北京工商大学学报
(
社会科学版
)摇 摇 摇 摇 2015
年
摇
第
5
期
表
1摇
主要变量的描述性统计和均值检验
变量
东部
中部
西部
均值
t
检验
均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 东部
-
中部 东部
-
西部 中部
-
西部
Share
_
foreign
35郾 477
2郾 873
16郾 752
2郾 288
10郾 365
1郾 756
5郾 099
**
7郾 459
***
2郾 214
**
Inst
_
Property
0郾 677
0郾 020
0郾 641
0郾 029
0郾 540
0郾 031
1郾 055
3郾 695
***
2郾 327
**
Inst
_
Contract
67郾 690
2郾 038
64郾 135
2郾 892
54郾 040
3郾 030
1郾 033
3郾 702
***
2郾 341
**
Inst
_
Inter
59郾 353
2郾 635
55郾 638
3郾 375
70郾 524
4郾 624
0郾 872
- 2郾 221
**
- 2郾 661
**
Transcost
150郾 848
12郾 331
601郾 470
35郾 704
1 209郾 400 137郾 300 - 11郾 929
**
- 7郾 677
***
- 4郾 284
**
Wage
_
adj
0郾 119
0郾 006
0郾 132
0郾 011
0郾 129
0郾 008 - 0郾 986
- 0郾 977
0郾 185
LGDP
_
ind
1郾 385 伊 10
6
130 584郾 9 0郾 868 伊 10
6
65 279郾 6 0郾 960 伊 10
6
97 566郾 2 3郾 543
**
2郾 607
*
- 0郾 818
GDP
_
pro
25 537郾 4
1 392郾 1
12 064郾 1
703郾 0
7 429郾 1
842郾 2
8郾 639
**
11郾 130
***
4郾 212
**
GDP
_
ind
3郾 410 伊 10
7
5郾 706 伊 10
6
0郾 916 伊 10
7
1郾 804 伊 10
6
1郾 000 伊 10
7
2郾 415 伊 10
6
4郾 171
**
3郾 888
***
- 0郾 293
PGDP
59 000郾 3
3 007郾 8
40 991郾 0
4 025郾 0
38 182郾 9
3 949郾 6
3郾 643
**
3郾 969
***
0郾 478
Share
_
fdi
lag
11郾 972
1郾 478
4郾 092
0郾 549
3郾 239
0 郾 796
4郾 997
**
5郾 201
***
0郾 912
摇 摇
注
:
各变量均经过组别间的方差齐次检验
,
若方差不等则选择
Welch
公式作均值检验
;
*
、
*
、
***
分别表示在
10%
、
5%
、
1%
的水平下显著
。
四
、
计量检验结果
截面回归面临的一个潜在问题是解释变量间
的共线性相关
,
尤其当核心解释变量与控制变量
存在较高程度的相关性时
,
控制变量会吸收核心
变量的部分显著性
。
本文计算了数值型解释变量
的两两相关系数
,
发现制度变量与控制变量间不
存在较高的相关性
,
但产权保护变量和契约执行
变量间高度正相关
,
两者又与政府干预变量显著
负相关
。
在以下估计中
,
本文将依次纳入三个制
度变量
,
估计其各自的影响
。
表
2
中列示了计量模型的估计结果
。
全部模
型的被解释变量均为
2010
年样本城市规模工业
产值中外资企业产值占比
,
结果均省略了常数项
。
城市间迥异的特征会带来较严重的异方差问题
,
表
2
中回归系数的
t
值采用异方差稳健标准误计
算
。
在估计中
,
分别放入三个制度变量以避免共
线性相关导致的系数偏误
。
回归
(1)
中仅纳入控
制变量
。
除人均地区生产总值和工业劳动生产率
外
,
其他变量系数均统计显著且符号符合预期
。
其中
,
运输成本有显著负影响且系数在
1%
的水
平下显著
,
这与魏后凯等
(2001)
[30]
的判断一致
,
运输费用是在华外资区位选择时优先考虑的内
容
。
东部沿海地区凭借临近港口
、
抵近国际市场
的天然优势
,
大量承接了以
“
两头在外
,
中间在
内
冶
为特征的
“
三来一补
冶
加工制造业
,
结果表明
东部城市较低的国际市场运输成本是中西部城市
难以企及的竞争优势
。
修正后的工资变量在
10%
的水平显著为正
,
这与
Fung et al. (1999)
[3]
的论断一致
,
外资在区位选择中考量的不仅有付
出的劳动力成本
,
也有自不同质量劳动力中获得
的收益
。
所辖省区生产总值在
5%
的水平下显著
为正
,
省区更大的市场潜能能够促进省区中城市
的外资流入
,
同省区中城市的经济发展存在外溢
关联
。
综合上述三点
,
在华外资兼具市场主导的
“
水平型
冶
和成本主导的
“
垂直型
冶
特征
,
更确切地
说
,
属于后者中的
“
出口平台型
冶
外资
。
城市工业
产值 在
5%
的 水 平 下 显 著 为 正
。 Du et al.
(2008)
[10]
发现
,
集聚中的前向关联效应对在华外
资企业的影响大于后向关联
,
上游稳定的供应更
为重要
。
城市工业更大的规模和更好的基础能够
以集聚下的规模效应和示范效应降低生产的损耗
或迟滞
,
促进部门中的外资流入
。
政策优惠变量
也在
5%
的水平下显著为正
,
这与
Head & Ries
(1996)
[31]
结论一致
,
印证了政策安排的倾向性是
导致在华外资区域分布失衡的重要诱因
。
表
2
中回归
(2) ~
回归
(4)
依次将产权保护
、
契约执行和政府干预变量纳入模型
,
结果显示
,
前
两者的系数在
5%
的水平下显著为正而后者系数
在
10%
的水平下显著为负
。
即城市中更为有力
的产权保护和更为可靠的契约执行能够促进外资
流入
,
提高城市工业部门中的外资渗透度
;
政府干
预则会抑制外资
,
假说一和假说二均得以证实
。
其机制在于
,
产权保护和契约执行环境的改善有
利于降低在华外资的经营风险
,
巩固协调内外资
企业的衔接合作
,
从而增加了外资的预期和实际
收益
,
而政府干预则易造成市场扭曲
、
效率低下和
·64·
