国有企业股份制改革与FDI关系的机理与实证研究_董伦函.pdf

100科教广角国有企业股份制改革与 FDI 关系的机理与实证研究文/董伦函本文基于20112020年31个省份自治区（除港澳台）的面板数据，采用固定效应模型，利用寡占竞争模型研究国有企业股份制改革对于FDI（外商直接投资）的影响。研究结果表明，私营化的程度越高，外商直接投资的水平越低，即呈负相关关系；同时在对不同地区的样本进行分析时发现，沿海地区的负相关关系明显大于非沿海地区，这也说明了对外贸易更发达的地区对股份制改革的程度更加敏感。1引言我国的国有企业股份制改革在1978年前后就已经开始萌芽，从1978年到1992年可以算作第一个时期。这个时期主要是在国有产权的前提下对国企经营权进行改革。第二个时期从1992年到2003年，国企改革主要有两方面进程，一是国有企业股份制改革，二是国企“抓大放小”重新整合。第三个时期始于2003年国务院的决定，其授权国资委代表国家履行出资人职责，监管中央所属企业（不含金融类企业）的国有资产，指导推进国有企业改革和重组。随着经济全球化进程的加快，FDI日益成为人们关注的话题，外国直接投资带来的往往是先进的技术和先进的生产力，这无疑会给国内现存的市场产生很大冲击，但如上所述，在国际寡头垄断框架下，大多数有先例的理论文献都集中于外国通过外国直接投资或出口入境。只有少数基于跨国企业存在的混合寡头垄断的研究，同时考虑到影响FDI的因素，但是讨论到民营化程度对FDI影响的并不多，本文希望能够通过对这二者关系的探究讨论股份制改革的程度对FDI占比的影响。2文献综述通过对当前国内外相关文献进行梳理，本文从以下三个方面阐述股份制改革和FDI之间关系的相关文献。一是有关国有企业股份制改革的研究，程霖，严晓菲(2020)1以时间为线索，论述国有企业股份制改革思想大致可以分为三个阶段，即以推进企业改革试点为核心的萌芽探索阶段（19781992年）、以理顺企业产权关系为核心的制度创新阶段（19932012年）、以实现企业产权主体多元化为核心的纵深推进阶段（2013年至今）。邢安琪（2022）2研究表明，在不同的市场准入壁垒中，国有企业股份制改革将对政府的环境政策产生不同的影响。张风帆（2021）3研究发现在股份制改革过程中，由于受到各方面因素的影响，往往存在资产流失的问题，这就会损害到国家的利益，不利于国企的良好发展。二是关于寡占竞争相关的研究，寡占竞争模型一直是比较热门的话题，很多的经济问题都在使用这个模型以及它的衍生模型来解决问题。根据Matsumura的定义，混合寡占指在某个同质或异质的产品市场上，少数追求社会福利最大化（或把社会福利最大化作为经营目标之一）的国有企业和追求利润最大化的国内外私有企业之间竞争的市场结构。与外国竞争对手的混合寡头垄断模式始于Corneo和Jeanne（1994）4。他们探讨，在国际混合寡头垄断中，上市公司的目标可以以平衡出口来表达，并得出结论，出口必须与私营企业的能力相等。章伟果，扈文秀（2022）5通过建立产品差异化双寡占供应链下的纵向并购模型，分析了纵向并购前后产品市场博弈均衡并内生确定了纵向并购期权价值，重点采用最优停时理论求解了最佳纵向并购时机。目前混合寡占理论已经成为分析国有企业和私有企业之间垄断竞争行为的有力工具。三是关于国有企业股份制改革影响FDI的相关文献，赵驰，王凤生（2018）表明：在三种政策下，市场均衡价格均不等于国有企业的边际成本；从改善社会福利的角度，部分民营化始终是最优选择；通过福利分析，政府搭配民营化政策给予国内企业产量补贴虽然能够实现最高的消费者剩余，但在社会福利的排序中处于劣势。魏冕，向洪金（2020）6研究表明负外部性的社会成本和社会总福利均随着异质产品替代系数的上升而下降，随着国有企业民营化程度的上升先上升后下降。3理论模型构建与分析3.1模型设定考虑一家有部分私有化的上市公司（公司0）与N家私营公司竞争，我们假设N家私营公司，其中n家公司仅拥有国内股东，N-n家公司拥有国内和国外股东，每个公司都拥有相同的技术，他们生产同质产品，其中在国内的逆需求函数为 P=a-Q,P为市场价格，Q为总产量，qi是拥有整个国内股东的私人公司的产量，qj是跨国公司的产量。CS代表消费者剩101科教广角余总和。W代表国内社会福利总和。（1）（2）公司0的目标函数设定为 （3）表示跨国公司在国内所有权的程度，在0到1之间取值。其中代表公司的利润。3.2模型推导本文使用逆向归纳法进行求解：Stage 1:主办国政府最大化社会福利，选择最优的私有化程度；Stage 2:三类企业根据自己目标函数决定自己最优的产量。在完成以上步骤后利用求得的表达式具体分析相关参数直接的关系。先进行第二阶段所有公司同时最大化其目标函数，V为有外资投资的私有化，为纯私有化，通过联立一阶导数的方程组得到各自的产量。再进行第一阶段，主办国政府最大化社会福利，选择最优的私有化程度，即。在得到了最优私有化程度和各个公司的产量之后利用企业外资进入比例对求导得到对应的导数值 （4）能够知道这两个数值是同方向变化的，即正相关，但在后续实证中我们考虑的被解释变量为跨国公司的外资占比水平1-，故本文在实证过程中预期得到负相关关系的结果。4实证模型构建4.1模型设定 （5）被解释变量表示外资企业最优投资比例；Private表示地区经济私有化程度；X代表控制变量选取了资本支出，地区开放度以及城镇单位就业人员平均工资。4.2变量说明4.2.1被解释变量随着市场化程度加深，企业的混合所有制形式越来越常见，可以用外来资本占公司总资本的比重来衡量企业层面的外资进入情况，并且随着经济发展和投资的深入，外方投资最终将以公司资本金的形式体现。同时，伴随着外资进入、兼并和退出，外来资本金比例也会发生变化。因此，我们构建企业层面的外资占比指标（fdi)，具体使用外商直接投资和GDP的比值作为外商直接投资水平。4.2.2解释变量私有化程度（private）。关于私有经济的研究中，有的以私有经济就业人数占比作为衡量私有经济的发展程度，有的以私有经济规模衡量私有经济发展。我们选取私营企业和个体就业人员与城镇单位就业人员的比值作为解释变量，称为创业活力，可以有效地代表私营经济的活跃程度。4.3控制变量4.3.1财政支出选取了财政支出作为企业生产的重要投入要素也纳入模型，地区财政支出是地方政府履行社会管理职能的基础，包括管理和企业生产，因此也纳入控制范围，同样采用GDP平减，财政支出=地区财政支出/GDP。4.3.2地区开放度地区的开发水平同样会影响外资进入水平，开放程度不同的地区对环境的要求也不同，各种环境污染排放应当受到地区开放度的影响。例如欧美发达国家开发度较高，对生活居住环境、自然生态环境等方面的要求也较高，地区开放度=地区进出口总额/GDP。4.3.3城镇单位就业人员平均工资城镇就业人员工资水平，用城镇单位就业人员的平均工资来表示，单位是元。在本文中用它来代表该地区劳动力成本，为一个影响FDI的一个解释变量。5实证结果和分析5.1基准回归结果分析取因变量外资占比指标，自变量创业活力以及控制变量财政支出，地区开放度以及城镇单位平均工资进行回归。首先，单独对外资占比指标和创业活力在matlab中进行回归，结果如图1所示。图1 外资占比水平对创业活力回归拟合直线图1 外资占比水平对创业活力回归拟合直线表1 回归结果表1 回归结果Coefficients标准误差t StatP-valueIntercept0.0323312480.00282111.459581.46E-25X Variable 1-0.0079290580.001542-5.142824.82E-07从表1可以很明显地看出外资占比指标和创业活力是负相关的，且系数在1%的显著水平下通过检验，这说明我们理论部分的推论成立。表2添加控制变量后的回归结果表2添加控制变量后的回归结果系数a模型未标准化系数标准化系数t显著性B标准错误Beta1（常量）0.0360.00310.3960.000财政支出-0.0210.005-0.242-4.1940.000创业活力-0.0080.002-0.274-4.3980.000地区开放度0.0050.0040.0751.1400.255城镇单位平均工资0.0010.0010.0250.3550.723a.因变量：外商直接投资水平102科教广角其次，我们在模型之中添加前文中提到的控制变量资本支出，地区开放度以及城镇单位就业人员平均工资再进行回归，回归结果如表2所示。可以看到在增加了控制变量之后创业活力的系数依然是在1%的显著水平下通过检验的且系数为负，这能够帮助我们更进一步加强结论的可靠性。从控制变量看，财政支出对外资进入水平有显著的抑制作用，地区开放度以及城镇单位平均工资对外资进入水平有促进作用。5.2稳健性检验本文采取解释变量创业活力另一种方式的衡量标准即私营企业就业人数与总就业人数的比值来进一步检验结论的可靠性，如表3所示，除控制变量显著性有所差异，其他并无显著变化，同时私营就业水平和外资进入水平依然是负相关的，表明本文结论依然稳健。表3稳健性检验结果表3稳健性检验结果系数a模型未标准化系数标准化系数t显著性B标准错误Beta1（常量）0.0270.0038.9650.000财政支出-0.0220.005-0.257-4.4380.000地区开放度0.0160.0040.2513.9030.000城镇单位平均工资5.514E-050.0010.0070.1080.914私营就业水平-0.0240.005-0.317-4.6890.000a.因变量：外商直接投资水平5.3区域异质性分析本文检验私营水平对FDI的影响是否存在区域异质性，将样本划分为沿海和非沿海两个地区进行区域异质性检验。结果如表4、表5所示，可以看出私营化水平即创业活力在沿海地区对FDI的影响更为显著，在非沿海地区的结果甚至已经不能保证足够的显著性，可以认为私营化水平在发达地区对于FDI的抑制效果更加显著。表4异质性检验沿海地区回归结果表4异质性检验沿海地区回归结果系数a（沿海）模型未标准化系数标准化系数t显著性B标准错误Beta1（常量）0.0340.0112.9430.004财政支出0.0960.0360.2522.6590.009创业活力-0.0170.004-0.447-4.3280.000地区开放度0.0000.0090.0060.0550.956城镇单位平均工资5.899E-060.0010.0010.0050.996a.因变量：外商直接投资水平表5异质性检验非沿海地区回归结果表5异质性检验非沿海地区回归结果系数a（非沿海）模型未标准化系数标准化系数t显著性B标准错误Beta1（常量）0.0230.0029.6750.000财政支出-0.0240.003-0.483-7.7880.000创业活力0.0010.0010.0610.8600.391地区开放度0.0140.0040.2663.7030.000城镇单位平均工资0.0000.000-0.094-1.1840.238a.因变量：外商直接投资水平6政策建议基于以上研究，笔者提出以下几点政策建议：第一，加强政策引导，优化外商直接投资引入机制。在经济高质量发展的背景下，随着跨国公司在国内的持股比例的增加，政府应提高私有化的程度，帮助中国产业结构升级，助推中国经济高质量发展。第二，因地制宜制定政策，统筹协调区域间发展水平。在引入外商直接投资以及调节私有化程度的过程中，要注意外商直接投资在地区间的异质性，要根据各地区实际状况制定针对性的政府政策，对于发达地区引入外商直接投资时要更加敏感地调整私有化水平，促进区域之间的协调发展，助力中国经济均衡发展。7结语本文基于20112020年中国31个省份自治区（除港澳台）的面板数据，通过构建固定效应模型实证检验了私营化水平和外商直接投资之间的关系。研究结果显示：第一，私营化水平对于外商直接投资具有显著的抑制作用；第二，地区异质性分析结果表明，私营化水平在发达地区对于F