商事制度改革与外商直接投资*

黄亮雄， 孙湘湘， 王贤彬

一、引 言

20世纪90年代中期以来，全球外商直接投资显著增长。同一时期，流入新兴经济体的外商直接投资也大幅度增加。在过去四十多年，中国经济取得了举世瞩目的成就，这一时期也是外商投资流入中国的黄金时期。外商直接投资为当地企业的管理经验、技术进步及产业竞争力提升发挥了积极的作用。但转型经济体中不完善的制度环境可能为外商投资者带来更高的业务风险和交易成本(Rottig, 2016)。因此，为吸引外商直接投资，众多发展中国家和新兴经济体的政策制定者都纷纷采取形式不同的投资鼓励措施，如减税、补贴专用基础设施、土地使用优惠及融资便利等。为实现经济高质量发展，党中央及国务院力推简政放权、放管结合、优化服务政策，商事制度改革作为其中一项重大改革举措，为吸引外商直接投资营造良好的营商环境。

现有文献表明制度因素在吸引外商直接投资流入中扮演着越来越重要的作用，并且与新兴经济体的研究密切相关。中国的资本和产品市场缺乏公开信息，受政府干预影响、地方保护主义严重等不完善的制度环境导致外商投资者在获取信息方面要付出额外的成本(Chen et al., 2019)，影响了外商直接投资者的投资决策。商事制度改革是我国经济体制改革的重要一环，是简政放权、放管结合、优化服务的重要组成部分，更是我国优化制度质量一次有益的改革实践。鉴于此，本研究重点考察近年来的商事制度改革是否对外商直接投资(Foreign Direct Investment，FDI)流入产生影响，并进一步分析影响商事制度改革与FDI流入关系的异质性条件。从理论上分析，商事制度改革的实施减少了政府对市场不合理的干预，包括简化行政审批流程、前置审批取消或者后置等，这些制度改革都大大便利了外商直接投资进入中国开展投资活动，提高了中国市场对外商投资的吸引力。

鉴于此，本文以近年来实施的商事制度改革为“准自然实验”，在手工收集中国284个地级市的商事制度改革数据的基础上，系统考察了商事制度改革实施对FDI流入的影响。研究结果表明，商事制度改革的实施显著促进了FDI流入，且这一结论通过了一系列稳健性检验。本研究进一步对商事制度改革影响FDI流入的异质性条件进行检验，研究结果表明劳动力质量的提升，政府科技投入的增加和市场化程度的改善，均能强化商事制度改革对FDI流入的促进效应。本文的研究结果表明了完善高质量发展的制度体系和政策环境，是提升对外开放质量的先决条件。

本研究主要从以下几个方面对现有的文献进行深入拓展：第一，现有文献重点强调了政治风险、政府质量及文化差异等制度因素对外商直接投资流入的影响(Javorcik & Wei, 2009)。然而，新兴市场的制度环境不同于发达国家(Uddin et al., 2019)，在经济发展、文化传统及社会制度变迁等方面具有特殊性，因此，关于新兴经济体中制度与外商直接投资关系的研究还有较大的拓展空间。本文的分析有助于深化新兴经济体制度环境变化与外商直接投资关系的相关研究。第二，由于规制的性质已经发生了深刻的变化，不管是发达国家还是发展中国家，规制政策的制定又再次引起了学术界的关注，但较少研究分析不同规制政策下外商直接投资的流入。我国近年提出了商事制度改革，是我国市场准入与监管中的重要制度创新和服务创新，但我们发现关于商事制度改革影响外商直接投资流入的研究还较为匮乏。本文较好地补充和完善了此类文献的不足。第三，与现有文献定性探讨商事制度改革不同，本文的研究内容属于定量识别商事制度改革经济效应的文献，不仅是对中国改革实践的理论分析，更是为理解放松规制对促进外商直接投资流入提供新的参考。同时，在考察商事制度改革对外商直接投资的影响中，还识别了商事制度改革影响外商直接投资的异质性条件，这对于深入剖析商事制度改革的影响机理提供了新的思路。

本文剩余部分的结构安排如下：第二部分为商事制度改革的背景及文献综述；第三部分实证模型设定、指标构建和数据说明；第四部分为实证结果分析；第五部分为异质性检验；最后为本文结论及政策建议。

二、商事制度改革的进展及文献综述

(一)商事制度改革的进展

党中央及国务院力推简政放权、放管结合、优化服务政策，旨在减少行政审批，降低市场准入门槛，简化行政流程，提高政府服务效率并降低制度性交易成本。商事制度改革是简政放权、放管结合、优化服务的重要组成部分，也是社会主义市场经济体系的重要组成部分。商事制度是对市场主体开展市场活动的制度及政策规定。中国的商事制度脱胎于计划经济体制，捆绑市场主体资格与经营资格，以审代管，提高了市场准入的门槛，且准入程序复杂、准入手续繁琐(艾琳和王刚，2014)。在市场监管方面，注重事前审批许可，前置审批项目众多，忽视事中事后监管，且行政监管存在不规范和随意性等特点。这些都大大增加了企业创立和经营过程中的制度性交易成本，阻碍了市场配置资源效率的提高，不利于产业结构升级和经济高质量发展。

2012年国务院常务会议批准广东省开展行政审批制度改革的先行先试，广东部分地级市逐步试点商事制度改革。2013年十八大二中全会审议通过《国务院机构改革和职能转变方案》。2014年全国范围内实施商事制度改革，正式拉开了商事制度改革的序幕(王贤彬和黄亮雄，2019)。国务院于2014年6月下发了《关于促进市场公平竞争维护市场正常秩序的意见》，要求坚持放管并重，实行宽进严管，完善市场监管体系。2015年商事制度改革不断推进，国务院办公厅印发了《关于加快推进“三证合一”登记制度改革的意见》，全面实施“三证合一”、“一照一码”改革。国务院下发了《关于“先照后证”改革后加强事中事后监管的意见》，明确了“谁审批、谁监管，谁主管、谁监管”的市场监管原则，初步构建了商事制度改革中市场监管的新模式。2016年商事制度改革不断深化，并加快实施“五证合一”制度改革。由此可知，商事制度改革是我国市场准入与市场监管方面的一次重要的制度创新，逐渐成为推进行政体制改革和政府职能转变的重大突破口。商事制度改革的红利正不断释放。根据世界银行发布的营商环境报告，2018年中国的营商环境排名第46位，进入世界排名前50的经济体之类，比2017年的排名提升了32个名次。

(二)文献综述

新兴市场外商直接投资急剧上升，这是国际商务中值得关注的现象。本文的研究主题聚焦商事制度改革对FDI流入的影响。根据本文的研究主题，我们主要从三个方面开展文献综述工作。一是FDI影响因素的文献综述，二是制度因素对FDI的影响的文献综述，三是商事制度改革产生的经济效应的文献综述。

1. FDI影响因素的文献综述

几十年来，学者们一直致力于探索决定一个国家FDI吸引力水平的主要因素。传统理论中，学者们把重点放在经济因素上，如市场规模、劳动力成本、汇率、基础设施等作为决定东道国吸引或阻止外国直接投资流入的关键解释因素(Love & Lage-Hidalgo, 2000；刘洪铎等，2016)。20世纪90年代，随着North(1990)关于制度研究的影响逐渐扩大，外商直接投资的影响因素的研究开始更多关注制度的影响。North(1990)认为制度是一个社会的游戏规则，或者更规范地说，制度是构建人类互动关系的人为设定的约束条件。拥有良好制度的国家更容易吸引FDI流入(Globerman & Shapiro, 2002)。制度发展(包括法律法规、透明度、政治稳定、金融体系、腐败水平等)是外商直接投资流动的重要决定因素(Javorcik & Wei, 2009)。盛丹和王永进(2010)、茹玉骢等(2010)均认为契约执行效率或合约实施效率对外商直接投资的区位分布产生影响。除了对政府效率的考察外，吕朝凤和陈霄(2015)还发现地方官员交流显著正向影响FDI的流入。

2.制度因素与FDI关系的文献综述

越来越多的研究表明制度对经济长期增长至关重要，发达国家的制度质量比发展中国家更好(Acemoglu et al., 2001)。根据对经济长期增长影响因素的分析，我们发现高效的制度能提高未来经济增长的潜力，同时也有利于吸引投资者。不完善的制度环境意味着企业必须支付额外的成本，如犯罪和腐败。此外，由于沉没成本较高，外商直接投资极易受到政策不确定性的影响，其中包括政府效率低下、贪污或产权和法律制度执行不力等。众多的研究证据表明，良好的制度环境是外国直接投资流入的重要决定因素。这种制度环境或管理基础设施包括公司设立的便利性、政府效力、产权安全、司法系统的效率和政府廉洁等(Globerman & Shapiro, 2002)。地区政治和法律制度对FDI流入也产生重要的影响(Globerman & Shapiro, 2009)。Paul et al.(2014)分析了公共政策质量对中欧和东欧国家外商直接投资流入的影响，研究结果表明市场力量无法取代政府的作用，因而行政管理的效率为吸引外商直接投资创造了良好的条件。

Dollar et al.(2006)发现更好的投资环境能吸引更多的外商直接投资。良好的制度质量通过便利的营商环境来降低投资风险。Corcoran & Gillanders(2015)分析营商环境是否对外商直接投资产生影响，结果表明良好的营商环境有利于吸引FDI流入，且营商环境中最重要的是跨境贸易的便利性。Jovanovic & Jovanovic(2018)也发现商业规制中跨境贸易的便利性是吸引外商直接投资的重要因素。

随后，越来越多的研究开始考察规制与外商投资之间的关系。大量的研究表明商业活动的规制对经济增长产生重要影响(Haidar 2012)。例如，Alesina et al.(2005)研究表明，产品市场的规制改革，特别是市场准入的自由化有利于促进经合组织国家的投资。在发展中国家，影响外国直接投资的制度差异可能会发生变化，并可能通过改革体现出来。

3.商事制度改革的文献

商事制度改革是我国市场经济改革的重要内容，旨在改善政府和市场的关系，发挥市场在资源配置中的决定性作用，转变政府职能和提高行政效率。通过对现有关于商事制度改革文献的梳理，将其归纳为以下几个方面。第一，关于商事制度改革的理论分析。王作全(2017)全面分析了商事制度改革的宗旨、主要内容及法制化进程。艾琳和王刚(2014)则从行政审批视角探讨了商事登记制度改革，提出了商事登记制度改革是政府在行政审批、行政管理及政府职能转变等方面的重大改革。第二，关于商事制度改革各地实践经验的分析。如陈海疆(2014)对厦门商事登记制度改革实践进行了分析。

根据对商事制度改革相关文献的分析发现，现有研究主要从理论层面对商事制度改革的实施进行分析，采用的方法大部分是案例分析。因此，采用定量方法考察商事制度改革所产生的经济效应的文献还比较少。显然，单纯的理论分析无法为商事制度改革实施的效应提供充分的证据，迫切需要基于商事制度改革实施城市的样本数据量化考察商事制度改革产生的经济效应。

综上所述，虽然已有文献分析了制度因素对外商直接投资流入的影响。但发展中国家的制度环境不同于发达国家(Uddin et al.，2019)，通常发达国家的制度质量优于发展中国家。在发展中国家，影响外国直接投资的制度差异可能会发生变化，并可能通过改革体现出来。商事制度改革是我国经济体制改革的重要组成部分，旨在放松管制和提高行政效率。考虑到我国经济制度及政治制度等不同发达国家，不能简单复制发达经济体关于制度与外商直接投资关系的结论。因此，考察商事制度改革这一重要的制度变化对外商直接投资产生的影响，具有重要的理论和实践价值。

三、模型设定、指标构建和数据说明

(一)模型设定

本研究主要探讨的是商事制度改革对FDI流入的影响。本部分根据研究思路构建以下研究模型。

1. 基本模型设定

为了定量考察商事制度改革对FDI流入的影响，本文的计量模型基于潜在因果框架考察商事制度改革是否对该地区的FDI流入产生影响，具体的设定如下：

FDIit=α0+α1reformit+Xψ′+δi+λt+εit

(1)

其中，下标i为城市，t为时间。被解释变量FDI表示外商直接投资。reform表示商事制度改革实施虚拟变量，取值与该城市在某年度是否实施了商事制度改革有关，即当某城市在某年度实施了商事制度改革，则赋值为1，否则赋值为0。X表示影响FDI流入的一系列控制变量，δi为城市固定效应，λt为时间固定效应，εit表示误差项。由于不存在某城市实施商事制度改革之后，再取消改革的情况，因此，根据计量模型(1)式的回归设定，当控制了城市固定效应以及时间固定效应时，该式的设定就相当于双重差分模型(Beck et al.，2010；郭峰和熊瑞祥，2018)。α1表示商事制度改革对FDI流入的影响效应，当α1显著为正数时，则说明商事制度改革促进了FDI流入，当α1显著为负数时，则说明商事制度改革阻碍了FDI流入，当α1不显著，则说明商事制度改革对FDI不具有显著影响。

2. 基于先行城市的模型设定

“先试点后推广”，是推进改革政策实施的成功做法。商事制度改革同样遵循“先试点后推广”的经验，通过在部分城市提前试点，取得实施经验，再全局推广的思路。由于各个城市开始实施商事制度改革的时间集中在2012—2014年，大部分城市在2014年推广实施商事制度改革。因此，我们以2014年为政策实施的分界点，2014年之前实施商事制度改革的城市主要为试点城市。在商事制度改革实施的实验组界定为2014年之前实施商事制度改革的城市，其余的城市均为对照组。通过基于先行城市设定考察是否越早实施商事制度改革，越有利于促进FDI流入。

按照以上的设定标准，采用双重差分模型进行回归，具体的模型设定如下：

FDIit=α0+α1IMYit+Xψ′+δi+λt+εit

(2)

其中，IMY等于商事制度改革实验组虚拟变量(ep)与商事制度改革时间虚拟变量(year)之积(ep*year)。具体地，ep为商事制度改革的政策虚拟变量，如果在2014年之前实施商事制度改革则赋值为1，其余赋值为0；year为商事制度改革实施时间的虚拟变量，2014年之前的年份取值为0，2014年及之后的年份取值为1。其他变量的含义与式子(1)相同。

(二)指标构建

1.核心解释变量：商事制度改革实施的虚拟变量(reform)。根据各个城市政府工作报告及工商局等对外公布的商事制度改革开始实施的时间和具体的措施，本研究对商事制度改革实施的虚拟变量进行赋值，即当某城市在某年度实施了商事制度改革，则赋值为1，否则赋值为0。此外，本文也设定了先行城市的变量。

2.被解释变量：外商直接投资(FDI)。本研究借鉴Wang et al.(2013)的研究，采用外商直接投资FDI与GDP的比值来衡量。

3.控制变量。为了减小由于遗漏变量对回归检验结果产生的影响，本研究在综合现有文献对外商直接投资影响因素的基础上，选取以下系列控制变量。(1)产业结构(industry)。该指标能较好的反映地区城市之间产业结构的现状及差异，这是影响FDI流入的重要因素，因此，有必要对产业结构指标加以控制。本研究选取第三产业产值与第二产业产值之比进行衡量。(2)人均GDP(pgdp)。该指标较大程度地反映地区经济发展、技术创新及社会生活之间的差异，这些因素都对FDI流入产生重要影响。因此，本研究选取人均GDP的对数值进行度量。(3)基础设施建设(phone)。城市基础设施的建设是经济发展和外商直接投资的基础条件和保障因素，这势必会影响FDI流入的选择，因而有必要对该指标进行控制。本研究采用移动电话用户数与人口的比值进行度量。(4)固定资产投资(fix)。资本投资率是经济发展的基础条件，本研究选取固定资产与GDP的比值进行度量。(5)污染排放(SO2)。污染环境规制同样影响外商直接投资的流入。本研究选取二氧化硫排放与行政区域土地面积的比值进行衡量。

(三)数据说明

关于商事制度改革的数据来自手工收集2011—2016年全国284个地级市政府工作报告、各个城市工商局网站有关于商事制度改革实施时间和实施步骤(包括注册资本登记制度改革、先照后证、多证合一、一照一码等)的论述。在收集整理的基础上形成了各个城市商事制度改革的数据库，并据此对商事制度改革的虚拟变量进行赋值。外商直接投资及其他系列控制变量的数据来源于历年《中国城市统计年鉴》。表1报告了2011—2016年284个城市主要研究变量的描述性统计结果。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证检验

(一)基准结果

本部分报告了商事制度改革对FDI流入影响的基准回归结果。本研究采用计量方程(1)式进行回归，表2报告了总体样本的估计结果。表2第(1)列在未添加控制变量的条件下，商事制度改革的回归系数显著为正，并通过1%统计显著水平检验，这说明了商事制度改革实施对FDI流入具有促进效应。随后，本文采用逐步添加控制变量的方法报告回归结果，以此增强回归结果的稳健性，具体结果如表2第(2)—(6)列所示。根据表2第(6)列结果显示，商事制度改革的回归系数为0.799，通过1%统计显著水平检验。以上结果均表明商事制度改革的实施有助于促进FDI流入，这与本文的研究预期一致。由此，我们从创新制度供给，提高制度质量和优化营商环境的角度出发，发现商事制度改革实施是促进FDI流入的重要原因。本文的研究结论实质上与Globerman & Shapiro(2002)、Bailey(2018)得出关于良好的制度质量与FDI流入密切相关的研究结果一致。

表2 商事制度改革对FDI影响的基准结果

注：括号内为t 检验，***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

(二)稳健性检验

1.基于先行城市更换实验组和对照组

为增强商事制度改革实施促进FDI流入研究结论的稳健性，我们采用基于先行城市更换实验组和对照组的双重差分法进行回归检验。首先，双重差分法主要依赖实验组和对照组的选取。根据商事制度改革实施的进程，选取在2014年前商事制度改革实施试点城市为实验组，在2014年及之后实施商事制度改革的城市为对照组，并根据计量方程式(2)进行回归检验。表3报告了采用双重差分模型进行回归的稳健性检验结果。

表3 稳健性检验Ⅰ：更换实验组和对照组

注：括号内为t 检验，***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

根据表3结果显示，第(1)列在不加入控制变量的条件下，商事制度改革政策的回归系数显著为正，通过5%统计显著水平检验。这说明了商事制度改革政策实施对FDI流入具有正向促进效应。第(2)列在添加一系列控制变量的情况下，商事制度改革政策的回归系数为0.352，通过10%统计显著水平检验。以上结果均说明了商事制度改革政策的实施促进了FDI流入，且这一研究结论具有稳健性。

实验组和对照组的变动趋势随时间变化是否存在系统性差异对研究结果的偏误具有重要的影响。PSM-DID的提出有效解决DID中实验组和对照组受商事制度改革政策影响前不完全具备共同趋势假设所产生的问题。本研究采用核匹配(Kernel Matching)进行分析，其逻辑是对照组不同个体的各个维度特征进行加权平均后得到适合的匹配对象。基于PSM-DID方法分析商事制度改革实施对FDI流入的实际影响，具体结果如表4所示。根据PSM-DID结果显示，商事制度改革政策的回归系数仍然显著为正，并通过1%统计显著水平检验。该回归结果再次说明了商事制度改革政策的实施有助于促进FDI的流入，且该研究结论具有稳健性。

此外，实验组是商事制度改革政策的试点城市，也是更早实施商事制度改革的城市。因此，上述的研究结果也说明了越早实施商事制度改革政策，对FDI的促进效应也更大。

表4 稳健性检验II：基于PSM-DID的回归分析

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

2.控制样本偏差

城市行政级别高低直接影响了城市经济发展权限、财税汲取能力、政治资本的多寡和基础设施建设情况，从而对吸引FDI流入产生重要的影响(曾鹏和秦艳辉，2017)。省会城市具有较高的行政级别，在产业发展环境、相关产业扶持政策和对外开放等方面具有较大的优势，这些因素都会对FDI流入产生异质性影响。FDI流入省会城市，可能由于其他因素的影响，而非商事制度改革。因此，我们剔除了省会城市样本后再进行重新回归检验。表5第(1)—(2)列报告了剔除省会城市样本后的回归检验结果。第(1)列不添加控制变量的情况，商事制度改革的回归系数显著为正，并通过5%统计显著水平检验。第(2)列在加入控制变量的情况下，商事制度改革的回归系数仍显著为正，且通过1%统计显著水平检验。该研究结果表明在剔除省会样本异质性影响的情况下，商事制度改革对FDI流入的影响仍然具有促进效应。这也进一步说明了商事制度改革对FDI流入促进效应的结论具有稳健性。

行政审批中心的设立压缩了外商投资审批的时限，拓宽了外商投资审批渠道，优化了整体的创新创业环境。因此，我们对在2011年以前设立行政审批中心的样本再进行回归。表5第(3)—(4)列报告了在设立有行政审批中心城市样本采用计量方程(1)式进行回归的结果。第(3)列不添加控制变量的情况，商事制度改革的回归系数显著为正，并通过1%统计显著水平检验。第(4)列在加入控制变量的情况下，商事制度改革的回归系数仍显著为正，且通过1%统计显著水平检验。该研究结果表明了在设立行政审批中心的城市，商事制度改革仍然对FDI流入具有显著促进效应，即上述部分的基准研究结果具有稳健性。

表5 稳健性检验Ⅲ：控制样本偏差

注：括号内为t 检验，***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

3.更换估计方法

考虑到商事制度改革政策实施所产生的经济效应具有滞后性，我们采用更换回归检验方法进行稳健性检验，即本部分以被解释变量滞后一期作为工具变量，采用系统GMM方法对计量方程(1)进行重新回归检验。表6报告了采用系统GMM方法的检验结果。根据表6第(1)—(2)列结果显示，不管是否加入一系列控制变量，商事制度改革的回归系数均显著为正，并通过1%统计显著水平检验，即商事制度改革实施有利于促进FDI流入，且这一研究结果具有稳健性。

4.平行趋势再检验

为验证模型DID的适用性，本文对实验组和对照组的外商直接投资流入进行了同趋势分析。我们对比分析后发现在商事制度改革实施前，实验组和对照组保持了大致相同的增长趋势，而在商事制度改革后，两组样本的增长趋势出现了明显的变化。为进一步检验样本满足平行趋势的假设，本文检验实验组和控制组的外商直接投资流入在商事制度改革实施之前是否存在差异变动，模型设定如下。

FDIit=α0+α1ep*yeart+X′Ψ+δi+λt+εit

(3)

表6 稳健性检验Ⅳ：更换估计方法

注：括号内为t 检验，***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

由于模型是以2011年为基期，从而得到实验组和对照组的变动差异，因此，我们考察ep*year2012与ep*year2013的系数显著性，以分析是否通过平行趋势检验。如果该系数都不显著，则说明控制组和处理组都不存在随着年份的差异变动。回归结果显示，ep*year2012与ep*year2013的系数均不显著，这表明了实验组和对照组在商事制度改革实施前不存在随年份的差异差动，即该模型通过了平行趋势检验。

综上，商事制度改革实施促进FDI流入这一结论具有稳健性(1)详细结果可向作者备案。。

五、异质性分析

根据前述部分的回归结果，我们可知商事制度改革对FDI流入具有显著的促进效应。本部分我们将继续进一步分析商事制度改革对FDI促进效应的异质性条件，从而为深化商事制度改革，促进外商直接投资流入提供新的思路。我们引入了劳动力质量、科技投入和市场化程度三个方面的条件进行分析。劳动力质量代表了地区的人力资本水平，这是吸引外商直接投资的重要基础要素；科技投入代表了地方政府对科技创新的重视程度，市场化程度代表了地区发展的软环境。这些因素都直接或者间接影响了商事制度改革对吸引FDI效应的大小。因此，在计量方程(1)式的基础上，我们进一步加入异质性条件，构建商事制度改革与异质性条件的交乘项，以此来分析异质性条件的影响效应。具体的模式构建如下：

FDIit=β0+β1reformit+β2reformit*moit+β3moit+X′Ψ+δi+λt+εit

(4)

其中，mo表示调节变量，具体为劳动力质量(laborq)、科技投入(tec)和市场化程度(market)。借鉴Wang et al.(2013)的研究，劳动力质量采用大学生数量与就业人口的比值进行衡量。科技投入采用科学技术财政支出与GDP的比值来衡量。市场化程度(2)考虑到数据的局限性，我们采用城市所在省份的市场化程度近似衡量城市的市场化程度。此外，本研究以2016年市场化程度的年度中位数为基准进行分组。根据樊纲市场化指数分为两组，若该地区的市场化指数高于年度中位数，则取值为1，表示市场化程度较高，反之取值为0。

(一)劳动力质量的调节效应

表7报告了劳动力质量在商事制度改革与FDI关系中调节效应的回归结果。根据表7第(1)列回归结果显示，在不加入控制变量的条件下，商事制度改革的回归系数显著为正，并通过10%统计显著水平检验。商事制度改革与劳动力质量的交乘项的回归系数显著为正，且通过10%统计显著水平检验。第(2)列在加入一系列控制变量的情况下，商事制度改革的回归系数仍然显著为正，且通过5%统计显著水平检验，这与前文的研究结论一致，即商事制度改革实施促进了FDI流入。商事制度改革与劳动力质量的交乘项的回归系数也仍然显著为正，并通过10%统计显著水平检验。这说明了劳动力质量在商事制度改革对FDI影响中的调节效应显著。从经济意义上看，劳动力质量的提高强化了商事制度改革对FDI流入的促进效应。因此，以上的系列检验结果表明，劳动力质量高的地区，商事制度改革对FDI的吸引力越强。

表7 劳动力质量在商事制度改革与FDI关系中的调节效应

注：括号内为t 检验，***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

劳动力质量异质性效应显著存在，即劳动力质量越高的地区，商事制度改革对FDI流入的促进效应越强。人力资本与其他影响因素相结合，在促进国家经济可持续发展方面发挥了关键作用。人力资本更是外商直接投资的决定因素之一。Narula & Bellak(2009)提出一个国家的科学基础设施、劳动力质量、工人熟练的技能等是影响外商直接投资的主要因素。劳动力质量体现了劳动力受教育程度和专业技能水平较高。劳动力质量较高的地区，商事制度改革的实施，降低了外商直接投资者开展投资活动的成本，提高投资活动的回报预期，从而有利于吸引FDI流入，促进产业结构升级。因此，劳动力质量的提高强化了商事制度改革对FDI流入的促进效应。

(二)科技投入的调节效应

表8报告了政府科技投入在商事制度改革与FDI关系中调节效应的回归结果。根据表8第(1)列回归结果显示，在不加入控制变量的条件下，商事制度改革的回归系数显著为正，并通过10%统计显著水平检验。商事制度改革与科技投入的交乘项的回归系数显著为正，且通过10%统计显著水平检验。第(2)列在加入一系列控制变量的情况下，商事制度改革的回归系数仍然显著为正，且通过5%统计显著水平检验，这与前文的研究结论一致，即商事制度改革实施促进了FDI流入。商事制度改革与科技投入的交乘项的回归系数也仍然显著为正，并通过5%统计显著水平检验。这说明了科技投入在商事制度改革对FDI影响中的调节效应显著。从经济意义上看，科技投入的提高强化了商事制度改革对FDI流入的促进效应。因此，以上的系列检验结果表明，科技投入较高的地区，商事制度改革对FDI流入的吸引力越强。

政府科技投入异质性效应显著存在，即科技投入越高的地区，商事制度改革对FDI流入的促进效应越强。R&D是决定FDI的重要影响因素之一(Lin & Yeh, 2005)。政府财政支出中科技投入的增加直接或间接作用于企业的技术研发和科技创新，激发企业开展技术创新活动的积极性，降低企业技术创新的成本，分散企业技术创新的风险，这利于提高企业整体的技术水平和生产效率。企业生产率和技术创新水平的提升更容易获得外商直接投资的青睐。因此，商事制度改革的实施，便利于外商直接投资开展投资活动，同时，在政府科技投入越高的地区，企业技术创新的积极性越高，更容易吸引外商直接投资流入。

(三)市场化程度的调节作用

表9报告了市场化程度在商事制度改革与FDI中调节效应的回归结果。根据表9第(1)列回归结果显示，在不加入控制变量的条件下，商事制度改革的回归系数显著为正，并通过5%统计显著水平检验。商事制度改革与市场化程度的交乘项的回归系数显著为正，且通过5%统计显著水平检验。第(2)列在加入一系列控制变量的情况下，商事制度改革的回归系数仍然显著为正，且通过5%统计显著水平检验，这与前文的研究结论一致，即商事制度改革实施促进了FDI流入。商事制度改革与市场化程度的交乘项的回归系数也仍然显著为正，并通过1%统计显著水平检验。这说明了市场化程度在商事制度改革对FDI影响中的调节效应显著。从经济意义上看，市场化程度的提高强化了商事制度改革对FDI流入的促进效应。因此，以上的系列检验结果表明，在市场化程度越高的地区，商事制度改革对FDI的促进效应越强。

表8 科技投入在商事制度改革与FDI关系中的调节效应

(1)(2)reform0.426∗(1.94)0.603∗∗(2.56)reform∗tec0.715∗(1.77)0.822∗∗(2.14)tec-0.111(-0.52)-0.233(-0.60)industry0.486(1.17)pgdp-1.603∗∗∗(-3.81)phone0.334∗∗(2.35)fix0.060(0.14)SO2-0.003(-0.08)constant2.434∗∗∗(38.79)18.45∗∗∗(4.20)城市固定效应YY时间固定效应YYR20.12430.1813N17041704Number of id284284

注：括号内为t 检验，***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

表9 市场化程度在商事制度改革与FDI关系中的调节效应

注：括号内为t 检验，***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

市场化程度的异质性效应显著存在，即市场化程度越高的地区，商事制度改革促进FDI流入的效应越强。在市场化程度较高的地区，产品市场和要素市场体系较为成熟，中介组织和法律制度环境较为完善，知识产权保护体系较为完备，这意味着该地区的交易成本较低，市场激励机制能较好地发挥作用，有利于企业的生存与发展和外商直接投资的流入。因此，在市场化程度较高的地区，商事制度改革的实施，进一步完善地区的投资和制度环境，降低了制度性交易成本，更容易吸引外商直接投资流入。

六、研究结论与政策建议

商事制度改革是我国经济体制改革的重要一环，是简政放权、放管结合、优化服务的重要组成部分，更是我国优化制度质量一次有益的改革实践。对商事制度改革产生的经济效应的研究为深化体制机制改革，激发市场活力提供了理论支持。鉴于此，本文以近年来实施的商事制度改革为“准自然实验”，在手工收集中国284个地级市的商事制度改革数据的基础上，系统考察了商事制度改革实施对FDI流入的影响。研究结果表明，商事制度改革的实施显著促进了FDI流入，且这一结论通过了一系列稳健性检验。本研究进一步对商事制度改革影响FDI流入的异质性条件进行检验，研究发现劳动力质量的提升，政府科技投入的增加和市场化程度的改善，均能强化商事制度改革对FDI流入的促进效应。本文的研究结果表明了完善高质量发展的制度体系和政策环境，是提升对外开放质量的先决条件。

根据本文的研究结论，商事制度改革的实施是促进外商直接投资流入的重要因素。因此，本研究得出了如下政策启示。第一，继续深化推进商事制度改革，创新商事登记制度如继续推行“审核合一”改革，推广全程电子化工商登记，推动外商投资注册便利，落实外商投资准入前国民待遇加负面清单管理制度。提高市场监管执法，统筹协调推进市场监管体系建设，构建以信用信息监管为核心的新型监管模式，全面落实“双随机、一公开”监管工作。健全法制保障体系，理顺市场监管体制机制，建立监督考核考核机制。通过一系列举措，加大简政放权的力度，还权于市场，提升政府行政效率和服务质量，为众多企业和外商投资创造宽松平等的营商环境。第二，生产要素的供给质量和配置效果直接影响中国的经济增长潜力。劳动力质量的提升是吸引外商直接投资、推动供给侧结构改革和实现经济高质量增长的重要保障。因此，要加大国家财政性教育经费的投入，提高我国劳动力的受教育程度，提升劳动力的技能和综合素质，合理配置教育经费投入的方向和比例，优化劳动力结构。第三，扩大财政对科学技术创新的投入，加强科技经费监管，提高财政科技投入的使用效率，推进科技投入多元化，带动战略新兴产业、高新技术产业的发展，以此吸引更多的高质量外商直接投入。第四，提高市场化程度，激发经济发展活力吸引外商直接投资。完善要素市场建设，提高要素的流动性，大力发展中介组织，完善法律制度环境，放开产品市场，减少地方保护和市场分割，理顺政府和市场的关系，改善当地投资环境和基础设施建设，建立服务型政府。