治理環(huán)境與外資專用性投資
——基于我國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)

劉琳 曹瑞

(北京化工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京100029)

一、引言

“法與金融”的研究框架①“法與金融”研究框架的提出最早起源于來自哈佛大學(xué)的La Porta、Lopez-de-Silanes、Shleifer三位教授以及來自芝加哥大學(xué)的Vishny教授于1998年發(fā)表于經(jīng)濟學(xué)界著名期刊Journal of Political Economy上的一篇論文Law and Finance，此后，四位教授（簡稱LLSV）連續(xù)合作發(fā)表了數(shù)篇相關(guān)論文?！胺ㄅc金融”理論是探討法律或制度環(huán)境對金融影響的理論，La Porta等人探討了法律起源的不同造成投資者保護不同的原因以及這種不同對各國資本市場和公司治理的影響。Levine等學(xué)者將投資者保護的作用延伸至一國的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長。將國家或地區(qū)的制度環(huán)境視為影響企業(yè)行為和公司價值的關(guān)鍵解釋變量，一個國家的經(jīng)濟績效在很大程度上受制于其制度與法律環(huán)境，這些可稱為治理環(huán)境。治理環(huán)境包括產(chǎn)權(quán)保護、法治水平、市場化程度、信用體系以及中介組織發(fā)育程度等方面［1］。在FDI的相關(guān)研究領(lǐng)域，近年來國內(nèi)外學(xué)者對東道國治理環(huán)境與FDI投資行為進行了深入的研究。當(dāng)前關(guān)于東道國治理環(huán)境與FDI投資行為的已有研究多數(shù)是關(guān)注治理環(huán)境對外資的區(qū)位選擇［2］-［4］、外資進入模式選擇［5］以及實際外資到位率［6］等因素的影響，然而，治理環(huán)境會如何影響外資的專用性投資行為尚未得到檢驗。

跨國公司的對外直接投資屬于專用性較強的投資行為，相比國內(nèi)投資將面臨更大的投資風(fēng)險。基于不同的跨國公司進入東道國的模式考慮，綠地投資和獨資進入模式需投入大量資本和技術(shù)，巨額的專用性投資需要連續(xù)的投資政策和穩(wěn)定的經(jīng)營環(huán)境作為保障，跨國并購和合資也面臨股權(quán)流動性差或者撤資面臨各種附加條款的問題，因此也具有很強的專用性。只有在外部治理環(huán)境能夠提供很好的產(chǎn)權(quán)保護、確保投資權(quán)益的情況下，契約才能得以履行。此外，采用多維度、高強度的專用性投資，需要有效的法律實施、健全的市場體制和良好的社會規(guī)范作為保障［7］。因此在治理環(huán)境較好的地區(qū)，產(chǎn)權(quán)保護較為健全，外資的專用性投資的投資收益能得到保障，也能促進外資的專用性投資水平。從FDI總量的區(qū)位選擇來看，外商直接投資在我國各個地區(qū)之間的分布呈現(xiàn)不平衡的狀態(tài)，然而，外資的專用性投資是否受到地區(qū)治理環(huán)境的影響，以及治理環(huán)境因素影響外資專用性投資的作用機制尚需進一步的分析和檢驗。

本文將地區(qū)治理環(huán)境因素納入外資專用性投資的分析，以單位項目外資平均投資金額衡量外資的專用性投資水平，利用手工搜集的我國1997—2016年各省份的FDI結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)實證檢驗了地區(qū)治理環(huán)境對外資專用性投資水平的影響，結(jié)果表明，地區(qū)治理環(huán)境與外資專用性投資顯著正相關(guān)，地區(qū)市場化程度越高、政府干預(yù)程度越低以及法治水平越高，外資的專用性投資規(guī)模越高，且該結(jié)論是穩(wěn)健的。

本文對當(dāng)前FDI研究領(lǐng)域的文獻是個重要補充，已有關(guān)于我國外商直接投資主要關(guān)注區(qū)位選擇、技術(shù)溢出、進入模式影響因素以及對經(jīng)濟增長影響等方面的研究文章，鮮有文獻從外資專用性投資的視角分析，本文采用以單位項目外資平均投資規(guī)模衡量外資的專用性投資水平的方法，對地區(qū)治理環(huán)境影響外資專用性投資行為的作用機理進行了實證檢驗，并進一步區(qū)分了不同的利用外資方式，以期能夠豐富外商直接投資的相關(guān)文獻研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

以諾斯等人為代表的新制度經(jīng)濟學(xué)者強調(diào)了制度環(huán)境對于企業(yè)行為的影響，F(xiàn)DI的制度基礎(chǔ)觀把制度因素作為自變量，并且通過深入細致的分析，研究制度和文化對外資企業(yè)行為的影響。Suchman指出，為了應(yīng)對東道國的規(guī)制制度差異，外國企業(yè)會根據(jù)東道國的規(guī)制制度來選擇和確定其分支機構(gòu)的組織形式和運營模式［8］。Shan和 Hamilton以及 Makino和Delios為了降低這種制度差異造成的外來者劣勢，外國企業(yè)會通過與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)合資使其在東道國的分支機構(gòu)獲得市場合法性［9］［10］。

還有不少文獻重點關(guān)注了治理環(huán)境對外資企業(yè)行為的影響，如治理環(huán)境對外資的區(qū)位選擇［11］［12］、外資進入模式選擇［13］和外資到位率［14］等方面。 Kahai以1980—2000年55個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟自由度越高、政府治理水平越高和貿(mào)易保護越少的國家，可以降低外商投資企業(yè)的交易成本越多，因而可以吸引到更多的外商直接投資［15］。吳一平研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)內(nèi)政府干預(yù)程度上升、腐敗程度上升和政府規(guī)模擴大會抑制FDI的流入［16］。劉琳和趙博利用手工搜集的我國30個省份協(xié)議與實際引進外資數(shù)據(jù)，實證研究了影響各省份實際外資到位率差異的制度原因，結(jié)果顯示各地區(qū)的治理環(huán)境是影響外資到位率的主要原因［17］。然而當(dāng)前的已有研究并未深入探討地區(qū)治理環(huán)境對外資專用性投資行為的影響。

治理環(huán)境包括產(chǎn)權(quán)保護、法治水平、市場化程度、信用體系以及中介組織發(fā)育程度等方面［18］。我國各地區(qū)治理環(huán)境不均衡，地區(qū)的外部治理環(huán)境會在一定程度上影響跨國公司的專用性投資行為，而且治理環(huán)境的改善對于促進外商的專用性投資具有重要意義。首先，任何一份契約都不可能明確指出未來可能面臨的風(fēng)險和收益，在面臨不確定因素的情況下，契約雙方可能針對投資成本、收益及分紅產(chǎn)生分歧，甚至終止合作。而專用性投資用途單一，面臨巨大的沉沒成本，使得投資方不敢輕易投資。Grout和Hart認為，在契約不完備的情況下，合作者不可能進行有效的專用性投資。由于專用性投資會產(chǎn)生可被他人占用的準(zhǔn)租金，專用性資產(chǎn)在簽約后面臨機會主義行為［19］［20］。 理論研究表明，排他性契約能夠顯著地促進企業(yè)的專用性投資［21］，在合同不具有可行性時，就會出現(xiàn)投資不足的問題。只有在外部治理環(huán)境能夠提供很好的產(chǎn)權(quán)保護、確保投資權(quán)益的情況下，契約才能得以繼續(xù)履行。

此外，采用多維度、高強度的專用性投資，用投資本身來強化合同本身的，需要有效的法律實施、健全的市場體制和良好的社會規(guī)范作為保障［22］［23］。具體而言，Helpman的跨國研究發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)權(quán)保護較好的發(fā)達國家，企業(yè)聚焦于創(chuàng)新，在產(chǎn)權(quán)保護較差的發(fā)展中國家，企業(yè)則更喜歡模仿而非創(chuàng)新［24］。而針對我國的跨省研究表明，對專用性很強的研究開發(fā)投資而言，企業(yè)的研究開發(fā)支出會因各省產(chǎn)權(quán)保護程度的不同而異，產(chǎn)權(quán)保護程度的提高能夠顯著增加企業(yè)對于研究開發(fā)的投資。從資本成本的角度來看，治理環(huán)境促進了專用性投資。Williamson認為，資產(chǎn)專用性程度影響公司融資方式的選擇。股權(quán)融資為投資者提供了更直接的資產(chǎn)控制權(quán)和監(jiān)管能力，能夠最大限度地降低資產(chǎn)專用性帶來的投資風(fēng)險，因而更適合專用性程度高的項目融資［25］。而不管是外部的治理環(huán)境，還是內(nèi)部的公司治理，都能夠降低股權(quán)融資成本。從外部治理環(huán)境來看，良好的法律環(huán)境、高效的政府質(zhì)量能夠降低融資成本［26］-［29］。 大量的經(jīng)驗證據(jù)也表明，資產(chǎn)專用性程度與股權(quán)資本融資呈正比，隨著資產(chǎn)專用性程度的提高，目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)中權(quán)益資本水平不斷上升［30］?？梢姡卫憝h(huán)境的水平能夠提高專用性投資程度。

因此，基于上述分析，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：在其他因素不變的情況下，地區(qū)治理環(huán)境與外資專用性投資正相關(guān)。

假設(shè)1a：市場化程度越高的地區(qū)，外資專用性投資水平越高。

假設(shè)1b：政府干預(yù)程度越低的地區(qū)，外資專用性投資水平越高。

假設(shè)1c：法治水平越高的地區(qū)，外資專用性投資水平越高。

假設(shè)2：相對于協(xié)議外資，治理環(huán)境對實際外資專用性投資的正向影響更顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本是1997—2016年我國30個省市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)（除西藏自治區(qū)、臺灣省、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)之外）。剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失樣本54個，包括年鑒中某些省份未報告的FDI項目數(shù)或FDI結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，最后共獲得546個樣本。中國各省份的協(xié)議FDI金額、項目數(shù)據(jù)以及不同形式利用外資的數(shù)據(jù)主要從 《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》和《中國商務(wù)年鑒》中手工搜集整理得到，還有小部分來自各省份的統(tǒng)計年鑒。治理環(huán)境變量的相關(guān)數(shù)據(jù)來自樊綱和王小魯發(fā)布的 《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》［31］，并通過一定的擬合方法計算之后進行合并的整合數(shù)據(jù)庫（具體方法見下文）。其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫以及各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）變量的定義和度量

1.外資專用性投資變量

考慮到單個項目的平均投資金額越大，代表外資的專用性投資程度越高，本文用該省份當(dāng)年的單位項目外資平均投資金額表示外資的專用性投資水平，用ACFDI表示該省份當(dāng)年FDI合同投資平均金額，AUFDI表示該省份當(dāng)年FDI實際投資平均金額，ACFDI的計算公式如下：

由于《中國商務(wù)年鑒》披露的各省份FDI的相關(guān)數(shù)據(jù)包括FDI項目數(shù)、協(xié)議FDI總額、實際FDI投資金額，并對不同類型的外資利用方式（合資、合作和獨資方式）有詳細的披露，包括合資企業(yè)項目數(shù)和利用外資金額、合作企業(yè)項目數(shù)和利用外資金額、獨資企業(yè)項目數(shù)和利用外資金額，為對不同類型的外資利用方式進行更深入的分析，我們又進一步定義了ACFDI1為該省份當(dāng)年以合資形式的利用外資平均投資金額，ACFDI2為該省份當(dāng)年以合作形式的利用外資平均投資金額，ACFDI3為該省份當(dāng)年以獨資形式的利用外資平均投資金額，如ACFDI1的計算公式如下所示，ACFDI2和ACFDI3的計算方式同下。

2.治理環(huán)境變量

借鑒已有文獻做法［32］［33］，本文利用樊綱和王小魯?shù)染幹频奈覈魇》菔袌龌笖?shù)及其分指標(biāo)作為各地區(qū)治理環(huán)境的衡量指標(biāo)，包括市場化指數(shù)（Market）、政府干預(yù)程度（Gov）以及法治水平（Law），分別用報告中的市場化指數(shù)總指標(biāo)、政府與市場的關(guān)系得分以及市場中介發(fā)育和法律制度環(huán)境得分作為度量指標(biāo)。數(shù)據(jù)主要來自樊綱和王小魯出版的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》（以下簡稱舊指數(shù)）以及王小魯?shù)劝l(fā)布的《中國市場化八年進程報告》［34］提供的各地區(qū)市場化相對進程得分（以下簡稱新指數(shù)）。其中，1997—2009年我國各地區(qū)市場化指數(shù)及分指標(biāo)直接來自樊綱和王小魯發(fā)布的市場化進程報告，2010—2014年市場化指數(shù)總指標(biāo)及分指標(biāo)通過新指數(shù)和舊指數(shù)的對比以及一定的擬合方式獲得，此外，由于數(shù)據(jù)獲得的限制，2015年和2016年的市場化指數(shù)總指標(biāo)及分指標(biāo)以2014年的數(shù)值作為替代。

不能簡單地將新指數(shù)和舊指數(shù)進行合并處理的主要原因在于王小魯?shù)劝l(fā)布的報告指出，該報告中的指數(shù)計算以2008年作為基期，對2008年以來各省份的市場化各方面變化重新進行了數(shù)據(jù)計算和評分，因此新指數(shù)與舊指數(shù)存在不同，根據(jù)數(shù)據(jù)來看，整體上新指數(shù)存在系統(tǒng)性的降低的趨勢。因此，必須采用一定的擬合方法使得整體數(shù)據(jù)具有一致性和可比性。根據(jù)計算發(fā)現(xiàn)，各個省份的2008年的舊指數(shù)和新指數(shù)的比值以及各省份2009年的舊指數(shù)和新指數(shù)的比值基本一致。以市場化指數(shù)為例，例如北京市2008年舊指數(shù)和新指數(shù)的比值為1.33，2009年的比值是1.34；河北省2008年比值為1.28，2009年的比值為1.27。因此，我們?nèi)「鱾€省份2008年比值和2009年比值的均值作為新指數(shù)的調(diào)整系數(shù)，并將2010—2014年的新指數(shù)乘以該調(diào)整系數(shù)，計算出2010—2014年的新指數(shù)的擬合值，由此得出2010—2014年的市場化指數(shù)、政府干預(yù)程度以及法治水平指數(shù)。

新指數(shù)省份調(diào)整系數(shù)

3.控制變量

本文還選取了國民生產(chǎn)總值的對數(shù)（lnGDP）、GDP 增長率（Growth）、地區(qū)市場開放程度（Open）、人均工資水平（Awage）、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Highway）作為控制變量，同時控制年份和省份的影響。主要變量的具體定義和度量見表1。計量分析過程采用STATA 13.0統(tǒng)計軟件。

表1 主要變量的定義和度量

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

1.主要變量的描述性統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計情況。從中可以看出，1997—2016年間，實際外資單位項目投資額（AUFDI）這一變量的平均值為0.034億美元，中位數(shù)為0.028億美元，最大值為0.253億美元。而協(xié)議外資單位項目投資額（ACFDI）的平均值為0.050億美元，比實際外資平均投資額略大，標(biāo)準(zhǔn)差為0.048，最小值為0.004億美元，中位數(shù)是0.039億美元，最大值為0.298億美元。以合資方式利用外資的單位項目平均投資（ACFDI1）的均值為0.042億美元，中位數(shù)為0.028億美元，最小值為0.003億美元，最大值為0.396億美元。以合作方式利用外資的平均規(guī)模（ACFDI2）的均值為0.090億美元，中位數(shù)為0.069億美元，最小值為0.002億美元，最大值為0.630億美元。以獨資方式利用外資的平均規(guī)模（ACFDI3）的均值為0.057億美元，中位數(shù)為0.037億美元，標(biāo)準(zhǔn)差為0.062，最小值為0.001億美元，最大值為0.584億美元。我國各地區(qū)市場化指數(shù)（Market）的均值為 6.962，中位數(shù)為 6.34，標(biāo)準(zhǔn)差為2.837，最小值為1.72，最大值為14.15。各地區(qū)政府干預(yù)程度（Gov）的均值為 7.298，中位數(shù)為 7.32，標(biāo)準(zhǔn)差為1.862，最大值為10.53。法治水平指數(shù)（Law）的均值為6.358，中位數(shù)為4.54，標(biāo)準(zhǔn)差為2.446。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

2.不同省份的外資專用性投資情況

此外，我們還通過計算不同省份的外資專用性投資的相關(guān)變量的平均值，進一步對各個省份的外資專用性投資情況進行了描述和比較分析，具體結(jié)果見表3。表3的各列變量分別是FDI實際平均投資金額（AUFDI）、FDI合同平均投資金額（ACFDI）、合資方式利用外資的平均規(guī)模（ACFDI1）、合作方式利用外資的平均規(guī)模（ACFDI2）以及獨資方式利用外資的平均規(guī)模（ACFDI3）。通過比較1997—2016年間不同省份的外資專用性投資情況可以看出，F(xiàn)DI實際平均投資金額最高的是天津市（0.066億美元），其次是青海?。?.058億美元），最低的是吉林?。?.011億美元）；FDI合同平均投資金額最高的是青海?。?.099億美元），最低的是吉林?。?.022億美元）。從不同類型的外資利用方式的單個項目投資金額來看，合資方式的最高值是青海省（0.227億美元），最低的是北京市（0.019億美元）；合作方式的最高值是天津市（0.177億美元），其次是海南省（0.168億美元）；獨資方式的最高值是青海?。?.113億美元），而吉林省最低（0.018億美元）。

（二）治理環(huán)境與外資專用性投資

為檢驗上文提到的研究假設(shè)1和2，我們構(gòu)建了回歸模型并利用Pooled OLS方法進行估計，回歸結(jié)果如表4所示?；貧w已控制年份效應(yīng)和省份效應(yīng)的影響，并且報告的是穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差回歸結(jié)果。

從表4中的回歸結(jié)果可以看出，治理環(huán)境變量與單位項目合同投資平均金額（ACFDI）以及單位項目實際投資平均金額（AUFDI）都是顯著正相關(guān)，這驗證了我們第二部分提出的研究假設(shè)1，即地方治理環(huán)境的改善會促進外資的專用性投資，而且治理環(huán)境對外資專用性投資的正向影響主要是通過地方產(chǎn)權(quán)保護水平的提高、政府干預(yù)程度的降低以及法治水平的提高來實現(xiàn)的。從具體結(jié)果來看，市場化指數(shù)（Market）與合同外資（ACFDI）的回歸系數(shù)為0.055，與實際外資（AUFDI）的回歸系數(shù)為 0.077，且系數(shù)t檢驗表明兩者的差異是顯著的，法治水平變量（Law）與合同外資（ACFDI）的回歸系數(shù)為 0.028，與實際外資（AUFDI）的回歸系數(shù)為0.039，這驗證了研究假設(shè)2，說明相對于合同外資專用性投資，治理環(huán)境的改善對實際外資專用性投資的影響更大，這可能是因為治理環(huán)境通過提升外資的到位率更大程度地影響了外資專用性投資的實際單位投資規(guī)模。

表3 1997—2016年各省份外資專用性投資變量的均值統(tǒng)計表(單位：億美元)

表4 治理環(huán)境與外資專用性投資（Pooled OLS）

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.使用面板固定效應(yīng)模型

為了消除時間以及個體效應(yīng)對回歸方程的影響，我們采用面板固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型重新估計回歸方程，由于Hausman檢驗的結(jié)果支持固定效應(yīng)模型，我們可以認為采用固定效應(yīng)模型(Panel Fixed Effect)重新估計回歸方程更有效，回歸結(jié)果見表5。從表5的結(jié)果來看，該結(jié)果與混合OLS模型的回歸結(jié)果并無顯著差別，說明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 治理環(huán)境與外資專用性投資（Fixed Effect Model）

2.其他穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性，還進行了其他的穩(wěn)健性檢驗。首先，為消除樣本極端值的影響，對處于樣本 0～1%與 99～100%的極端值進行 Winsorize處理后，進行回歸檢驗。其次，采用外資實際投資總金額以及協(xié)議投資總金額分別作為外資專用性投資的替代度量方法，對前文的模型重新進行檢驗。第三，考慮到治理環(huán)境與外資專用性投資之間存在一定的內(nèi)生性，采用工具變量的廣義矩估計（GMM）方法進行回歸。穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果與之前的回歸結(jié)果并無實質(zhì)性差異，因此，證明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、拓展性研究

鄭建明和劉琳進一步指出，治理環(huán)境會影響到契約的簽署和履行的交易成本［35］，因此，地區(qū)的治理環(huán)境和產(chǎn)權(quán)保護水平是影響跨國公司進入模式選擇的重要因素，我國30個省份的面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果表明，在市場化程度較高、政府干預(yù)程度較低、法治水平較高的地區(qū)，外資更傾向于以獨資的方式進入。為對不同類型的外資利用方式的外資專用性投資行為進行更深入的分析，我們又進一步定義了ACFDI1為該省份當(dāng)年以合資形式利用外資的平均投資金額，ACFDI2為該省份當(dāng)年以合作形式利用外資的平均投資金額，ACFDI3為該省份當(dāng)年以獨資形式利用外資的平均投資金額，對模型進行估計，分別采用了混合OLS （Pooled OLS）和面板固定效應(yīng)（Panel Fixed Effect）回歸模型，實證檢驗結(jié)果見下表6。回歸已控制年份效應(yīng)和省份效應(yīng)的影響，并且報告的是穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差回歸結(jié)果。

表6 區(qū)分不同利用外資方式的進一步分析

從表6中的回歸結(jié)果可以看出，市場化指數(shù)（Market）與合資利用外資平均規(guī)模（ACFDI1）、合作利用外資平均規(guī)模（ACFDI2）以及獨資利用外資平均規(guī)模（ACFDI3）都是顯著正相關(guān)的關(guān)系，相對于合資和合作兩種，該變量與獨資平均利用外資的相關(guān)系數(shù)的絕對值最大，而且是在1%的水平上顯著，說明地區(qū)治理環(huán)境對獨資方式的外資專用性投資的正向影響程度最大，因此，如果考慮利用外資的不同方式，也即獨資、合資和合作三種具體的形式，相對于合資和合作兩種形式，治理環(huán)境對以獨資方式利用外資的專用性投資的正向關(guān)系更為顯著。此外，混合OLS回歸模型與面板固定效應(yīng)回歸模型的結(jié)果基本一致，說明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、研究結(jié)論

本文利用手工搜集的我國1997—2016年各省份的FDI結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)實證檢驗了治理環(huán)境對外資專用性投資水平的影響，結(jié)果表明，地區(qū)治理環(huán)境與外資專用性投資顯著正相關(guān)，市場化程度越高、政府干預(yù)程度越低以及地區(qū)法治水平越高，外資的專用性投資規(guī)模越高，即在治理環(huán)境較好的地區(qū)，外資專用性投資的投資收益能得到保障，因此能促進外資的專用性投資水平，而且治理環(huán)境對外資專用性投資的正向影響主要是通過地方產(chǎn)權(quán)保護水平的提高、政府干預(yù)程度的降低以及法治水平的提高來實現(xiàn)的。此外，相對于合同外資專用性投資，治理環(huán)境的改善對實際外資專用性投資的影響更大。進一步區(qū)分不同利用外資方式的拓展研究表明，相對于合資和合作兩種形式，治理環(huán)境對以獨資方式利用外資的專用性投資的正向關(guān)系更為顯著。本文將治理環(huán)境因素納入外資專用性投資的分析，深入探討地區(qū)治理環(huán)境對外資專用性投資的影響及作用機理，豐富了制度與FDI投資行為的文獻研究。

本文研究結(jié)果表明，采用多維度、高強度的專用性投資，需要有效的法律實施、健全的市場體制和良好的社會規(guī)范作為保障。中國是當(dāng)前跨國企業(yè)全球投資的主要目的地之一，尤其是改革開放以來，我國利用外資的規(guī)模不斷增長。已有文獻表明，外商直接投資能夠促進東道國的經(jīng)濟增長，并且能夠為產(chǎn)業(yè)升級及技術(shù)進步提供巨大的推動力。跨國公司的對外直接投資屬于專用性較強的投資行為，相比國內(nèi)投資將面臨更大的投資風(fēng)險，因此為提升外資的專用性投資，未來我國各地區(qū)應(yīng)提供有效的契約執(zhí)行、法律實施和完善的治理環(huán)境作為基礎(chǔ)。

其次，我國各地區(qū)還應(yīng)該著力通過治理環(huán)境的優(yōu)化加強對外商的產(chǎn)權(quán)保護和投資環(huán)境的改善。當(dāng)前，我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展路徑存在差異以及分權(quán)體制下政府行為導(dǎo)致各地區(qū)發(fā)展水平極不平衡，而經(jīng)濟地理與文化差異以及中央政府主導(dǎo)的非均衡區(qū)域發(fā)展策略等因素，造成了我國各地區(qū)治理環(huán)境的不平衡現(xiàn)象［36］。如果一個地區(qū)具有有效的法律實施、健全的市場體制和良好的社會規(guī)范作為保障，即治理環(huán)境和產(chǎn)權(quán)保護的改善能夠降低外資專用性投資行為的不確定性和投資風(fēng)險，促進外資專用性投資數(shù)量的提高。

此外，本文的研究對于我國的引進外資政策也有一定的借鑒意義。相對于合同外資專用性投資，治理環(huán)境的改善對實際外資專用性投資的影響更大，這可能是因為治理環(huán)境通過提升外資到位率更大程度地影響了外資專用性投資的實際單位投資規(guī)模。因此，在制定引進外資的政策時，應(yīng)通過完善投資環(huán)境、改善治理環(huán)境、提高外資到位率促進外資專用性投資質(zhì)量的提高。