财政透明与FDI区位选择

储德银 姜春娜

摘 要：财政透明不仅能促进地方政府治理能力提升，还能通过优化营商环境增强地方政府对FDI的吸引力。本文从理论层面诠释财政透明对FDI区位选择的作用机制并提出研究假设，基于2009—2017年省级面板数据，通过构建空间面板模型考察财政透明对FDI区位选择的直接效应和空间效应，结果表明：一是财政透明对FDI区位选择的直接效应和空间效应均显著为正，即无论是本地区抑或邻近地区财政透明度的提升对本地区吸引FDI流入均具有显著的正向促进作用;二是财政透明对FDI区位选择的影响效应具有显著的地区异质性，其中，直接效应和空间效应在欠发达地区和中西部地区比在发达地区和东部地区更为显著。本文的研究有助于促使我国政府通过财政透明推动政府信息公开，且有利于规范地方政府的FDI竞争与推动区域经济协调高质量发展。

关键词：财政透明;FDI区位选择;中国式财政分权;空间面板模型

中图分类号：F810.45  文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2021）07-0084-09

一、引 言

近年来，财政透明作为推进国家治理体系现代化与提升政府治理能力的有效途径之一，倍受社会各界关注。党的十八届三中全会通过《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，明确要求“实施全面规范、公开透明的预算制度”。2015年1月1日起正式实施的《中华人民共和国预算法》将“公开透明”作为各级政府预算编制执行的基本准则，至此，财政信息公开在我国有法可依并有据可循。在这之后，新修订的《中华人民共和国政府信息公开条例》于2019年5月13号起正式施行，明确“公开是常态，不公开是例外”这一基本原则，进一步保障我国公民依法获取政府信息的权利。财政透明是指对广大公民尽可能地及时、全面、清晰和准确地公开政府结构和职能、财政政策意图、公共部门账户的历史信息以及预测信息[1]。各国政府与国际组织对财政透明在抑制腐败、促进决策科学化以及政府治理能力提升等方面的积极作用均给予了高度认可。譬如，国际货币基金组织认为，财政透明对于建立有效的财政监督与管理制度以及强有力的问责机制至关重要;世界银行在其发布的预算透明倡议中肯定了预算透明对腐败治理、财政资金使用效率提升等方面的积极影响。财政透明不仅能通过強化政府服务功能降低制度性交易成本，亦能通过抑制腐败提升政府公信力，因而财政透明在促进地方政府吸引外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）方面的作用越发凸显。

迄今为止，虽然国内外学者围绕财政透明的经济社会效应展开了深入探究，但针对财政透明与FDI二者之间关系的研究相对较少。Alt和Lassen[2]通过对美国45个州的数据进行分析，发现财政透明度与腐败之间呈负相关关系。Curristine和Lazare[3]认为，财政透明度较高的制度环境有利于政治激励机制的有效发挥，即促使政府官员对其支出行为更加负责，进而提升公共支出效率。Elina[4]选取82个国家2008—2015年的数据进行实证检验，发现虽然财政透明度对公共支出效率具有正向促进作用，但这一正向促进作用仅在民主程度高的国家才显著。Peat[5]在对财政透明度与社会经济机构透明进行严格区分的基础上，通过实证检验发现财政透明度对吸引FDI具有正向影响。Lorenzo等[6]利用72个国家2006—2015年的数据进行实证检验，发现财政透明度不仅能吸引FDI流入，而且对FDI流入的正向促进作用相对独立于其它制度因素。国内学者郭月梅与欧阳洁[7]利用2011—2015年省级面板数据，使用系统GMM估计考察财政透明度与非税收入之间的关系，结果显示，现阶段我国地方政府财政透明度较低是非税收入过快增长的主要原因之一。肖鹏和樊蓉[8]选取2009—2015年省级面板数据研究发现，财政透明度与地方政府债务规模之间呈倒U型关系。邓淑莲与刘潋滟[9]通过构建理论模型并选取2007—2016年省级面板数据进行实证检验，研究发现，财政透明度不仅能加强外部监督，亦能倒逼地方政府主动规范其债务行为，并由此显著降低地方政府债务风险。

与已有文献相比，本文的或有创新主要体现在以下三个方面：一是从理论层面系统阐释财政透明对FDI区位选择的直接效应和空间效应;二是立足中国式财政分权体制，并选取2009—2017年省级面板数据，通过构建空间面板模型实证考察财政透明对FDI区位选择的多重影响;三是通过改变空间权重矩阵和分地区异质性检验两种思路进行稳健性检验，进一步深入考察财政透明对FDI区位选择的影响效应。

二、作用机制与研究假设

根据第三国效应理论[10]，本文将财政透明对FDI区位选择的影响分为直接效应和空间效应。其中，直接效应是指本地区财政透明度提升对本地区FDI流入的影响，而空间效应即指邻近地区财政透明度提升对本地区FDI流入的联合影响效应。根据地理学第一定律可知[11]，邻近地区财政透明度提升对本地区FDI流入的影响要大于较远地区财政透明度提升带来的影响。

（一）财政透明对FDI的直接效应

1.财政透明通过提升跨国企业投资的预期收益来促进FDI流入

首先，财政透明通过为跨国企业提供投资经营所需信息，能够显著降低企业的调研成本。政府所披露的财政信息越详细、越及时，跨国企业从中获取有关信息的渠道越便捷，越有利于其综合各种信息制定更具针对性的商业计划。因此，财政透明度的提升能通过降低企业调研成本提升企业预期收益，进而增强地方政府对FDI的吸引力。

其次，财政透明通过提升公民偏好表达机制的有效性，倒逼地方政府优化公共服务供给[12]，进而降低跨国企业劳动要素投入成本。面对中国式财政分权体制下“经济锦标赛”“晋升锦标赛”的双重激励，地方政府通常会重建设而轻民生。财政透明通过保障公民知情权，强化公民“用脚投票”“用手投票”机制约束地方政府支出行为，促使地方政府不断优化公共服务供给。而公共服务供给的增加会对跨国企业生产经营和员工生活产生正外部性，一方面，可以通过吸引更多的人才流入降低跨国企业人才搜寻成本;另一方面，亦能为跨国企业员工提供生活便利，降低企业生产经营成本，进而提升跨国企业投资的预期收益。

再次，财政透明通过强化外部监督机制规范地方政府行为与提升地方政府运行效率，促使地方政府为跨国企业经营提供更好的营商环境。财政透明通过加强社会监督，不仅能够抑制官员腐败与减少财政资金流失，亦能促使地方政府提高资金使用效率，在抑制财政支出规模过度扩张的同时，通过降低企业税费负担不断优化营商环境，进而增强地方政府对FDI的吸引力。

最后，财政透明通过拉近与跨国企业的制度距离，能够降低企业实际经营过程中的组织与协调成本。财政透明通过提升政府治理能力，科学厘清政府与市场边界，能有效减少政府越位与缺位现象。政府职能的科学界定与市场机制的公平有效能缩短与跨国企业原本所处环境的制度距离，有利于跨国企业尽快适应东道国的投资经营环境并降低组织协调成本，增强地方政府对FDI的吸引力。

2.财政透明通过降低跨国企业投资面临的风险来促进FDI流入

首先，财政透明能够促使地方政府健全法制与优化投资环境，有利于维护跨国企业投资经营过程中的合法权益，帮助跨国企业降低投资经营面临的各种不确定风险。法制健全有利于各产权主体维护自身正当权益，减少在投资经营过程中因法律不完善造成的经济损失，因而是跨国企业出于稳健经营考虑所青睐的重要地區特质。财政透明通过推动地方政府治理现代化与治理能力提升，促使地方政府不断增加法律法规等制度性公共品供给，不仅可以降低跨国企业投资经营面临的各种不确定性风险，更有利于地方政府吸引更多的FDI流入。

其次，财政透明能够通过加强跨国企业对政府公共政策的准确把握，降低跨国企业投资经营面临的政策风险。在投资经营的过程中，跨国企业相比本土企业往往面临“外来者劣势”，其主要原因在于跨国企业难以全面获取政府公共政策信息。跨国企业投资经营中最为常见的政策风险为收益转移风险，即东道国政府通过外汇管制抑或税收来限制其收益汇回。财政透明不仅能够通过披露政府公共政策信息为跨国企业顺利实现收益保驾护航，亦能通过公开政策信息帮助跨国企业对未来政策走向形成更为准确的判断，制定更为稳健的投资计划，因而，财政透明有助于增强地方政府对FDI的吸引力。

最后，财政透明通过完善政府信用信息披露机制，降低跨国企业投资经营面临的政府违约风险。事实上，即使跨国企业完全掌握政府公共政策信息，企业依然可能面临政府违约风险，即地方政府在出台有关政策并成功吸引FDI之后，有时存在拒不履行或打折履行承诺的情况。正因如此，如果政府信息披露机制不完善，会导致跨国企业难以准确判断地方政府政策如约实施的可能性，由此可能直接损害跨国企业的利益。一方面，财政透明度的提升能强化政府对以往公共政策制定与实施情况的信息披露，有助于跨国企业对政府信用做出准确判断;另一方面，财政透明通过增强政府面临的舆论压力与提升违约成本，倒逼其履行承诺和兑现相关政策。因而，财政透明能通过降低跨国企业所面临的政府违约风险提升地方政府对FDI流入的吸引力。基于以上分析，笔者提出如下假设：

假设1：财政透明会对本地区吸引FDI流入形成正向促进作用。

（二）财政透明对FDI的空间效应

跨国企业进行投资区位选择，通常也会受到邻近地区财政透明度等制度因素影响，且从理论上存在正负两种不同影响：第一，负面影响。邻近地区财政透明度可能对本地区吸引FDI流入产生负面影响，促使一些原本可能流向本地区的FDI流出。即邻近地区财政透明度对本地区吸引FDI具有负向挤出作用，且负向挤出作用伴随两地区之间距离越近越明显。而这其中的主要原因可能在于，地区之间在经济发展水平、产业布局与资源环境等方面具有较大的相似性，决定了地区之间具有较强的投资选择替代性，因而财政透明形成的制度优势在导致A地FDI增加的同时，也会导致B地FDI减少。此时，财政透明对FDI区位选择的空间效应表现为在AB两地之间此消彼长的替代作用，即邻近地区财政透明度对本地区FDI流入存在空间竞争效应。第二，正面影响。邻近地区财政透明度对本地区吸引FDI流入同样可能产生正面影响，即邻近地区投资环境的改善亦可能对本地区产生引导带动和辐射效应。这一情况多是因为地区之间在产业分布和资源分布等方面存在较大差异，而相互之间竞争替代的可能性较小，此时邻近地区财政透明度提升对本地区吸引FDI流入的空间效应则表现为互利共赢的互补作用。跨国企业进行投资考察时需要考虑邻近地区的市场环境与制度环境。具体而言，邻近地区财政透明度高往往伴随更为健全的法律法规体系、更加高效的公共服务供给以及更加公平有效的市场竞争环境，而这些都会给跨国企业在本地区投资经营带来正外部效应。与此同时，中国式财政分权体制下的我国地方政府热衷于以“竞好竞争”为导向的横向竞争，因而邻近地区的财政透明度越高，也会通过学习效应与示范效应促进本地政府不断提升财政透明度，由此邻近地区财政透明度提升将对本地区FDI流入产生空间集聚效应。基于以上分析，笔者提出如下假设：

假设2：邻近地区财政透明对本地吸引FDI流入产生显著影响，但从空间上同时存在竞争效应与集聚效应，因而最终的影响效应方向取决于竞争效应与集聚效应两者之间的对比关系。

三、变量定义、数据来源与统计特征说明

（一）变量定义

1.被解释变量：外商直接投资（FDI）

鉴于国内学术界认为无论是采取合同利用外资、总投资抑或注册外资等指标进行测度时不仅相对宽松，且往往水分较大，因而本文采用实际利用外商直接投资额这一指标测度FDI。具体而言，是将各地区以万美元为单位的实际利用外商直接投资额乘以美元平均汇率换算成以人民币计价的实际利用外商直接投资额之后，再除以GDP平减指数以消除价格波动的影响，最后对其取自然对数。

2.解释变量：财政透明（transp）

本文用财政透明度衡量财政透明，由于上海财经大学公共政策研究中心发布的报告的公信力和影响力越来越大，因而本文中我国省级地方政府财政透明度指标数据选取上海财经大学公共政策研究中心发布的2010—2018年《中国财政透明度报告》。

3.其他控制变量

为了尽可能地避免因遗漏变量而导致模型估计结果有偏且不一致问题，本文选取如下控制变量：

对外开放度（open）。对外开放度用进出口总额与地区生产总值的比值进行测度。其中，各地区以美元计价的进出口总额先通过美元平均汇率换算成人民币。

劳动力成本（labprice）。劳动力成本采用相对工资率来进行测度，即用人均工资除以劳动生产率的比值进行衡量。

资本产出率（capoutput）。资本产出率用各省份GDP除以各省份资本形成总额比值进行衡量。

人口密度（popdensity）。人口密度用各省份总人口数除以其土地面积后再取自然对数进行衡量。

地方政府竞争（govcomp）。地方政府竞争借鉴缪小林等[13]的做法，具体公式如下：

govcomp=除本省份外相邻省份最高人均GDP本省份人均GDP×全国省份最高人均GDP本省份人均GDP （1）

财政收入分权（fdrev）与财政支出分权（fdexp）。借鉴储德银和邵娇[14]的研究，具体公式如下：

fdrevi=（bri/popi）/（bri/popi+brc/popn）×（1-gdpi/gdpn）（2）

fdexpi=（bei/popi）/（bei/popi+bec/popn）×（1-gdpi/gdpn） （3）

其中，bri和bei分别表示第i省政府本级一般公共预算收入和一般公共预算支出;brc和be c分别表示中央政府一般公共预算收入和一般公共预算支出;pop i和popn分别表示第i省人口规模和全国人口总规模;gdpi和gdpn分别表示第i省GDP和全国GDP总额。

（二）数据来源与统计特征

由于部分省份相关数据缺失，且上海财经大学公共政策研究中心最早于2010年开始发布《中国财政透明度报告》，本文最终选取2009—2017年除西藏、内蒙古、香港、澳门和台湾之外的29个省份的面板数据。其中，除财政透明度之外的所有变量涉及的原始数据均来自2010—2018年《中国统计年鉴》、2010—2018年《中国财政年鉴》、各省份历年《统计年鉴》、《国民经济和社会发展统计公报》、《地方财政统计资料汇编》、中经网统计数据库、EPS全球统计数据库和财政部财政数据资料网。各变量的描述性统计结果，如表1所示。

四、空间面板模型构建与类型选择

鉴于财政透明对FDI不仅存在直接效应，亦存在空间效应，本文尝试构建空间面板模型考察财政透明度对FDI的多重影响效应。

（一）空间自相关检验

在构建空间计量模型前，先要对变量的空间自相关性进行检验。本文选择被应用最多的全局莫兰指数I（Morans Index）与吉尔里指数C（Gearys Contiguity Ratio）对被解释变量FDI的空间自相关性进行检验。

1.全局莫兰指数I

该指数的计算公式如下：

I=∑ni=1∑nj=1ωij（FDIi-FDI）（FDIj-FDI）S2∑ni=1∑nj=1ωij（4）

其中，FDIi表示第i（i=1，2，…，n）個省份的外商直接投资，FDI表示其样本均值;S2表示样本方差;ωij表示对应空间权重矩阵。全局莫兰指数I取值一般介于-1 —1之间，大于0表示存在正自相关，即就FDI水平而言，高水平地区与高水平地区相邻，低水平地区与低水平地区相邻;小于0则表示存在负自相关，即高水平地区与低水平地区相邻。

2.吉尔里指数C

该指数的计算公式如下：

C=（n-1）∑ni=1∑nj=1wij（FDIi-FDIj）22（∑ni=1∑nj=1wij）[∑ni=1（FDIi-FDI）2]（5）

其中，吉尔里指数C的取值则一般介于0—2之间，大于1表示存在负相关，等于1表示不存在相关关系，而小于1则表示存在正自相关。2009—2017年我国实际利用外资总额的莫兰指数I与吉尔里指数C，如表2所示。由表2可知，莫兰指数I与吉尔里指数C均在1%的水平上显著，且莫兰指数I小于0，吉尔里指数C大于1，表明FDI存在显著的空间负相关，因而需要将空间因素引入模型。

（二）空间面板模型

1.空间面板模型的构建

依据现代计量分析理论，空间面板模型的一般形式如下所示：

Yit=μi+γt+ηYi，t-1+ρω′Yt+βX′it+δd′Xt+εit（6）

其中，Yit表示被解释变量，μi表示个体效应，γt表示时点效应;ηYi，t-1表示被解释变量的滞后项，η不为0时则为动态空间面板模型;ρω′Yt表示被解释变量受其他个体的被解释变量的影响，ω′表示对应空间权重矩阵;βX′it表示一系列解释变量;δd′Xt表示被解释变量受其他个体的解释变量的影响，d′表示对应空间权重矩阵;εit为随机扰动项，εit=λm′εit+υit， λm′εit表示扰动项受其他个体扰动项的影响，m′表示对应的空间权重矩阵。

2.空间权重矩阵的选择

空间权重矩阵包括邻接权重矩阵、地理距离权重矩阵、经济距离权重矩阵以及经济—地理距离权重矩阵。不同的空间权重矩阵代表不同的空间交互作用形式，会导致不同的模型估计结果。本文在衡量解释变量空间交互效应时，采用邻接权重矩阵;在衡量被解释变量与误差项空间交互效应时，采用地理距离权重矩阵。

（1）邻接权重矩阵。根据空间单元的邻接性设定空间权重矩阵是应用最早且最为广泛的做法，即如果两地相邻，则权重矩阵中所对应的元素取值为1;如果不相邻则取值为0。公式如下：

wij=1，地区i与地区j在空间上相邻

0，地区i与地区j在空间上不相邻（7）

（2）地理距离权重矩阵。地理距离权重矩阵是直接以距离的倒数来衡量地区之间的空间交互效应，即主对角线上元素均为0，非主对角线上的元素是距离的倒数，本文采用的距离为两省份省会之间的地理距离。

本文先对两种空间权重矩阵进行标准化处理，然后再进行模型估计。

3.空间面板模型类型选择

依据空间依赖形式的不同，空间面板模型可以分为空间面板自回归模型、空间面板杜宾模型和空间面板误差模型三种类型。本文拟建立空间面板杜宾模型，因实证分析中空间面板模型形式的设定直接关系到实证结果的真实性与可靠性，故首先需对模型形式的正确性进行检验。空间面板模型类型检验结果，如表3所示。由表3可知，一方面，对被解释变量FDI空间依赖性的两个LM检验结果均在1%的显著性水平上拒绝原假设，表明存在显著的空间依赖性;另一方面，对扰动项空间依赖性检验的两个LM检验结果尽管均在1%的显著性水平上拒绝原假设，但莫兰指数检验结果未通过检验，这表明扰动项的空间依赖性不一定存在。因而本文在此基础上进一步检验空间面板杜宾模型的合理性，由表3中的Wald和LR的检验结果可知，4种检验均在1%的显著性水平上拒绝原假设，表明空间面板杜宾模型具有最优拟合效果。另外，空间面板杜宾模型回归系数并不能满足模型转化的原假设H0：δi=0与δi=-ρβi ，表明本文拟建立的空间面板杜宾模型不能等价转化为空间面板自回归模型或空间面板误差模型。综上，空间面板杜宾模型为本文空间计量模型的最佳选择。在这之后，Hausman检验与LR检验结果进一步显示，本文最终应构建仅包含个体固定效应的空间面板杜宾模型。

五、空间面板模型估计与结果分析

（一）空间面板模型估计

根据以上空间面板模型形式的检验结果，本文建立包含个体固定效应的空间面板杜宾模型如下：

FDIit=ρω′FDIt+β1transpit+δ1d′transpt+βX′it+δd′Xt+μi+εit（8）

其中，FDIit为被解释变量;ω′FDIt为被解释变量空间滞后项，ω′为对应空间权重矩阵，ρ为FDI的反应系数，度量地区i对其相邻地区FDI变动的敏感程度;transpit为解释变量财政透明，β1为本地区财政透明系数;d′transpt为解释变量财政透明的空间滞后项，δ1为其对被解释变量FDI的影响系数;Xit为控制变量，包含人口密度、地方政府竞争等，β为其对被解释变量FDI的影响系数;d′Xt为控制变量空间滞后项，d′为对应的空间权重矩阵，δ为其对被解释变量FDI的影响系数。另外，μi 为地区差异性的个体效应，εit为随机扰动项。鉴于式（8）存在空间滞后被解释变量，本文采用最大似然估计方法对式（8）进行估计，具体回归结果如表4所示。

（二）估计结果分析

首先，财政透明对FDI的回归系数估计值显著为正，表明财政透明对地方政府吸引FDI流入具有显著的正向促进作用。这一实证估计结果很好地验证了假设1，具体而言，财政透明度每提升1个单位，本地区FDI流入量平均增加69.8%。说明财政透明通过信息公开可以促进地方政府治理能力提升与推进市场法制建设，因为财政透明能有效保障公民知情权、参与权、表达权与监督权。一方面，财政透明能够促进政府治理能力不断提升，通过营造更加廉洁高效的政务环境、公平公正的法律环境以及公平有序的市场环境等增加对FDI流入的吸引力;另一方面，财政透明通过强化公民“用手投票”“用脚投票”机制，促使地方政府增加民生性投入与优化公共服务供给，从而增强对外来投资者的吸引力，实现本地FDI流入量的不断提升。

其次，财政透明空间滞后项的估计系数显著为正，表明邻近地区财政透明对本地吸引FDI流入具有显著的正向空间溢出效应。这一实证估计结果很好地验证了假设2，具体而言，本地区以外所有地区财政透明度每提升1个单位，本地区FDI流入量平均增加80.3%。虽然本文理论机制部分认为，财政透明对FDI流入的空间效应同时存在竞争与集聚两种可能，但表4的估计结果显示，当前财政透明度提升对FDI的正向集聚效应相对大于负向竞争效应，邻近地区财政透明度的提升总体上会提升本地区FDI流入量。这一估计结果与我国实际情况较为吻合，即我国地区间资源禀赋差异较大且各自比较优势突出，在高质量发展目标导向下，各地区在产业布局上有着较为明确的分工。因而现阶段地区间的替代性较弱而互补性较强，邻近地区财政透明度的提升对FDI区位选择更倾向于呈现出互利共赢的集聚效应而非竞争效应，这也充分说明我国各地区FDI流入量仍有进一步提升的空间。

最后，其他控制变量对我国FDI区位选择的影响效应存在显著差异，但基本符合理论预期。一是人口密度对地区FDI流入的直接效应虽然为正但并不显著，而空间效应显著且表现为竞争效应;二是地方政府竞争和资本产出率对地区FDI流入的直接效应和空间效应均呈促进作用，表明地方政府竞争程度提升与资本利用效率提高所带来的营商环境优化与生产效率提升不仅会增加本地区FDI的流入，还会对邻近地区形成正外部效应;三是财政收支分权对地区FDI流入的影响效应存在较大差异，其中，财政收入分权对地区FDI流入的直接效应显著为正，但空间效应呈现为显著的竞争效应，财政支出分权对FDI流入的直接效应为正但并不显著，而空间效应呈现为显著的外部效应;四是对外开放度和劳动力成本对FDI区位选择的影响效应均不显著，这一实证结论表明，依靠扩大进出口与低劳动力成本的发展模式已不再是影响我国FDI区位选择的关键性因素。

六、稳健性检验

（一）改变空间权重矩阵

为进一步考察式（8）回归结果的穩健性，本文通过改变空间权重矩阵对式（8）重新进行估计，即衡量被解释变量空间交互效应时，由地理权重矩阵改为邻接权重矩阵。通过将稳健性检验估计结果与表4结果进行对比可以发现，在改变空间权重矩阵设定后，虽然估计系数值的大小略有差异，但回归系数的符号与显著性水平几乎未变，因而验证了本文基准回归的稳健性，表明基准回归研究结论具有较高的可信度。同时，鉴于估计结果相较于基准回归无实质性变化，故此处不再赘述。

（二）分地区异质性检验

本文通过借鉴李永友和沈玉平[15]的做法和国家统计局2003年公布的东中西部地区划分方法，将我国各地区划分为发达地区和欠发达地区以及东部地区与中西部地区。其中，发达地区包括北京、天津、辽宁、江苏、浙江、上海、山东、广东等8个省份，其余省份则为欠发达地区。与之相对，参照“七五”计划对东中西部地区的划分标准，其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等11个省份，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省份，其余省份被纳入西部地区。对式（8）进行分样本回归并进行稳健性检验和地区异质性分析，具体回归结果如表5所示。

由表5可知，第一，财政透明对FDI区位选择的直接效应在不同地区间存在显著差异。具体而言，财政透明度每提升1个单位，将分别带来欠发达地区和中西部地区FDI流入量增加91.5%和137.6%。而与之相对，在发达地区和东部地区，财政透明度提升对FDI流入的影响未能通过检验。笔者认为，这一现象的根本原因在于，自改革开放以来，东部地区和发达地区凭借对外开放与经济发展等方面的先行优势吸引了大量的FDI流入，且伴随经济的快速发展，其在基础设施、市场环境与人才集聚等方面均有较大提升，因而财政透明度提升对地区吸引FDI流入的边际效用相对较小。而相对落后的中西部地区及欠发达地区则与之截然不同，基础设施、制度建设和人才集聚等方面的天然劣势导致这些地区对FDI的吸引力相对较小，因而财政透明度提升所带来的企业预期收益增加与投资风险下降将成为吸引FDI流入的关键因素，因而不断推动中西部地区及欠发达地区财政透明度提升能够实现较大的引资效应。第二，财政透明对FDI区位选择的空间效应同样存在地区异质性。在欠发达地区一中西部地区，财政透明度提高对FDI区位选择表现出显著的空间集聚效应，而在发达地区和东部地区，这一空间聚集效应相对较小或不存在。究其根本原因在于，中西部地区在资源禀赋和产业结构上更具差异性，地区间替代性相对较小，因而在吸引FDI流入上更倾向于相互协作。而与之相对，东部地区及发达地区经过多年的发展，在产业结构上呈现出较高趋同性，各省份自身有充沛的经济实力，因而在区域间合作上的需求相对较弱。由此，财政透明度提升在中西部地区及欠发达地区呈现出显著的集聚效应，而在东部地区及发达地区的集聚效应则相对较弱。

七、结论与政策建议

财政透明作为国家治理体系与治理能力现代化的制度基石，不仅有利于实现财政决策的科学民主以及通过抑制腐败提升政府公信力，亦能发挥财政信息公开对市场经济活动主体的服务功能，有助于外来投资者克服信息劣势和优化FDI区位选择。本文通过考察财政透明对FDI区位选择的作用机制及其影响效应发现，财政透明对FDI区位选择的直接和空间效应均表现为促进效应，异质性分析发现，财政透明对FDI区位选择的影响效应在欠发达地区和中西部地区更为显著。本文的研究不仅有助于引起社会各界对财政透明的高度重视以及由此推动现代财政制度构建与国家治理体系现代化，同时对于有效规范地方政府FDI竞争与推动区域经济协调发展具有重要的理论与现实意义。

首先，鉴于财政透明对FDI区位选择的直接效应与空间效应均显著为正，各地区竞相提升财政透明度对FDI的竞争并非此消彼长的“零和博弈”，而是互利共赢的“正和博弈”，因而现阶段，我国地方各级政府不仅需要公开其预决算信息，还要推进预算编制阶段、预算审批阶段、预算执行阶段各种信息的公开，从而保证财政信息公开的全面性、及时性、真实性和有效性。由此不仅可以通过倒逼机制规范政府行为和对政府公权进行有效监督，还可以更好地抑制腐败、增强政府公信力以及优化公共服务供给效率，为实现国家治理体系现代化和治理能力提升构筑重要的现代财政制度基石。

其次，财政透明对FDI区位选择具有显著的地区异质性，其在中西部地区和欠发达地区的直接效应与空间集聚效应更为显著，因而在推进财政透明度不断提升的过程中也应当注重地区差异，为中西部地区和欠发达地区创建更为科学规范的信息公开制度，实现区域经济协调发展。具体而言，应当通过大力推进政府信息公开、规范政府行为与优化营商环境等提升中西部地区软实力，增强跨国企业在这些地区投资的信心，从而真正实现“外资西进”，充分发挥我国中西部地区的比较优势，不断缩小中西部地区与东部地区的发展差异，促进区域经济协调与高质量发展。

再次，不断引导地区间竞争规范有序，推动资源利用效率持续提升。一方面，应不断推动地方政府转变发展导向，推动竞争由“为增长而竞争”向“為质量而竞争”转变，更好发挥规范有序竞争对FDI流入的积极效应，在带动本地经济高质量发展的同时，通过外溢效应进一步推动区域协同发展;另一方面，不断提升地方政府对流入FDI的利用效率，实现外资引进与地方实际资源禀赋的有效结合，充分发挥FDI对本地与邻近地区经济发展的带动作用。

最后，构建现代财政体制，稳定地方政府收入预期，避免非对称性财政分权体制加重地方政府对FDI的恶性竞争。在我国当前财政体制背景下，地方政府收入权力相对有限，因而要在加快推进地方税体系构建的同时不断稳定地方政府收入预期，完善央地政府间财政事权与支出责任划分，避免过高财政压力导致地方政府陷入对FDI的过度竞争，从而阻碍区域协同发展。

参考文献：

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（责任编辑：徐雅雯）

收稿日期：2021-05-18

基金项目：国家社会科学基金项目“财政体制纵向失衡与转移支付激励机制重构问题研究” （19FJB035）;安徽省人文社会科学规划重点项目“财政透明度、支出结构优化与地方政府治理”（AHSKZ2019D016）;安徽财经大学研究生科研创新基金项目“财政透明度、FDI与经济高质量发展”（ACYC2020012）

作者简介：储德银（1976-） ，男，安徽岳西人，教授，博士，博士生导师，主要从事财税政策与体制改革研究。E-mail：anhuicdy@163.com