張 亮

（南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071）

一、問題的提出

為了推動(dòng)我國市場經(jīng)濟(jì)體制的逐步完善，中央政府積極推進(jìn)財(cái)稅體制改革，其中最為重要的是1994年的分稅制改革，將地方財(cái)政包干制度改為合理劃分中央與地方事權(quán)基礎(chǔ)上的分稅制度。中央除了較為充分地賦予地方政府支配本地財(cái)政收入的權(quán)力外，還伴隨著將各種投資項(xiàng)目的審批權(quán)和制定本地發(fā)展戰(zhàn)略等方面的更廣闊的資源配置權(quán)力下放給地方政府（張軍，2006）。1994年分稅制改革增強(qiáng)了地方政府對自有財(cái)力的支配權(quán)限和對地方經(jīng)濟(jì)事務(wù)的管理權(quán)限，分稅制改革扭轉(zhuǎn)了國家財(cái)政能力不足的狀況，增加了各級政府的財(cái)政收入（He，2006）。近年來我國財(cái)政收入呈快速增長態(tài)勢，2002年全國財(cái)政收入為1.8萬億元，2003年突破2萬億元，2005年突破3萬億元，2007年突破5萬億元，2010年突破8萬億元，2011年我國財(cái)政收入首次突破10萬億元大關(guān)，達(dá)103740億元，增長24.8%，創(chuàng)下歷史新高，其中稅收收入89720億元，同比增長22.6%。

1994年我國進(jìn)行分稅制改革，財(cái)政分權(quán)制度允許地方政府擁有一定的受制度保障的地方財(cái)政收益，可以在一定程度上支配這些收入并承擔(dān)相應(yīng)的責(zé)任，客觀上使各個(gè)地方政府成為具有相對獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)主體，對各個(gè)地方政府產(chǎn)生了強(qiáng)烈的財(cái)政競爭激勵(lì)（Qian和 Weingast，1997）。財(cái)政分權(quán)改革使地方政府有更大的經(jīng)濟(jì)自主權(quán)，地方政府具有強(qiáng)烈的屬地經(jīng)濟(jì)觀念，對外商直接投資顯示出極大的熱情。以經(jīng)濟(jì)增長為基礎(chǔ)、以GDP為政績考察的中國政府官員“政治錦標(biāo)賽”結(jié)合了中國政府體制和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的獨(dú)特性質(zhì)，在政府官員手中擁有巨大行政權(quán)力和自由處置權(quán)的情況下，提供了一種具有中國特色的激勵(lì)地方官員推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的治理方式，晉升激勵(lì)使得地方政府官員有非常強(qiáng)的動(dòng)力促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展（周黎安，2004）。各個(gè)地方政府把吸引區(qū)外資本作為主要的競爭目標(biāo)，堅(jiān)持以地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展為己任的各地方政府對資本這一流動(dòng)性較強(qiáng)的稀缺要素有著近乎本能的強(qiáng)烈興趣（Qiao，2008）。財(cái)政分權(quán)制度安排客觀上改變了中央政府對地方政府的激勵(lì)機(jī)制和地方政府間的關(guān)系。地方政府針對外商投資競爭行為的產(chǎn)生，可歸結(jié)為以財(cái)政分權(quán)和政治績效約束為特征的中國式分權(quán)背景下地方政府對于具有較高流動(dòng)性的外商資本追逐。在中國的GDP政績考核機(jī)制和分稅制的制度安排下，地方政府的一項(xiàng)重要責(zé)任就是推動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長，而吸收外資被認(rèn)為是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的有效途徑，財(cái)政分權(quán)使得地方政府有了更多的資源去爭奪吸引國外直接投資（王永欽，2007）。財(cái)政分權(quán)導(dǎo)致我國各個(gè)地方政府圍繞經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為追求政績而進(jìn)行錦標(biāo)賽式的競爭。財(cái)政分權(quán)程度越大，地方政府競爭轄區(qū)外流動(dòng)性要素的程度就越大。各地方政府在競爭外資 過程中會(huì)普遍采取直接或變相減免稅收、增加公共投入和改善對外貿(mào)易條件等政策。政府通過調(diào)整財(cái)政政策吸引外資，培育外商投資企業(yè)需要的各種生產(chǎn)要素，包括完善的基礎(chǔ)設(shè)施、配套的工業(yè)園區(qū)、高素質(zhì)的勞動(dòng)力等等，形成本地區(qū)的工業(yè)集聚，提高引資能力。由于財(cái)政手段的效果受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和地方財(cái)力的制約，經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)、財(cái)政自主性較高的地區(qū)能通過增加經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和公共服務(wù)支出彈性，提升地方的產(chǎn)業(yè)配套能力，改善投資環(huán)境，吸引外資流入（Zhang和Zou，1998）。

近年來我國經(jīng)濟(jì)保持快速增長，然而各地在享受財(cái)政分權(quán)果實(shí)的同時(shí)，財(cái)政分權(quán)弊端也日益凸顯，其中最突出的問題就是地方保護(hù)主義（張晏，2007）。Qiao和Vazquez（2008）認(rèn)為地方保護(hù)主義是造成我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展、國內(nèi)市場分割的重要原因。

二、估計(jì)方程與數(shù)據(jù)說明

1.估計(jì)方程

本文考察的對象是中國省級區(qū)域的行業(yè)外商投資，它同時(shí)具有省級區(qū)域和行業(yè)兩個(gè)維度，正如理論模型所指出的那樣，地區(qū)行業(yè)的外商投資是由地區(qū)財(cái)政分權(quán)與行業(yè)資本密集度共同作用的結(jié)果。由于需要同時(shí)考慮地區(qū)特征和行業(yè)特征，因此本文借鑒Beck、Laeven和Levine（2008）、Rajan和Zingales（1998）的研究思路：通過采用省級區(qū)域特征與行業(yè)特征交叉項(xiàng)作為關(guān)鍵解釋變量，檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)大的省級區(qū)域的資本密集度較高行業(yè)有較多外商投資的推論是否成立？若上述論斷成立，則地區(qū)財(cái)政分權(quán)與行業(yè)資本密集度的交叉項(xiàng)系數(shù)應(yīng)為正。根據(jù)Beck，Laeven和Levine（2008）、Rajan和Zingales（1998）的研究建立以下基礎(chǔ)估計(jì)模型：

其中，F(xiàn)DIi，k，t表示i省份k行業(yè)t年的外商直接投資指標(biāo)；Fiscali，t表示i省份t年的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)；Capitalk為k行業(yè)資本密集度；Controlsi，k，t為控制變量，用以控制其他影響地區(qū)行業(yè)外商投資的因素；γi為省份虛擬變量；δk為行業(yè)虛擬變量；ηt為時(shí)間虛擬變量；εi，k，t是殘差項(xiàng)。其中Fiscali，t×Capitalk的估計(jì)系數(shù)αFiscal是本文主要考察的內(nèi)容，如果該系數(shù)顯著為正，則表示資本密集度較大的行業(yè)在財(cái)政分權(quán)較小地區(qū)的外商投資較多。

除地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度外，外商投資還受到其他許多因素的影響，我們加入了以下控制變量：地區(qū)人力資源稟賦與行業(yè)人力資源密集度的交叉項(xiàng)（humdi，t×humk），反映人力資本要素稟賦的影響；地區(qū)海外市場接近度與行業(yè)出口傾向度的交叉項(xiàng)（mai，t×exportk），反映海外市場接近程度的影響；地區(qū)工資水平與行業(yè)勞動(dòng)密集度的交叉項(xiàng)（wagei，t×labdk），反映勞動(dòng)力成本的影響；地區(qū)集聚效應(yīng)與行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的交叉項(xiàng)（aggi，t×scalk），反映集聚效應(yīng)的影響；地區(qū)市場潛力與行業(yè)地區(qū)市場需求度的交叉項(xiàng)（mpi，t×domesk），反映地區(qū)市場潛力的影響，對估計(jì)模型進(jìn)一步細(xì)化后可得：

2.指標(biāo)說明

（1）外商直接投資（FDIikt）

考慮到數(shù)據(jù)可得性，使用《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》t年i省k行業(yè)實(shí)收資本中外商資本和港澳臺(tái)資本總和表示i省k行業(yè)t年的外商直接投資情況（fdiikt）；用t年i省k行業(yè)實(shí)收資本中外商資本和港澳臺(tái)資本比重表示i省k行業(yè)t年的國外投資（fdi＿wzikt）和港澳臺(tái)投資（fdi＿gatikt）。

（2）地區(qū)財(cái)政分權(quán)（fiscali，t）

財(cái)政分權(quán)指標(biāo)主要有兩種：一種是采用下級政府的財(cái)政支出份額刻畫財(cái)政分權(quán)程度（Zhang和Zou，1998）；另一種是采用自有收入的邊際或平均增量（Lin and Liu，2000）。目前國內(nèi)外研究中主要采用第一種指標(biāo)，用人均地方財(cái)政支出與人均中央財(cái)政支出的比值可以作為一般意義上的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來刻畫財(cái)政分權(quán)程度，但如果放入計(jì)量模型中，容易造成多元共線性問題，因此我們采用Qiao（2007）的做法，用人均地方財(cái)政支出／（人均地方財(cái)政支出＋人均中央財(cái)政支出）作為財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，具體如下：

fiscalit表示i省t年的財(cái)政分權(quán)狀況，LRit表示i省t年的財(cái)政支出額，POPit表示i省t年的人口數(shù)，CRt表示中央政府在t年份的財(cái)政支出額。用財(cái)政支出相對規(guī)模衡量的財(cái)政分權(quán)程度越大，則地方政府就擁有更多的實(shí)際可支配的財(cái)政能力競爭FDI，也反映了地方政府擁有更多的實(shí)際自主收支權(quán)力，因而有更好的條件通過采取直接或變相的稅收減免以及擴(kuò)大本地市場和投資規(guī)模等方式吸引外商投資。

（3）地區(qū)特征變量

人力資本豐裕度（humdit）：根據(jù)Barro和Lee（2001）以人均受教育年限度量人力資本豐裕度。海外市場接近度（mait）：借鑒黃玖立和李坤望（2006）中的方法度量地區(qū)海外市場接近度（mait），其中ma越大，該地區(qū)越接近海外市場。勞動(dòng)力成本（wageit）：考慮勞動(dòng)力實(shí)際工資和勞動(dòng)力素質(zhì)的影響，本文選用地區(qū)實(shí)際工資總額和當(dāng)?shù)毓I(yè)總產(chǎn)值的比例作為勞動(dòng)力成本的度量。地理集聚程度（aggit）：Ciccone和Hall（1996）指出相對于人口和城市規(guī)模，就業(yè)密度能更好地反映集聚程度。本文采用各省區(qū)人口就業(yè)密度，即每萬平方公里就業(yè)人數(shù)作為地區(qū)地理集聚程度的度量。地區(qū)市場潛力（mpit）：考慮到各省區(qū)市場潛力不僅受本地市場影響，還受相鄰省區(qū)市場影響，本文采用Harris（1954）中的方法對我國各省區(qū)市場潛力指數(shù)進(jìn)行估計(jì)，某省區(qū)市場潛力等于各省區(qū)實(shí)際GDP以各省區(qū)到該省區(qū)距離的倒數(shù)為權(quán)重的加權(quán)和。

（4）行業(yè)特征指標(biāo)

本文根據(jù)我國2002年122個(gè)部門投入產(chǎn)出表，使用行業(yè)固定資產(chǎn)凈值占行業(yè)增加值的比重反映行業(yè)資本密集度（capitalk）；采用行業(yè)科技活動(dòng)人員占行業(yè)從業(yè)人員比重度量行業(yè)人力資本密集度（humk）；采用行業(yè)出口交貨值占行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重度量行業(yè)出口傾向性（exportk）；采用行業(yè)勞動(dòng)力成本占行業(yè)工業(yè)增加值的比重度量行業(yè)勞動(dòng)密集度（labdk）；采用單位企業(yè)從業(yè)人員數(shù)，即行業(yè)從業(yè)人員與企業(yè)數(shù)量的比值度量行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)（scalk）；采用行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與行業(yè)出口交貨值之差與行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重度量行業(yè)地區(qū)市場需求度（domesk）。

3.數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本數(shù)據(jù)包括我國2001－2007年29個(gè)省區(qū)25個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)。地區(qū)人力資本稟賦數(shù)據(jù)來源于《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒2007》；行業(yè)人力資本密集度數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒2007》；其他數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2007》、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2007》和我國2002年122個(gè)部門投入產(chǎn)出表。

三、基礎(chǔ)實(shí)證分析

1.初步估計(jì)分析

表1是對2001－2007年29個(gè)省級區(qū)域25個(gè)工業(yè)行業(yè)的最小二乘估計(jì)（Pooled Least Square）結(jié)果。為控制各地區(qū)和行業(yè)的個(gè)體差異性，采用地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)方法進(jìn)行估計(jì)。列A1是在不加入其他控制變量的情況下，財(cái)政分權(quán)與資本密集度的交叉項(xiàng)與外商投資單獨(dú)進(jìn)行回歸的結(jié)果。在此基礎(chǔ)上依次加入控制變量，得到回歸組合A2－A6。這么做是因?yàn)橐环矫婵梢钥疾熵?cái)政分權(quán)對外商投資作用的穩(wěn)健性，在加入其他影響因素時(shí)，財(cái)政分權(quán)對外商投資的影響是否保持一致；另一方面可以比較財(cái)政分權(quán)與其他控制變量對外商投資的相對影響程度。由表1回歸結(jié)果的列A1得知，地區(qū)財(cái)政分權(quán)與行業(yè)資本密集度的交叉項(xiàng)（fiscal＿capital）估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明在地區(qū)財(cái)政分權(quán)高的地區(qū)資本密集的產(chǎn)業(yè)，外商投資相對較多。從回歸結(jié)果列A2－A6可以看出，加入其他影響因素后，交叉項(xiàng)系數(shù)依然為正，且仍保持顯著，這說明地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度確實(shí)是影響我國外商投資區(qū)域產(chǎn)業(yè)分布的重要因素。

從控制變量看，地區(qū)人力資本稟賦與行業(yè)人力資本密集度的交叉項(xiàng)（humd＿h(yuǎn)um）系數(shù)為正且在1%的檢驗(yàn)水平下顯著，表明在人力資本稟賦較豐裕的地區(qū)，外資更多地流入了人力資本密集度較高的行業(yè)。地區(qū)海外市場接近度與行業(yè)出口傾向（ma＿export）的交叉項(xiàng)系數(shù)為正且均在1%的檢驗(yàn)水平下顯著，表明在依賴于出口的行業(yè)，外商投資可能是因?yàn)橥赓Y企業(yè)具有較高的出口傾向，更偏向于在距離海外市場較近地區(qū)投資，離海外市場越近越會(huì)促進(jìn)外商投資。地區(qū)勞動(dòng)力成本與行業(yè)勞動(dòng)密集度的交叉項(xiàng)（wage＿labd）系數(shù)顯著為負(fù)，顯示勞動(dòng)密集度較高行業(yè)外資更傾向于在勞動(dòng)力成本較低地區(qū)進(jìn)行投資。Cheng和Kwan（2000）、Coughlin和Segev（2000）均發(fā)現(xiàn)，較高的實(shí)際平均工資對FDI流入有負(fù)向作用。地區(qū)集聚效應(yīng)與行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的交叉項(xiàng)（agg＿scal）系數(shù)基本在1%以上的檢驗(yàn)水平下顯著為正，在規(guī)模經(jīng)濟(jì)程度較高的行業(yè)，地區(qū)集聚程度的提高將會(huì)吸引更多的外資企業(yè)進(jìn)入。在產(chǎn)業(yè)集聚程度較高的地區(qū)，企業(yè)相對比較集中，這便于上下游企業(yè)之間便利地進(jìn)行交易和溝通，減少交易成本，有利于吸引外資的流入（Berthelemy和Demurger，2000）。地區(qū)市場潛力與行業(yè)市場需求度（mp＿domes）的交叉項(xiàng)系數(shù)為正且在1%以上的顯著性水平上顯著，表明更加依賴于出口的行業(yè)，外資偏向于在市場潛力較大地區(qū)的市場需求度大的行業(yè)進(jìn)行投資。

表1 初步估計(jì)結(jié)果（Panel-OLS）

2.內(nèi)生性問題的處理

由于外商投資與財(cái)政分權(quán)之間可能存在的雙向作用，由此產(chǎn)生雙向因果關(guān)系，因而外商投資與地區(qū)財(cái)政分權(quán)之間可能存在內(nèi)生性，嚴(yán)重的內(nèi)生性會(huì)使最小二乘法估計(jì)可能是有偏差的和非一致的。為了控制變量內(nèi)生性對估計(jì)結(jié)果的影響，本文使用我國三大改造前（1955年）私營經(jīng)濟(jì)比重、1999年市場化指數(shù)、2001年信用指數(shù)作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（Panel-TSLS）進(jìn)行估計(jì)（李坤望和王永進(jìn)，2010）。工具變量的選取需遵循工具變量具有外生性同時(shí)與內(nèi)生變量相關(guān)的原則。從外生性角度看，本文選取的工具變量均為樣本前期歷史數(shù)據(jù)，不會(huì)對樣本FDI流入產(chǎn)生顯著影響；從與內(nèi)生變量的相關(guān)性角度看，初始市場化程度和私營經(jīng)濟(jì)比重較高地區(qū)對地區(qū)財(cái)政分權(quán)存在更高的要求，從而會(huì)促進(jìn)地區(qū)財(cái)政分權(quán)，因此本文選取的工具變量符合工具變量選取原則，有一定的合理性和可行性。

運(yùn)用工具變量兩階段最小二乘法分別對表1進(jìn)行了重新估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2所示。為了檢驗(yàn)工具變量的有效性和外生性，我們對工具變量進(jìn)行了過度識別檢驗(yàn)（Overidentification Test），并報(bào)告了Sargan Test和Basmann Test的統(tǒng)計(jì)值及其相伴概率。為了考察工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)性，我們在表中列出了第一階段的F值及其概率值。由表2可知，工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果表明，對所有回歸估計(jì)組合，Sargan Test和Basmann Test的統(tǒng)計(jì)值相伴概率均大于0.1，這表明無法在10%的檢驗(yàn)水平下拒絕工具變量是過度識別的原假設(shè)，因此所選擇的工具變量是外生的，估計(jì)結(jié)果是有效的。所有估計(jì)的第一階段F值均大于10，概率值均為0.00，這說明選取的工具變量與內(nèi)生變量之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性（Staiger and Stock，1997）。

與先前的表1估計(jì)結(jié)果相比，地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度與行業(yè)資本密集度的交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)符號均在1%的檢驗(yàn)水平下顯著為正，各回歸組合估計(jì)系數(shù)均有不同程度的增大。這表明地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度的內(nèi)生性使得最小二乘估計(jì)產(chǎn)生下偏，從而傾向于低估財(cái)政分權(quán)對外商投資的影響；同時(shí)這也說明本文選取的工具變量能夠較為有效地處理回歸模型中的內(nèi)生性問題，使估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)解釋力。控制變量的回歸結(jié)果與先前相比大致相同。

表2 工具變量法（Panel-TSLS）估計(jì)

四、不同來源地投資的探討

接下來本文根據(jù)外商投資來源地的不同將外商投資分為國外投資（fdi＿wz）、港澳臺(tái)投資（fdi＿gat）來分別研究。表3是運(yùn)用最小二乘法（Panel-OLS）、工具變量法（Panel－TSLS）對國外投資、港澳臺(tái)投資分別進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，其中C1、C2是國外投資（fdi＿wz）的最小二乘法估計(jì)結(jié)果，D1、D2是港澳臺(tái)（fdi＿gat）的最小二乘法估計(jì)結(jié)果，E1、E2是國外投資（fdi＿wz）的工具變量法估計(jì)結(jié)果，F(xiàn)1、F2是港澳臺(tái)（fdi＿gat）的工具變量法估計(jì)結(jié)果。

表3的估計(jì)結(jié)果與表1、表2相同：無論是用最小二乘法估計(jì)還是工具變量兩階段最小二乘法估計(jì)，省際財(cái)政分權(quán)指標(biāo)與行業(yè)資本密集度的交叉項(xiàng)系數(shù)在國外投資作為被解釋變量列中均在1%的檢驗(yàn)水平下顯著為正。而以港澳臺(tái)投資作為被解釋變量列中均正向不顯著，這表明在財(cái)政分權(quán)高的地區(qū)資本密集度大的產(chǎn)業(yè)對國外投資有顯著的促進(jìn)作用，但對港澳臺(tái)投資的作用卻不明顯。地區(qū)財(cái)政分權(quán)對國外資本和港澳臺(tái)資本投資吸引存在明顯的差異性，在資本密集度較大的行業(yè)，地區(qū)財(cái)政分權(quán)的增大將會(huì)吸引更多的國外投資，但港澳臺(tái)投資卻不受此影響。原因可能是因?yàn)閮煞N資本的來源地不同所產(chǎn)生的目的差異。以國外資本為主的“三資”企業(yè)更看重本地市場潛力，有明顯的國內(nèi)市場導(dǎo)向特征；而以港澳臺(tái)資本為主的“三資”企業(yè)具有明顯的出口導(dǎo)向特征（賀燦飛，2004）。第一次全國經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)指出，在2004年中國制造業(yè)規(guī)模以上企業(yè)的國內(nèi)銷售總額中，港澳臺(tái)資企業(yè)的內(nèi)銷額占6.4%，外資企業(yè)的內(nèi)銷額占12.5%，接近港澳臺(tái)資企業(yè)的兩倍（平新喬，2007）。國外投資更加看重東道國的市場規(guī)模和市場潛力，而港澳臺(tái)投資企業(yè)則將大陸地區(qū)作為出口的平臺(tái)（王永進(jìn)，2010），因此港澳臺(tái)資本對地區(qū)財(cái)政分權(quán)的要求相對較低。

表3 不同來源地投資的估計(jì)

五、結(jié)論與政策建議

本文借鑒Beck、Laeven和Levine（2008）模型將地區(qū)和產(chǎn)業(yè)特征相結(jié)合，利用我國2001－2007年29個(gè)省級區(qū)域25個(gè)細(xì)分工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析財(cái)政分權(quán)程度的地區(qū)差異對省級區(qū)域行業(yè)外商投資的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)較高地區(qū)的資本密集度大行業(yè)外商投資較多，這一結(jié)論不受控制變量及內(nèi)生性問題的影響，是穩(wěn)健的、可信的。接著根據(jù)外商投資來源地的不同將外商投資分為國外投資、港澳臺(tái)投資來分別研究，發(fā)現(xiàn)地區(qū)財(cái)政分權(quán)對國外資本和港澳臺(tái)資本投資吸引存在明顯的差異性，在資本密集度較大的行業(yè)，加強(qiáng)地區(qū)財(cái)政分權(quán)將會(huì)吸引更多的國外投資，但對港澳臺(tái)投資作用卻不明顯。

我國政府需要繼續(xù)推進(jìn)完善我國財(cái)政分權(quán)體制改革，為外商投資企業(yè)提供更好的經(jīng)營投資環(huán)境，大力吸引與我國市場聯(lián)系緊密行業(yè)外資流入，持續(xù)改善我國地區(qū)引資結(jié)構(gòu)。但與此同時(shí)，在推動(dòng)我國地區(qū)財(cái)政分權(quán)過程中，應(yīng)該注意地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展，改變中西部地區(qū)在引資結(jié)構(gòu)上相對于東部地區(qū)的劣勢，不斷推動(dòng)我國地區(qū)間平衡發(fā)展。那些認(rèn)為只有通過取消內(nèi)外資企業(yè)差別待遇才能改善引資結(jié)構(gòu)的論斷值得認(rèn)真反思，簡單地取消外資的超國民待遇可能起到適得其反的效果。在調(diào)整引資政策過程中，不僅要考慮到外資對本土企業(yè)的擠出效應(yīng)，而且還要充分考慮超國民待遇對引資結(jié)構(gòu)的積極作用（王永進(jìn)，2010）。在當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的背景下，我們需要警惕地方保護(hù)主義，進(jìn)一步深化財(cái)政分權(quán)改革，改變先前單一以經(jīng)濟(jì)增長為核心的政績考查機(jī)制，避免地方政府為了追求GDP等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和政治業(yè)績考核指標(biāo)而帶來的消極影響，從根源上消除地方保護(hù)主義。中央政府應(yīng)加大對地方政府行為的監(jiān)控和約束，充分發(fā)揮當(dāng)?shù)厝舜?、政協(xié)的督責(zé)權(quán)能，使地方政府時(shí)刻置于國家法律法規(guī)和公民監(jiān)督的約束之下（王文劍，2007）。

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