 itγ α 其中， 0 是常数项， s 为东道国腐败对人均外商直接投资存量的短期影 响，α s + α l 为长期影响， β1 、 β 2 、 β3 、 β 4 、 β5 、 β 6 、 β 7 、 β8 为控制变量系数， ?it（2-2）为扰动项。被解释变量和解释变量如前所述，而cpii.是由每个国家在时间维度上的平均数得到。 分别对全球国家、OECD 国家和非 OECD 国家用广义最小二乘法对上述模 型进行估计，模型的估计结果如表 2-6 所示。在全球模型中调整 R 达到 0.97 以 上，说明模型拟合效果比较好，除工资水平（PWAGE）外，其他变量都在 1%的 显著性水平下显著。 腐败对人均 FDI 存量的短期和和长期影响都为负， 即腐败水 平每加剧 1 单位，人均 FDI 存量在短期和长期分别减少 11%和 1.9%。在 OECD 国家模型中，调整 R 达到 0.9 以上，模型拟合效果也比较好，除腐败短期影响 （CPI）和国内生产总值增长率（GDPG）外，其他变量都在 5%显著性水平下显 著。在 OECD 国家，腐败对人均 FDI 存量的短期影响为正，但是在统计上并不 显著；但在长期，腐败阻碍了人均 FDI 存量的增长，即腐败程度每增加 1 单位， 人均 FDI 存量减少 10.8%左右。 在非 OECD 国家模型中， 调整 R 达到 0.94 以上， 模型拟合效果也比较好， 除资本形成总值占国内生产总值的比重 （CAPGDP） 外， 其他变量都在 5%的显著性水平下显著。在非 OECD 国家，腐败对人均 FDI 存量 的短期影响为负，而长期影响为正，并且都在 1%显著性水平下显著，即腐败程 度每加深 1 单位，人均 FDI 存量在短期内减少 11.5%左右，而在长期却要增加202 2 2第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究2.7%左右。综上，从全球模型中可以得出，东道国腐败不论在短期还是在长期都 阻碍了人均 FDI 存量的增加；在 OECD 国家模型中，在短期东道国腐败促进了 人均 FDI 存量的增加， 而在长期阻碍了人均 FDI 存量的增加； 全球模型扣除 OECD 国家得到的非 OECD 国家模型，在短期东道国腐败阻碍了人均 FDI 存量的增加， 而在长期促进了人均 FDI 存量的增加。表 2-6 腐败对人均 FDI 存量的短期和长期影响 全球 OECD 国家 0...356427***) （-0.648994） -0..14525 (-5.953516***) （2.37252**） 0...111628***) （0.853251） -0..015509 (-5.615865***) （-4.696562***） 0...12862***) （25.89119***） -0..027158 (-5.468214***) （-5.617315***） 0...7809***) （16.6286***） -0..040592 (-42.34213***) （-5.492951***） -0..225139 (-0.152407) （12.49465***） 1...69464***) （29.2499***） 0...4 0..462 283CPI LCPI GDPG INF POPG CAPGDP OPEN GDP PWAGE PGDP非 OECD 国家 0.115244 （5.905784***） -0.142316 （-8.52955***） 0.014357 （5.034678***） -0.004377 （-3.491885***） -0.011185 （-2.395452**） -0.003208 （-1.314773） 0.007598 （32.80215***） -0.151689 （-46.76106***） -0.049674 （-5.559374***） 1.266702 （61.30508***） -0...αs + αl调整 R DW 统计量 样本容量2注：#、*、**、***分别表示 15%、10%、5%、1%置信水平下显著，括号为 t 统计量。为了避免面板模型中的伪回归现象，对上述各个模型的残差分别进行 LLC、 IPS、ADF-Fisher 和 PP-Fisher 面板单位根检验，结果如表 2-7。上述每个模型的 残差在模型 3（截距项和趋势项皆无）中，都通过了单位根检验，是平稳的。这 说明上述模型不存在伪回归现象，估计结果是可信的。表 2-7 面板残差单位根检验21第二章 东道国腐败对 FDI 影响的实证研究 OECD 国家 非 OECD 国家 模型 3 模型 1 模型 2 模型 3 模型 1 模型 2 模型 3 -6.362 -5.798 -4.784 -14.90 -17.7 -22.4 LLC 62 00 87 （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） -1.793 -0.95 -1.427 IPS （ 0.0424（ 0.0719 （ 0.1911（ 0.6285 （ 0.0683（ 0.0347 ） ） ） ） ） ） 309.626 313.056 461.55 84.5 122.67 225.128 249.750 338.88 ADF-Fish （ 0.0001（ 0.00118 （ 0.0132（ 0.29466 （ 0.0015（ 0.00062 er ） ） （0.0）） ） （0.0）） ） （0.0） 493.70 91.8 123.49 370.20 PP-Fishe 400.403 368.182 308.499 295.483 0 （ 0.0030（ 0.09263 7 r （0.0） （0.0） （0.0） （0.0） （0.0）） ） （0.0） （0.0） 模型 1注：1.括号内为估计量的伴随概率；2.LLC、IPS、ADF-Fisher 和 PP-Fisher 的原假设为：存在单位根，即 序列不平稳；3.模型 1 表示带有截距项和趋势项；模型 2 表示仅带有截距项；模型 3 表示截距项和趋势项 皆无。全球 模型 22.6 本章小结本章选取了全球 171 个国家，1998 年至 2008 年的年度数据所组成的面板数 据（panel data）作为研究对象，运用面板数据的广义最小二乘估计（GLS）和工 具变量估计（IV）对腐败与外商直接投资直接的关系进行实证检验。本章从三个 角度考察了腐败与 FDI 之间的关系，即不同地区，腐败对 FDI 影响；不同发展 程度，腐败对 FDI 的影响；东道国腐败对 FDI 的短期和长期影响。 不同地区腐败对人均 FDI 存量的影响存在差异。在非洲，腐败对人均 FDI 存量的影响是正向的， 并且在 10%的显著性水平上显著， 即随着腐败程度的加深， 人均 FDI 存量将增加；而在拉丁美洲，腐败对人均 FDI 存量的影响为负向的， 但是即使在 15%的显著性水平上，也并不显著，即腐败对人均 FDI 存量的影响 并不明显；在欧洲、北美、亚洲和大洋洲，腐败对人均 FDI 存量的影响都为负向 影响，并且在 15%的显著性水平下都是显著的，即在这些地区，随着腐败程度的 加深，人均 FDI 存量将减少。 不同发展程度，腐败对人均 FDI 存量的影响也存在差异。在 OECD 国家，