研究领域：国际经济学
地方市场分割、外商直接投资与资本配置效率——基于1997-2006年省级面板数据的经验分析
赵奇伟
（武汉大学经济与管理学院；武汉大学跨国企业研究中心）
内容提要：基于对转轨时期我国制度环境的刻画，本文从地方市场分割角度分析了外商直接投资对资本配置效率的影响，并利用1997-2006年省级面板数据对其进行了实证检验。本文发现，在东道国存在市场分割的情况下，外资对资本配置效率的促进作用得以增强。这意味着国内的制度缺陷强化了外资对国内资本的配置功能。而且，外资和市场分割对资本配置效率的影响存在着互相强化的作用，市场分割程度越高，外资的资本配置功能就越得以强化。相反，市场分割程度越低，市场一体化程度越强，外资的资本配置功能越被弱化。文章还发现，外资对资本配置效率的影响呈现出不十分明显的倒U形变化趋势，随着我国市场一体化程度跨越一定的门限值，外资对资本配置效率的正向影响逐渐消失。
关键词：经济转轨市场分割FDI资本配置效率
[中图分类号]F114.46[文献标识码]A[文章编号]
作者简介及联系方式：
赵奇伟（1978-）男，汉族，原籍山东省博兴县，武汉大学经济与管理学院工商管理系讲师，研究方向：国际投资与中国经济发展。通讯地址：湖北省武汉市武昌珞珈山武汉大学经济与管理学院9-40信箱，邮编：430072。E-mail:zhaoqiwei2000@https://www.doczj.com/doc/ea3310409.html,,手机：139********，电话（办公室）：027-********。
地方市场分割、外商直接投资与资本配置效率——基于1997-2006年省级面板数据的经验分析
内容提要：基于对转轨时期我国制度环境的刻画，本文从地方市场分割角度分析了外商直接投资对资本配置效率的影响，并利用1997-2006年省级面板数据对其进行了实证检验。本文发现，在东道国存在市场分割的情况下，外资对资本配置效率的促进作用得以增强。这意味着国内的制度缺陷强化了外资对国内资本的配置功能。而且，外资和市场分割对资本配置效率的影响存在着互相强化的作用，市场分割程度越高，外资的资本配置功能就越得以强化。相反，市场分割程度越低，市场一体化程度越强，外资的资本配置功能越被弱化。文章还发现，外资对资本配置效率的影响呈现出不十分明显的倒U形变化趋势，随着我国市场一体化程度跨越一定的门限值，外资对资本配置效率的正向影响逐渐消失。
关键词：经济转轨市场分割FDI资本配置效率
[中图分类号]F114.46[文献标识码]A[文章编号]
一、引言
根据动态比较优势理论，推动经济增长和发展的动力主要来自于生产要素（主要是资本）的积累和技术进步两个方面，而技术进步无论是通过外部引进还是自主研发来实现都需要资本投入，即都要受到资本积累程度的局限。所以，国家资本积累的能力成为经济增长和发展过程的关键动力（林毅夫、李永军，2003）。相关的经验研究也表明，发达国家之所以发达正是由于发达国家的资本配置效率明显高于发展中国家（韩立岩等，2002），那么，为什么发达国家资本配置能力强，而发展中国家资本配置能力相对较弱呢?或者说，到底是什么因素影响着一国资本配置的进程和效率呢？特别是，对中国这个处于转型时期的新兴经济体，又有哪些特殊的因素影响着资本配置效率呢？
制度环境对资本积累效率的作用逐渐引起了研究者的兴趣（Levine，1997；Rajan和Zingales，1998；Wurgler，2000；Beck等，2000；方军雄，2006，等等）。相关的文献大致可以分为两类，一类是集中考察金融发展、政府干预程度等内部制度环境对资本积累效率的影响，另一类文献则是分析和检验外商直接投资、贸易开放等外部制度环境对资本积累效率的影响。
在国内制度环境中，金融发展对资本积累效率的作用受到了理论界的更多关注。比如，Wurgler（2000）首次对金融体系与资本配置效率之间的关系进行直接检验，发现了两者之间的正相关性。基于Wurgler（2000）的开创性研究，Beck&Levine（2002）、Almeida&Wolfenzon （2005）和Habib（2008）选用同样的资本配置效率模型和金融发展衡量指标，利用跨国数据进行了进一步研究，也得到了类似的结论。韩立岩和蔡红艳（2002）、潘文卿和张伟（2003）、曾五一和赵楠（2007）、李青原等（2008）等人则基于Wurgler（2000）的测算方法检验了我国金融发展程度和资本配置效率之间的关系。近来一些学者开始关注金融发展之外的制度因素的影响。比如，方军雄（2006）检验了市场化进程与资本配置效率之间的关系。研究发现，市场化程度较高时，资本更快地实现由低效率领域向高效率领域的转移，资本配置得以优化。这说明，随着市场化进程的深入，我国资本配置的效率有所改善。方军雄（2006）还发现国家政策对行业的保护可能对资本配置效率产生负面影响。方军雄（2007）进一步考察了市场化进程改善资本配置效率效应在不同所有制之间所存在的差异。结果发现，国有企业的资本配置效率在整体上显著弱于非国有企业。但随着制度环境的改善，两者资本配置效率的差异逐渐缩小。除此之外，才国伟等（2007）和李青原等（2008）还检验了政府干预程度、基础设施、经济结构等因素对资本积累效率的影响。
在第二类文献中，尽管相关的理论分析大多认为对外开放会促进资源积累效率的提高，但实证研究还没有就此形成一致的结论。比如，刘湘丽（2000）以软饮料行业为例，从实证角度对外国直接投资改善资源配置效率的影响所进行了研究。结果表明，外国直接投资能够提高我国工业的投资效益和规模经济效益，从而使我国工业的资源配置效率得到改善。卢荻（2003）在产业发展层面也发现外商直接投资确实有助于改进资源配置效率，但这种贡献却是以妨碍生产效率改进为代价的。计志英（2006）发现市场开放会促进促进了资本配置效率的提高，进而促进经济增长。在对外开放之外，计志英（2006）还特别强调了对内开放对资本积累效率的作用。她认为，扩大投资领域的对内开放，给民间资本创造更大的市场空间，可以促进社会闲置资金向民间资本的转化，提高资源配置效率。盘为龙和冯湜（2007）等人的研究表明，贸易开放促进经济增长的机制在于消除国内市场价格扭曲，减少非生产性寻利行为，提高投资效率。此外，赵奇伟（2009）还谈及外商直接投资对市场一体化的推动作用会提升国内资本积累效率。与上述研究不同，才国伟等（2007）和李青原等（2008）的研究发现，外商直接投资和对外贸易对资本积累效率的影响并不显著。
上述研究就制度环境的不同侧面对资本积累效率的影响因素进行了有价值的探讨。但是，这些研究还存在如下不足之处：（1）在若干影响资本积累效率的因素中，现有研究没有给出它们的主次顺序和逻辑关系，但如果不明确哪些因素是本源性的，我们就不可能真正理解这些因素对资本积累效率的作用机制；（2）现有研究很少去把内外部制度环境结合起来去考察它们对资本积累效率的影响，特别是没把两类制度因素纳入到一个逻辑一致的理论框架中去探讨问题；（3）很少有学者去考察区域经济分割这一典型制度特征对我国资本积累效率的影响，尽管李青原和陈晓（2008）对地方保护的效应进行了尝试性的探讨，但他们没有构建专门的区域经济分割指数，而仅仅用国有经济比重为指标可能难以准确刻画地方保护和区域经济分割的现实情形
为此，本文首先阐述了转型时期中国制度环境影响资本配置效率的逻辑顺序和作用机制，随之根据Pasley和Wei（1996、2000、2001）以及桂琦寒等人（2006）所设计的相对价格法，来从消费品市场、资本品市场和劳动力市场三个方面构建各自市场分割指数，并利用主成分法获取综合市场分割指标；进而首次运用数据包络分析（DEA）测算我国资本配置效率。然后利用1997-2006年的省级面板数据估计了市场分割状态下外商直接投资对资本配置效率的具体影响。
二、转轨时期中国制度环境影响资本配置效率的理论分析
（一）转轨时期的中国的制度特征
中国1978年以来的经济改革包括内部改革和外部改革两方面的内容，其中，内部改革是针对经济的结构改革，从体制来说就是由计划经济体制转向市场经济体制；外部改革是对其他国家实施开放政策。中国的经济结构改革同其他一些转轨国家不同，它不是完全转向市场经济体制，而是既要让计划经济向市场经济转变，又要保持国家公有制的首要地位。也就是说，中国政府在发展市场经济的同时还有意识形态方面的考虑（黄亚生，2005，392页）——尽管这一考虑已经被极大地弱化了——这也是中国政府将其发展的市场经济称之为社会主义市场经济的原因。在实施内部改革的同时，中国还积极实施开放政策，大量吸收外商直接投资来促进经济增长。
这一改革策略的导向下，中国政府形成了几个关键性的制度安排。第一，为了刺激地方政府的积极性，促进各地经济发展，继上世纪50年代末和70年代初的两次行政性分权后，我国从1978年开始的新一轮改革再次选择把放权让利作为改革的突破口。这次的分权改革以下放财政权和税收权、投融资权和企业管辖权为核心，推动了地方政府发展地方经济和培育发展市场体系的积极性；第二，尽管国家在建立市场经济机制过程中给予非国有企业较大的成
长空间，但意识形态的考虑又要求政府给予国有企业更多的照顾，所以在资源配置上形成了系列针对非国有企业的歧视性政策，即在资源分配时遵从政治上的主从次序（黄亚生，2005，84页）。第三，在开放政策的指引下，各地方政府纷纷制定优惠政策，竞相引进外资。
这三项制度安排导致了经济体系的市场的失灵或无效，即制度性缺陷。首先，1978年以来的以行政性分权为核心所形成的体制安排存在严重的缺陷，直接导致了地方市场分割的形成（银温泉等，2001）。行政分权突破了原有财税体制在财权财力上高度集中的格局，形成了地方政府自身的利益，而地方政府自身利益的存在却正是地方保护主义和地方市场分割形成的动机。比如，地方政府为了维持地区经济的持续发展,保证财政收入的稳定性，会把过去外销的优质原材料留给自己的企业以保护本地企业发展。其次，资源分配上的政治性主从次序实际上是行政力量干预市场配置机制的直接表现，结果导致要素市场配置资源的无效率。市场分割和要素市场发展水平这两项制度缺陷都属于东道国市场发育程度的问题，所以我们把它们统称为市场发育程度方面的缺陷。最后，竞相引进外资的后果是FDI的过量流入以及各地经济对外资的依赖性。过去十几年中，中国经济所吸引的FDI数量一直高举发展中国家之首。目前，中国每年引进的FDI保持在600亿美元左右，约占国内生产总值的3%。以2006年为例，我国实际利用外商直接投资额为630.21亿美元，约占当年GDP（26452.12亿美元）的2.38%（中国统计年鉴，2007）。根据黄亚生（2005，第10页）的统计，1992-1998年间，中国的FDI流入量占所有企业年均总资本形成的13%，高于大多数国家和地区。相比之下，美国虽然吸引了更多的FDI，但其同期美国该比率只有6.9%。可见，中国对FDI的依赖度已经比较高了。
(二)中国制度环境对资本配置效率的影响
制度缺陷的存在导致了市场体系在组织各类经济活动上失灵，造成资源配置的无效率。比如,要素市场的发展水平会影响到资本的合理流动和配置。在要素市场发展水平较低的国家，有效率的非国有企业无法获取充裕的资源，而相对无效的国有企业却可以得到大部分的资金和人才支持。结果，国内企业不仅无法提升自身的技术吸收能力来获取外资的技术扩散效应，也无法增强其技术创新能力来同跨国公司竞争。而FDI的过量流入则意味着更多跨国公司进入东道国来同本地企业竞争市场份额，这会直接导致“市场窃取”效应的增加。
地方保护和市场分割的存在显然会影响的要素和产品的合理流动。由于我国各地区在资源禀赋、经济结构和发展水平等方面的存在明显差异，在经济上存在很强的互补性。这种互补性的实现很大程度上取决于经济要素在各地区之间的合理流动。这就客观上要求有一个使经济要素自由、合理流动的统一要素市场体系，以便于要素可在全国范围内充分流动。这不仅可以降低市场交易费用，更主要的是可以促进建立一个区域经济分工与合作的市场机制，使分工与合作通过市场来完成。在地区市场分割条件下，这种流动难以保证，要素禀赋的不均衡导致要素得不到合理使用，从而导致国内资源配置效率无法实现（钟昌标，2005）。所以说，要素市场分割会阻碍要素的自由流动，从而导致要素配置的低效率。此外，在地区市场分割下，市场规模被人为划小，国内企业发展的市场空间变得狭窄，规模经济将难以实现，而且，地方市场分割还会阻碍了国内竞争机制的形成，使得国内企业的市场意识和竞争能力无法得以培育，等等。
外商直接投资使要素的跨国和跨区域的流动性增强，从而提高了资本的配置效率。卢荻（2003）认为，外资可能会促进产业结构向符合比较优势原则转化,这表现为这些外商投资企业主导的行业趋于劳动密集生产，促进整体工业部门的资源配置效率。许开国（2009）也指出，外商投资往往利用国内廉价的劳动力生产出口产品或者通过资金换取国内市场,一般能够较好地识别行业的成长性，于是，外商投资促进了资本配置效率的提高。在东道国存在制度缺陷的情况下，外资倾向于大量涌入，并利用其跨区域流动更为便利的地位，承担起资本配置的功能。
三、市场分割程度和资本配置效率的测算
（一）市场分割程度的测算
对中国市场分割程度的测算方法主要可以分为产出结构法、贸易流量分析法、经济周期法、技术效率法和价格法等五类方法。综合比较而言，桂琦寒等人（2006）把相对价格的方差作为市场一体化程度的动态指标，较为准确地描述了各邻省对的商品市场分割程度。基于他们的研究，本文采用相对价格法测算了1995-2006年间中国28个省份的消费品市场、资本品市场和劳动力市场的分割程度。
为了计算市场分割程度的指标相对价格方差，需要选取三维（t ×m ×k ）的面板数据。其中，t 为年份，m 为地区，k 是某类产品。原始数据选取了《中国统计年鉴》中1995-2006年28个省份的环比价格指数数据。由于重庆、海南、西藏三省市缺少若干年份的数据，所以这些地区的数据被剔除。此外，我们分别使用分地区的居民消费价格分类指数、固定资产投资价格指数和职工平均实际工资指数来测算消费品市场、资本品市场和劳动力市场的相对价格方差1。出于保持数据连续性和完整性的需要，消费品共选取了八大类，即食品、烟酒及用品、衣着、家用设备及其用品、医疗保健用品、交通和通讯工具、娱乐教育文化用品、与居住相关的产品与服务等等2；固定资产投资品包括建筑安装工程；设备工程和器具；其他资本品三类。职工平均实际工资则包括国有单位职工平均工资、城镇集体单位职工平均工资、其他单位职工平均工资三项。
首先，我们来设定相对价格的形式。相对价格可以采取三种形式：两地的直接价格比
、价格比的自然对数、以及相对价格的一阶差分形式/k k
it jt P P ln(/)k k it jt P P 。为了能用环比价格指数来构造市
1111ln(/)ln(/)ln(/)ln(/)k k k k k k k k k ijt it jt it jt it it jt jt Q P P P P P P P P ?????=?=?场分割程度的指标，我们选取相对价格一阶差分形式。而且，为了不使两个地区的置放顺序
影响到相对价格方差的大小，采用第三类相对价格的绝对值来计算方差是适
var()k ijt Q ?k ijt Q ?宜的。
由于并不是全部由地区间的市场环境差异所引起的，所以还不能直接用来k ijt Q ?k
ijt Q ?计算相对价格的方差。令，其中为第k 类产品自身的某些特性所引起的价k k k
ijt ijt Q αε?=+k α格变动，而为第k 类产品在i 、j 两地区的市场环境或其他随机因素所引致的价格变动。显
k ijt ε然，没有消除会高估市场环境等因素带来的价格变动，进而高估市场分割程度。所以，k α我们用去均值法来消除掉固定效应。给定年份t ，给定某类产品k ，对所有成对的相邻地
k α区之间的相对价格取平均得到均值，去均值，有
k ijt Q ?k t Q ?，
()()k k k k k k k k k
ijt t ijt ijt ijt ijt ijt Q Q q ααεεεε???=?+?=?=则最终计算方差的相对价格变动部分是，它仅和地区间的市场分割因素和某些随机k ijt q 因素有关。由所得方差为。
k ijt q var()k ijt q 接下来，我们来选取相对价格方差的形式。对于t ×m ×k 的三维面板数据，相对价格的方差可以采取两种形式。一种形式是取地区i 、j 之间产品k 的相对价格在年度间变化的方差
k
ijt q ，但这会牺牲掉时间纬度，损失数据的动态特征。为了直接考察方差随时间推进的
var()k ij q 1
桂琦寒等人（2006）选用了分地区商品零售价格指数来测算商品市场的相对价格方差。类似地，我们使用居民消费价格指数测算消费品市场的相对价格波动。理由是，居民消费价格指数测算了影响各地区典型消费者的固定一篮子物品和服务的价值变动，也就是说，居民消费价格指数根据某类消费品对消费者生活支出的重要程度进行了数量加权，所以可以体现一个地区最终消费品市场的价格变动。2
2000年及其以前的年份中食品大类中包含着酒和饮料，而从2001年起，烟酒及用品从食品大类中划出，单列为一大类。为了保持数据的连续性，我们把2000年及以前年份中的酒和饮料从食品大类中划出，和2001年起的烟酒及用品形成一个完整的时序数据。
演变情况，观测市场分割程度的变化趋势，我们采取另一种形式的方差，即计算i 、j 两地区在给定时期t 内各类产品之间价格变动平均值的方差，这种形式的方差可以综合不var()ijt q 同产品的价格信息，形成对各类市场分割程度的整体评价。
桂琦寒等人（2006）认为相邻地区的市场是否分割是判断整个国家市场是否分割的主要信息3。遵循他们的思路，对于消费品市场、资本品市场和劳动力市场我们都可以算得1995-2006年的12年61对相邻省份间的相对价格方差（市场分割指数）。桂琦寒等（2006）就是基于商品市场中61个相邻省对之间的市场分割指数展开分析，得出我国商品市场趋于整合的结论的。实际上，我们更希望得到各地区各自的市场分割指数，这不仅便于我们对比不同省份市场分割的严重程度，还有助于我们作进一步的分析，比如，寻找影响各地区市场分割程度的因素，等等。陆铭、陈钊（2006）在桂琦寒等人（2006）研究的基础上，将61对相邻省份间的指数按省份合并，如，上海的市场分割指数是上海和江苏之间、上海和浙江之间的市场分割指数的平均值，其他地区的市场分割指数也是这样计算。按照陆铭、陈钊（2006）的思路，我们可以得到1995-2006年我国28个省市在消费品市场、资本品市场和劳动力市场的分割指数，由此展开进一步的分析。再三类市场分割指数的基础上我们使用主成分法获取综合市场指数。
图11997-2006年中国市场分割程度的基本走势
如图1所示，我国市场分割程度存在逐渐下降的趋势，进一步通过使用LLC 、IPS 、组合P 值检验等多种面板单位根检验方法对各地区市场分割程度走势的稳定性进行分析，印证了我国各地区各类市场的分割程度都呈现出稳定的收敛趋势，我国市场正日趋整合（如表1所示）。
表1.对市场分割指数数据进行面板单位根检验的结果
区域
面板数据单位根检验方法
LLC
IPS
PP -Fisher Choi Z-stat 无截距趋势项
含截距项含截距趋势项无截距趋势项
含截距项含截距趋势项无截距趋势项含截距项含截距趋势项全国-10.104(0.000)*-15.817(0.000)*-13.521(0.000)*-5.204(0.000)*-1.890(0.029)**-4.853(0.000)*-4.635(0.000)*-5.714(0.000)*东部-4.184(0.000)*-5.178(0.000)*-6.417(0.000)*-1.918(0.028)**-0.479(0.316)-2.858(0.002)*-3.300(0.005)*-3.161(0.001)*中部
-5.789(0.000)*
-7.579(0.000)*
-5.829(0.000)*
-2.388(0.009)*
-0.581(0.281)
-3.125(0.001)*
-1.571(0.058)***
-1.563(0.059)***
3
桂琦寒等人（2006）认为，由于中国幅员辽阔，地理因素可能成为相距很远的地区间造成市场分割的天然屏障。而分析限于相邻省份既有助于了解造成市场分割的非地理因素，又是一条非常清楚的选择标准。
*、**、***分别表示1%、5%和10%的显著性水平；IPS 检验方法必须至少含有截矩项和趋势项中的一项才可以进行，所以无截矩项和趋势项一列为空白；括号中为估计量的伴随概率P 值。
（二）资本配置效率的测算
全面准确地刻画资本积累效率是本文的研究前提。借鉴吕冰洋（2007）的处理方法，我们使用数据包络分析（DEA ）等既有方法来测度一个省区的资本配置效率外。吕冰洋（2007）测度了1995至2004年的资本配置效率，我们进一步将其拓展至2006年。
四、实证检验及计量结果分析
基于上述指标的测算，我们可以考察市场分割状态下FDI 对资本配置效率的影响。基于前面的理论分析，可以建立如下基本模型：
EFF it ＝β0+β1FDI it +β2IALL it +β3IALL it ×FDI it +β4UNLOAN it +β5EMPL it +a i +εit ，t ＝1,2,…8,i ＝1,2,…,28（1）
其中，参数a i 是体现各地区之间差异的非观测效应，该效应不随时间而变化；参数εit
是误差项（或随机干扰项），表示随时间而变化的非观测效应。其中，FDI it 为外商直接投资，IALL it 为综合市场分割指数，UNLOAN it 和EMPL it 分别刻画金融市场发展程度和劳动力市场发展水平，除了地区制度环境指标外，地区经济发展水平也会影响到各地的资本配置效率，故而我们进一步把人均GDP、铁路里程和公路里程、人力资本存量和贸易依存度等作为控制变量加入上述模型。
1.数据及指标设计
下面，我们来说明上述变量的含义以及指标设计。被解释变量EFF it 为i 地区第t 年的资本配置效率。
FDI it 为外商直接投资变量。由于外资变量的选择存在多种可能，不同指标选择会对结果造成影响。故而我们借鉴蒋殿春和张宇（2008）的做法，构建一个综合性的外资指标来衡量各地区的外资活动程度：即首先计算各地区三资工业企业的总产值、固定资产和就业人数分别占各地区工业总产值、固定资产和就业人数的比重，计算三者的平均值并计为fdi it ,之后再作标准化处理:FDI it =fdi it /fdi min 。4
H it 为i 地区第t 年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重*6+初中比重*9+高中比重*12+大专及以上学历比重*16。5所使用数据来自1998-2007年《中国劳动统计年鉴》。
劳动力市场发展程度EMPL it 用非国有单位从业人员占总就业人员比重来刻画。其中，非国有单位从业人员数为地区年底总就业人数减去国有单位就业人数所得。这里的地区年底总就业人数数据取自1998-2005年《中国统计年鉴》，国有单位就业人数数据来自1998-2005年《中国劳动统计年鉴》。金融市场发展程度或金融深化程度UNLOAN it 为非国有贷款与各地区国内生产总值之比。这里非国有贷款的计算方法是，假定各省分配到国有企业的贷款和
西部-7.539(0.000)*
-13.300(0.000)*
-10.324(0.000)*
-4.569(0.000)*
-2.095(0.018)**
-2.524(0.006)*
-2.995(0.001)*
-4.856(0.000)*
4
感谢蒋殿春教授和张宇博士提供1999-2005年的外资数据。
5人力资本存量的测算方法主要有未来收益法、累计成本法和教育存量法三类，其中，教育存量法是以教育的成就或国民的受教育程度来间接地描述人力资本的水平。由于该方法直观而易于操作，所以在经验研究中被广泛采用。而且，学者普遍采用人均受教育年限指标来刻画教育存量，即全部就业人员的受教育程度总和与总人口比值来表示人力资本存量（Lucas,1988;Barro &Lee,2001;王小鲁，2000;赖明勇，等，2005），本文采取类似处理方法。
该省国有企业的固定资产投资额成正比，则非国有部门贷款比重可表示为，全部信贷/GDP 比率扣除掉配给到国有企业的比重。固定资产投资数据来自1998-2005年《中国统计年鉴》，存贷款余额数据来自1997-2007年《金融统计年鉴》。各地区GDP数据均来自1998-2007年《中国统计年鉴》。
基础设施指标方面，有些学者使用单位国土面积的公路或者铁路里程，但是考虑到这是一个有量纲的值，其单位变化会影响到系数的大小和显著性，而使用各省份里程占全国里程的比重又反映不出路程对各省份的相对重要程度，故而，我们采用如下方法测算指标：（各省份铁路或者公路里程/全国铁路或者公路里程）/（各省份国土面积/全国国土面积）。基于同样的考虑，人均GDP指标也设置为各省份人均GDP和全国人均GDP之比。此外，贸易依存度设定为进出口贸易额和GDP之比。
2.估计方法的选择：广义矩（GMM）估计法
在处理面板数据时，需要考虑如何选用有效的估计方法去控制住体现各经济主体之间差异的不随时间变化的非观测效应a i。通常我们可以使用固定效应法或者随机效应法来对此加以处理，但这两种方法却无法解决面板数据估计中常遇到的内生性和异方差问题。如果在模型存在内生性和异方差时使用标准的随机效应或者固定效应法进行估计，必将导致参数估计的非一致性，进而给予估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的（王少平等，2006）。Arellano等（1991）、Arellano等（1995）与Blundell（1998）等人提出了广义矩（GMM）估计方法来解决这一问题。这种方法首先对估计方程进行一阶差分以去掉非观测效应a i的影响，然后再用解释变量的滞后作为差分变量的工具变量，由此不仅可以避免因忽略一些必要解释变量而产生的偏差，还能对双向因果关系引起的内生性加以处理。
此外，在用GMM估计后，为了评价估计结果的稳健性，即主要检验所估计的面板残差是否平稳和无自相关性。为此我们应用LLC、IPS、组合P值检验等多种面板单位根检验方法进行面板残差的平稳性检验，以确认上述估计不是伪回归结果且满足动态面板的基本假设条件。表3至表4列出了面板残差平稳性检验的结果，结果显示各模型估计后的残差都是平稳的，满足GMM估计的基本假设条件。对此不予赘述。
3.计量结果分析
接下来，我们会分别考察我国1997-2006年间28各省市的总体市场分割程度、外商直接投资对资本配置效率的实际影响。首先，我们会对各变量进行相关性检验。接下来我们将比较市场分割程度引入前后外资对资本配置效率的影响，考虑到外资和市场分割程度之间的相互影响，我们进一步引入两者的交叉项控制其交互作用。最后，我们试图分析并检验外资对资本配置效率影响的动态变化特征。
（1）相关性检验
变量间的相关性检验结果如表2所示，从中可以看出，人均GDP指标与人力资本存量、铁路里程等多种因素相关性较强，特别是与关键解释变量FDI的相关性较大，容易引致共线性问题，而回归中人均GDP的系数又没有通过显著性检验，因此，我们在模型中放弃该指标。
其他一些控制变量，比如公路里程或者铁路里程指标和人力资本之间也存在一定的相关性，在剔除掉其中一些变量后对回归结果影响不大，而且这些变量间的相关性尚处在一个可以接受的范围内，为了刻画地区经济发展特征对资本配置效率的影响，我们把这些变量依然放在回归模型中。
表2相关性检验结果
EFF FDI IALL UNLOAN UNALL EMPL H PGDP RAIL ROAD OPEN
1.000
-0.139 1.000
0.044-0.126 1.000
0.3110.443-0.152 1.000
0.2930.462-0.1560.981 1.000
-0.2970.002-0.168-0.103-0.126 1.000
0.2550.499-0.1640.6340.662-0.452 1.000
0.1310.738-0.0660.5880.601-0.3630.740 1.000
0.2640384-0.0930.5570.585-0.5000.7440.700 1.000
-0.0060.688-0.1970.5020.530-0.1270.6000.7770.745 1.000
0.0030.532-0.0760.3670.385-0.1050.3460.4510.2790.458 1.000
（2）计量结果分析
首先在考虑市场分割前后外商直接投资对资本效率的影响，结果如表3。模型（1）至
模型（4）的估计结果是未考虑地方市场分割的情形，而模型（5）至模型（8）的估计结果
则是考虑地方市场分割的情况。在两种情形下，金融发展水平的提高都会显著促进资本配置
效率的提高，而人力资本存量的提高则会对资本配置效率产生消极影响。
重点来对比考虑市场分割前后外资对资本配置效率的影响，在前后两种情形下，外商直
接投资都对资本配置效率产生了正向促进作用。但值得注意的是，控制住市场分割的因素后，
外资变量的系数都略有增加，模型（4）在增加市场分割变量后（模型8）外资变量的系数
变得显著，这可能意味着东道国存在市场分割的情况下，外资对资本配置效率的促进作用得
以增强。也就是说，国内的制度缺陷强化了外资对国内资本的配置功能。为了进一步确定市
场分割和外资是否的确存在相互加强的作用，我们需要在模型中引入两者的交叉项，考察在
影响资本配置效率时的交互作用。。
在模型（5）至模型（8）的基础上引入市场分割和外资的交互项，得到模型（9）至
（12），估计结果如表4所示。从估计结果可以看出，交互项的系数显著为正，这表明外资
和市场分割对资本配置效率的影响存在着互相强化的作用，市场分割程度越高，外资的资本
配置功能就越得以强化。相反，市场分割程度越低，市场一体化程度越强，外资的资本配置
功能越被弱化。这可以从两方面得以解释，一是市场缺陷造成国内企业相对竞争力不足，促
进了外资的大量涌入，尽管这些外资企业并不是特别就有垄断优势（黄亚生，2005）。另一
方面，外资享有便利条件，内资有依托于外资进行配置的趋势。联系到我国市场分割程度存
在日趋收敛的趋势（赵奇伟、熊性美，2009），我国外资的资本配置功能正被逐渐弱化。如
果降低至零，则外资不再因制度缺陷产生作用，而更多发挥直接资本配置的功能。
在市场分割状态下，外资的总效应又是如何动态变化的呢？观察外资和资本配置效率
的散点图，可以看出两者存在非线性的关系。为此，我们进一步引入外资的平方项考察其非
线性关系（以及长期动态变化特征）。在模型（9）至模型（12）的基础上引入外资的平方项，
得到模型（13）至（16），估计结果如表4所示。从估计结果看以看出，模型（13）的估计
结果显示平方项的系数显著为负，而其他模型中该项的系数也为负，按并不显著，所以，外
资可能存在一个并不显著的U形，在市场一体化程度跨越一定的门限水平后，外资藉由东
道国制度缺陷对国内资本的配置功能在逐渐削弱，而东道国自身市场的资源配置功能却会得
以加强。
图2FDI与资本配置效率的散点图
表3市场分割状态下FDI对资本配置效率的影响
解释变量
未考虑地方市场分割考虑地方市场分割
模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）模型（5）模型（6）模型（7）模型（8）
EFF i,t-1-0.0188
(-0.6124)-0.0586
(-1.3366)
-0.0572
(-1.3040)
-0.0806
(-2.5503)**
-0.0737
(-3.3474)*
-0.1287
(-3.3375)*
-0.0838
(-2.3058)**
-0.1194
(-4.4286)*
FDI it0.0077
(5.6625)*0.0070
(4.1681)*
0.0040
(3.0583)*
0.0029
(0.9851)
0.0087
(4.3072)*
0.0080
(2.9954)*
0.0045
(2.1294)**
0.0030
(2.1677)**
IALL it-11.2904
(-1.8037)***-11.5853
(-1.5638)
-4.2984
(-0.8952)
-5.2606
(-0.9043)
UNLOAN it0.2807
(10.7421)*0.3171
(10.0399)*
0.2565
(6.8791)*
0.2987
(6.2050)*
it
0.1807
(9.2323)*0.1879
(8.1803)*
0.1750
(6.3810)*
0.1867
(5.5281)*
EMPL it0.0319
(0.2963)0.0283
(0.2437)
0.0560
(0.5124)
0.0901
(0.6214)
0.0648
(0.3654)
0.0657
(0.3326)
0.0624
(0.3937)
0.0441
(0.2030)
H it-0.0419
(-3.0592)*-0.0465
(-2.7863)*
-0.0629
(-3.6232)*
-0.0625
(-3.4411)*
-0.0508
(-3.0423)*
-0.0554
(-3.1674)*
-0.0664
(-3.5634)*
-0.0653
(-3.1547)*
RAIL it0.0371
(2.2273)**0.0615
(2.0870)**
0.0301
(1.2046)
0.0600
(1.8610)***
it
0.0325
(0.6850)0.0372
(1.1038)
0.0485
(0.9831)
0.0423
(1.1159)
OPEN it-0.0678
(-1.0683)0.0125
(0.1866)
-0.0446
(-0.7577)
0.0468
(1.0741)
-0.0423
(-0.5510)
0.0364
(0.4764)*
-0.0287
(-0.3872)
0.0890
(0.9575)
Sargan test
0.06410.07160.07260.08650.06630.07750.07730.0884 J-statistic23.632823.204822.956822.533923.447622.971823.048922.5547 Instrument rank25.000025.000025.000025.000025.000025.000025.000025.0000
面板单位根检验LLC-24.3903
(0.0000)*
-19.4165
(0.0000)*
-
33.1408(0.0
000)*
-
30.5356(0.
0000)*
-15.8266
(0.0000)*
-14.0417
(0.0000)*
-
24.1762(0.0
000)*
-20.4558
(0.0000)* IPS-5.9167-5.3718-6.9279-6.8311-4.3170-3.7061-5.3982-4.8556
******分别表示1%、5%、10%的检验水平。对自变量，表中为系数，括号中为t 值；对面板单位根，表中为t 值或z 值，括号中为概率。
表4市场分割状态下FDI 影响资本配置效率的方式(0.0000)*(0.0000)*(0.0000)*(0.0000)*(0.0000)*(0.0000)*(0.0000)*(0.0000)*PP -9.9477(0.0000)*
-8.5480(0.0000)*
-8.8676(0.0000)*
-7.7637(0.0000)*
-9.7020(0.0000)*
-7.6679(0.0000)*
-9.1442(0.0000)*
-7.1190(0.0000)*
解释变量
线性关系情形
非线性关系情形模型(9)模型(10)模型(11)模型(12)模型(13)模型(14)模型(15)模型(16)EFF i,t -1-0.0869(-1.8356)***-0.1699(-5.5740)*-0.0372(-0.2520)-0.1646(-6.8793)*-0.1070(-1.4948)-0.1747(-5.0928)*-0.0699(-0.8219)-0.1600(-4.5916)*FDI it 0.0035(1.6525)***0.0044(1.4911)0.0011(0.6242)-0.0005(-0.1984)0.0009(2.3326)**0.0066(1.6340)0.0045(1.0036)-0.0028(-0.6205)IALL it
-59.2661(-3.7222)*-55.6493(-4.2858)*-47.1419(-2.7059)*-48.7236(-3.6732)*-52.6686(-2.5272)**-55.7581(-3.8868)*-47.5016(-2.4750)**-45.0138(-3.4340)*FDI it *IALL it 3.0585(5.3978)*
2.3032(6.8712)*
3.0193(5.7916)*
2.1462(5.4123)*
3.1221(
4.3663)* 2.3115(6.0032)* 3.0104(4.6445)* 2.1082(
5.2438)*FDI it *FDI it -0.0001(-1.7104)***
-0.00005(-0.9495)-0.00005(-0.6015)
-0.00004(-0.8039)
UNLOAN it
0.2972(6.5193)*
0.3107(4.7553)*
0.2811(4.6888)*
0.3008(4.6968)*
it
0.1749(7.6825)*
0.1767(5.1169)*0.1550(6.2074)*
0.2000(5.1398)*EMPL it -0.1732(-0.9526)-0.0751(-0.3343)0.0481(0.2227)-0.1242(-0.6238)0.1596(0.6382)-0.1098(-0.4753)0.0381(0.1659)-0.1034(-0.4714)H it -0.0434(-1.9330)**-0.0552(-3.1492)*
-0.0648(-2.2777)**-0.0604(-3.4675)*
-0.0546(-2.1042)**-0.0555(-2.9604)*
-0.0653(-2.2380)**-0.0658(-3.3663)*
RAIL it
0.1454(3.0700)*
0.1740(4.4736)*
0.1921(2.7638)*
0.1846(2.7469)*
it
0.2305(0.5470)
0.0301(0.7661)0.0150(0.3767)
0.0389(0.7017)OPEN it 0.0795(1.0086)
0.2305(2.2896)**0.0255(0.2552)0.3007(3.6465)*0.2932(2.0419)**0.3292(3.2107)*0.1371(0.7859)0.2260(2.2882)**Sargan test
0.0858
0.09700.08390.10330.09300.09780.08500.1062J-statistic 19.174221.757016.563421.995716.916321.870716.031621.6575Instrument rank 25.000025.000025.000025.000025.000025.000025.000025.0000面板单位根检验
LLC -24.7025(0.0000)*-15.0929(0.0000)*-26.5222(0.0000)*-28.8891(0.0000)*-20.0882(0.0000)*-14.1939(0.0000)*-26.2040(0.0000)*-23.8074(0.0000)*IPS -7.7778(0.0000)*-4.7730(0.0000)*-7.7386(0.0000)*-6.9619(0.0000)*-6.3116(0.0000)*-4.5616(0.0000)*-6.8076(0.0000)*-6.2999(0.0000)*PP
-10.2577(0.0000)*
-8.2231(0.0000)*
-9.1021(0.0000)*
-7.3852(0.0000)*
-9.2587(0.0000)*
-8.4530(0.0000)*
-8.6418(0.0000)*
-7.2121(0.0000)*
五、主要结论
目前，既有研究较少系统论述并检验外商直接投资对资本配置效率的影响，特别是在
我国转轨时期既有的制度背景下，外商直接投资对资本配置效率的影响会呈现出那些特有的
变化，尚没有引起理论界足够的重视。基于此，本文梳理了改革时期我国制度背景，并分析
了这些制度环境对资本配置效率的影响。而且，在测算市场分割指数和资本配置效率的基础上，我们对市场分割状态下FDI对资本配置效率的影响进行了经验分析。根据经验分析的
结果，可以得出如下结论：
第一，我国国内市场分割程度依然存在，但存在日趋收敛的稳定趋势。
第二，在东道国存在市场分割的情况下，外资对资本配置效率的促进作用得以增强。这说明，国内的制度缺陷强化了外资对国内资本的配置功能。
第三，外资和市场分割对资本配置效率的影响存在着互相强化的作用，市场分割程度越高，外资的资本配置功能就越得以强化。
第四，在市场分割状态下，外资对资本配置效率的影响不是单纯的线性变化特征，而是存在不十分明显的倒U形变化趋势，随着我国市场一体化程度跨越一定的门限值，外资对资本配置效率的正向影响会逐渐消失。
当然，与本文相关的一些问题还值得进一步的研究。比如：（1）我国东部和中西部
的省份在引进外资的数量和类型上存在着明显的差异，那么这种差异是否对资本配置效
率产生了不同的影响？更进一步地说，东部区域的外资相当大的比例为“三来一补”的
模式，那么他们是否起到了明显的投资导向作用？中西部地区吸引外资数量较少，那么
他们是否会带来显著的市场变迁效应，即降低了该区域的市场分割程度，进而影响到资
本配置效率？反过来讲，东部和中西部地区市场分割程度的差异是否会影响到外资的流入
规模和类型？由于在分区域后本文样本量变得过小，所以暂时无法完成分区域的经验检验，所以对这些问题暂时无法给出很好的解答。这需要我们在将来积累更多年份的数据，来扩大
样本量，再去检验不同区域内市场分割程度、FDI与资本配置效率之间的关系；（2）在市场
分割状态下，外资自身的技术特性和经济特性的差异是否会产生不同的资本配置效果？比如，具备不同技术优势的美日欧资本和港澳台资本所带来的资本配置效应有无明显不同？制
造部门和服务部门的外资是否会产生不同资本配置效应?不同行业的外资在和市场分割程度
的交互效应是否存在差异?尽管本文偏重于分析东道国制度安排这些需求面因素的作用，但
这不意味着外资自身的技术特性和经济特性这些供给面的因素不重要。作为进一步的研究方向，我们可以把两种层面的因素结合起来，以便更为全面地解释外资影响资本配置效率的变
化特征；（3）在市场一体化程度逐步加深的背景下，FDI对资本配置效率的影响在不同时期
是否也会呈现出不同的特征？尽管我们做了一些长短期效应的探讨，但我们还是需要逐步积
累数据，扩充样本去获取分时期的经验分析结果；（4）中国制度安排所制约的市场分割程度
和外商直接投资会显著影响资本配置效率的提升水平，那么，这一发现在其他经济转轨国家
是否也会成立？显然，我们可以获取跨国数据来进行分析和证明。
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