FD I與中國產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)分析

易會文錢學(xué)鋒劉建明

(1.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報編輯部,湖北武漢430073;2.中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院,湖北武漢430073;3.中南財經(jīng)政法大學(xué)組織人事部,湖北武漢430073)

FD I與中國產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)分析

易會文1錢學(xué)鋒2劉建明3

(1.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報編輯部,湖北武漢430073;2.中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院,湖北武漢430073;3.中南財經(jīng)政法大學(xué)組織人事部,湖北武漢430073)

根據(jù)空間經(jīng)濟學(xué)的FC模型和FCVL模型可知,FD I是經(jīng)濟活動空間集聚的一種向心力,保持 FD I在東道國的收益將返回母國消費的假設(shè)條件下,如果FD I與東道國產(chǎn)業(yè)不能形成有效關(guān)聯(lián),則東道國的國民收入僅取決于其內(nèi)部要素稟賦的存量而與FD I的存量并沒有多少關(guān)系,集聚對FD I的吸引力也將非常有限。但在一個加入垂直關(guān)聯(lián)的模型中,FD I、集聚與國民收入之間將呈現(xiàn)一種良性互動。用聯(lián)立方程模型對中國省級工業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究表明,FD I可以促進工業(yè)集聚,但工業(yè)集聚并沒有吸引 FD I;工業(yè)集聚能促進國民收入的增長,而FD I卻沒有起到有效促進國民收入增長的作用。因而可以大致判斷FD I與中國本土企業(yè)沒有建立緊密的前后向關(guān)聯(lián)關(guān)系。

FD I;工業(yè)集聚;國民收入;前后向關(guān)聯(lián);空間經(jīng)濟學(xué)

改革開放以來的中國日益成為FD I的樂園,然而在中國不同省份之間存在嚴(yán)重的FD I空間分布不平衡。長期以來,經(jīng)濟學(xué)家們一直都在密切關(guān)注FD I的這種空間分布不平衡,并主要運用區(qū)位理論、國際貿(mào)易理論和產(chǎn)業(yè)組織理論來解釋FD I區(qū)位選擇的決定因素,得出了許多有益的結(jié)論。近十多年來,隨著空間經(jīng)濟學(xué)的興起,空間經(jīng)濟理論為研究FD I的區(qū)位選擇提供了新的建模技術(shù)、分析工具和經(jīng)濟解釋。由于空間經(jīng)濟學(xué)旨在揭示經(jīng)濟活動在空間上集聚和分散的內(nèi)在機制,已有大量文獻(xiàn)將集聚作為解釋FD I區(qū)位選擇的一個重要因素并得到了大量實證檢驗的支持。與現(xiàn)有研究文獻(xiàn)僅從單方面考察集聚對FD I的影響不同,我們將著重考察 FD I、集聚以及國民收入三者之間的互動關(guān)系。根據(jù)空間經(jīng)濟學(xué)的FC模型和FCVL模型,對中國省級工業(yè)面板數(shù)據(jù)進行實證研究的目標(biāo)有三:第一,中國工業(yè)的集聚是FD I區(qū)位選擇的一個重要因素嗎?第二,FD I是否進一步促進了中國工業(yè)的集聚?第三,FD I、集聚促進了國民收入增長嗎?特別地,通過檢驗 FD I、集聚對國民收入的影響,可以從側(cè)面來反映FD I在中國與本土工業(yè)的關(guān)聯(lián)程度。

一、空間經(jīng)濟學(xué)的理論分析框架

假設(shè)FD I在東道國的收益返回母國消費的條件下,錢學(xué)鋒和梁琦運用空間經(jīng)濟學(xué)中的FC模型(footloose capitalmodel)分析表明:在短期內(nèi),東道國的國民收入主要取決于其國內(nèi)要素稟賦的存量,與外資流入的多少并無直接聯(lián)系;在長期內(nèi),外商投資也不能在東道國產(chǎn)生累積循環(huán)作用,從而不能形成有效的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)[1]。錢學(xué)鋒又運用FCVL模型(footloose capital w ith vertical linkage model)分析發(fā)現(xiàn):FD I促進國民收入增長的條件是FD I與本土企業(yè)建立緊密的垂直關(guān)聯(lián)關(guān)系,此時一國的收入不僅取決于該國的要素稟賦存量,還與資本流入正相關(guān)[2]。根據(jù)上述FC模型和FCVL模型的結(jié)論,我們可以清晰地看到一國國民收入、FD I和集聚三者之間相互作用的機制:保持FD I在東道國的收益將返回母國消費的假設(shè)條件下,(Ⅰ)如果FD I與東道國產(chǎn)業(yè)不能形成有效關(guān)聯(lián)(FC模型的情形),則東道國的國民收入僅取決于其內(nèi)部要素稟賦的存量而與FD I的存量并沒有多少關(guān)系,集聚對FD I的吸引力也將非常有限;(Ⅱ)在一個加入垂直關(guān)聯(lián)的模型中(FCVL模型的情形),FD I、集聚與國民收入之間將呈現(xiàn)一種良性互動。如果 FD I、集聚與國民收入之間的關(guān)系符合(Ⅰ),則是FC模型反映的情形,我們可以推斷FD I與本土企業(yè)之間的關(guān)聯(lián)不緊密甚至沒有關(guān)聯(lián);如果 FD I、集聚與國民收入之間的關(guān)系符合(Ⅱ),則與FCVL模型反映的情形相同,于是我們可以推斷 FD I與本土企業(yè)之間的關(guān)聯(lián)可能比較緊密。因而實證檢驗并不能直接發(fā)現(xiàn)FD I與本土企業(yè)之間的關(guān)聯(lián),只能從FD I、集聚與國民收入之間的關(guān)系間接反映FD I與本土企業(yè)之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系。

二、中國省級工業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究

(一)變量和數(shù)據(jù)

1.被解釋變量

外商直接投資水平(LNFD I):我們用FD I的對數(shù)值表示某一地區(qū)吸收FD I的水平。也有研究采用地區(qū)每年吸引的 FD I金額與當(dāng)年的 GDP或固定資產(chǎn)投資的比值來反映該地區(qū)吸引 FD I的水平[3],但由于吸引FD I多的地區(qū)其 GDP或固定資產(chǎn)投資規(guī)模也較大,所以該指標(biāo)可能不能準(zhǔn)確反映地區(qū)吸引FD I的水平。相對而言,FD I絕對量更為直觀。

工業(yè)集聚(SP):目前,較為常用的衡量工業(yè)集聚水平的指標(biāo)是區(qū)位基尼系數(shù)和區(qū)域集中度系數(shù)。區(qū)位基尼系數(shù)在樣本較多的情況下計算比較準(zhǔn)確,由于區(qū)域?qū)哟蜗率〖墭颖军c過少,故不太適合采用區(qū)位基尼系數(shù);而區(qū)域集中度系數(shù)的計算對數(shù)據(jù)的要求非常高,我們很難獲取。因此我們采用最簡單和常用的專業(yè)化指數(shù)來衡量一個地區(qū)的工業(yè)集聚水平:SPi=(Vi/Yi)/(VCHN/YCHN),其中,Vi、Yi分別表示地區(qū)i的工業(yè)總產(chǎn)值和地區(qū)生產(chǎn)總值;VCHN、YCHN分別表示全國的工業(yè)總產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值。如果SPi＞1,則表示區(qū)域i工業(yè)的專業(yè)化程度較高,工業(yè)集聚水平也相應(yīng)較高;反之則反是。

國民收入(LN INCOM E):將城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民純收入按照城鄉(xiāng)比例加權(quán)得到各地區(qū)的居民平均收入,以此指標(biāo)的對數(shù)值衡量該地區(qū)的國民收入。中國吸引外資的一個重要因素是廉價勞動力,外資企業(yè)在發(fā)展中也會招用一些農(nóng)村勞動力,考慮了農(nóng)村居民的居民平均收入可以更全面地考察FD I對一個地區(qū)國民收入的影響。

2.解釋變量

市場條件(LNGDP):我們用每個地區(qū)的 GDP的對數(shù)值來衡量該地區(qū)的市場條件。市場條件對吸引FD I、促進工業(yè)集聚都有重要影響。

影響FD I的還有如下因素:(1)開放水平(OPEN)。我們用貿(mào)易依存度,即每個地區(qū)的進出口總值與其GDP的比值來表示該地區(qū)的開放程度。(2)勞動成本(LNWAGE)。勞動成本用每個地區(qū)平均工資的對數(shù)值表示。(3)優(yōu)惠政策(POL ICY)。中國吸引外資的優(yōu)惠政策集中體現(xiàn)在稅收優(yōu)惠上,因此借鑒傅勇和張晏的方法,用各地區(qū)外資企業(yè)的相對稅率優(yōu)惠來刻畫優(yōu)惠政策力度的大小。具體估算方法為,先計算外資企業(yè)實際負(fù)擔(dān)稅率,再逐年計算全國的外資企業(yè)實際稅率均值,最后用該均值除以該年各省外資企業(yè)實際稅率得到POL ICY。POL ICY越大,說明該地區(qū)外資企業(yè)的實際稅率比名義稅率越小,其政策優(yōu)惠力度越大。由于沒有現(xiàn)成的外資實際稅率,于是用“港澳臺投資經(jīng)濟”和“外商投資經(jīng)濟”所繳納的稅收總和除以三資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值(“港澳臺投資經(jīng)濟”和“外商投資經(jīng)濟”的工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)不可得)得到[4]。(4)基礎(chǔ)設(shè)施水平(LNFRA)。目前,許多文獻(xiàn)在衡量地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平時,往往采用公路里程、公路密度、電話數(shù)量等指標(biāo),這未免過于簡單和粗糙。實際上,一個地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施不僅包括公路、電話,還包括鐵路、航空、水運、倉儲等整個交通運輸、倉儲以及郵電通信業(yè)。因此,我們用一個區(qū)域的交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)增加值的對數(shù)值來表示一個區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平。(5)技術(shù)外溢(LNPA T)。我們用每個區(qū)域被批準(zhǔn)的專利數(shù)量的對數(shù)值近似地表示技術(shù)外溢。如果被批準(zhǔn)的專利較多,則可假定該區(qū)域存在較大的技術(shù)外溢。

影響工業(yè)集聚的還有如下因素:開放水平(OPEN)、勞動成本(LNWAGE)以及擁塞效應(yīng)。我們用地方化競爭水平(LC)表示擁塞效應(yīng)。根據(jù) Glaeser等和 Koo的研究,工業(yè)在區(qū)域i的地方化競爭水平定義為區(qū)域i工業(yè)單位產(chǎn)值的企業(yè)數(shù)量與全國工業(yè)單位產(chǎn)值的企業(yè)數(shù)量之比[5][6],即有:LCi=(INDi/Vi)/(INDCHN/VCHN),其中,INDi和 INDCHN分別是區(qū)域i和全國的工業(yè)企業(yè)單位數(shù),Vi和VCHN分別是區(qū)域i和全國工業(yè)的總產(chǎn)值。如果LCi＞1則說明區(qū)域i的地方化競爭水平比較激烈。

按照FC和FCVL模型,收入取決于當(dāng)?shù)氐囊胤A賦存量,包括物質(zhì)資本稟賦和勞動資源稟賦。物質(zhì)資本稟賦(LN I):參照張軍的意見[7],一個地區(qū)的投資指標(biāo)為固定資本形成總額,我們認(rèn)為是總投資,包括國內(nèi)投資和FD I。因此一個地區(qū)的物質(zhì)資本稟賦(I)應(yīng)該為總投資即固定資本形成總額減去FD I,取其對數(shù)值作為實際采用的變量。勞動資源稟賦可分為勞動資源質(zhì)量稟賦和勞動資源數(shù)量稟賦。我們用居民平均受教育年限(LNEDU)來衡量勞動資源質(zhì)量稟賦。定義文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上的受教育年限分別為0、6、9、12、16,根據(jù)受教育程度的人口數(shù)據(jù)可得到平均受教育年限,取其對數(shù)值作為實際采用的指標(biāo)。我們用就業(yè)人數(shù)與人口總數(shù)之比即就業(yè)率(EM PLOY)來表示勞動資源數(shù)量稟賦?？色@得的數(shù)據(jù)為年末的就業(yè)人數(shù)和人口總數(shù),取一年年初和年末的平均值作為當(dāng)年的指標(biāo)值。

3.數(shù)據(jù)來源

考慮到1998年前后中國工業(yè)統(tǒng)計口徑發(fā)生了重大變化以及數(shù)據(jù)的可得性,我們選取的樣本期為1998～2007年。西藏缺失數(shù)據(jù)較多,因此本文采用的是另外30個省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)。FD I數(shù)據(jù)來源于CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫,其他數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1999～2008)、《中國稅務(wù)年鑒》(1999～2008)和中經(jīng)專網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

(二)模型選擇

以往研究FD I空間區(qū)位問題或工業(yè)集聚影響因素的模型多是單方程模型,只能表述單向的因果關(guān)系。而本文考察的是FD I、工業(yè)集聚與國民收入三者之間的相互關(guān)系,如果用普通回歸,可能會導(dǎo)致估計參數(shù)有偏或者不一致,而聯(lián)立方程模型考慮到了變量之間的聯(lián)立性,是最合適的檢驗?zāi)Ｐ?。于是建立由以下三個方程構(gòu)成的聯(lián)立方程模型:

其中,三個方程的控制變量分別為:Z1=(LNGDP,OPEN,LNWA GE,POL ICY,LNFRA,LNPA T),Z2=(LNGDP,OPEN,LNWAGE,LNFRA,LC),Z3=(LN I,LNEDU,EM PLOY),A、B、C 分別是上述三組控制變量對應(yīng)的系數(shù)向量。

(三)計量分析和檢驗

在聯(lián)立方程求解之前,首先需要進行聯(lián)立性檢驗,根據(jù) Hausman檢驗的思想,首先將所有的外生變量(即所有的控制變量)作為LNFD I和SP的解釋變量分別進行回歸,得到擬合值LNFD I＊和SP＊,然后在方程(3)中增加解釋變量LNFD I＊和SP＊得到方程(4),對方程(4)進行OLS回歸,通過F統(tǒng)計量來檢驗假設(shè) H0:c(4)=c(5)=0。如果此假設(shè)被拒絕,則可認(rèn)為LNFD I和SP具有內(nèi)生性,否則視同外生變量。

Wald檢驗的結(jié)果顯示檢驗假設(shè)H0的F統(tǒng)計量為19.42,P值為0.000,則拒絕原假設(shè),說明LNFD I和SP具有內(nèi)生性,模型不能采用OLS進行回歸,可以考慮采用2SLS方法或者3SLS方法進行估計。方程(1)、(2)、(3)均是過度識別的,同時考慮到解釋變量可能與誤差項相關(guān)以及殘差存在異方差和同期相關(guān)的情況,于是采用3SLS方法進行系統(tǒng)估計。其中LNFD I、SP、LN INCOM E的工具變量分別取其滯后一期的值①。檢驗結(jié)果見表1。

表1 FDI、工業(yè)集聚與國民收入之間互動的聯(lián)立方程模型(3SLS估計結(jié)果)

1.國民收入、工業(yè)集聚對FD I的影響

從表1中方程(1)的回歸結(jié)果來看,SP的系數(shù)不顯著,說明工業(yè)集聚并沒有吸引FD I。這和許多文獻(xiàn)的研究結(jié)論不一致,具體原因我們將在下文中結(jié)合另外兩個方程的回歸結(jié)果一起分析。LN INCOM E在1%的水平上顯著為2.182(大于1),這表明本地市場效應(yīng)存在:收入的微小增加將吸引資本更大比例的流入。而度量市場條件的LNGDP卻不顯著,一個可能的原因是,FD I對市場條件的微觀層次(地區(qū)收入水平)敏感一些,而對宏觀層次(國內(nèi)生產(chǎn)總值)不是很敏感。一般情況下,開放水平越高的地區(qū)越能吸引FD I。20世紀(jì)90年代以來,外資占據(jù)了中國進出口的一半以上,外資的這種“兩頭在外”的行為模式顯然對貿(mào)易自由化的要求很高。開放水平在10%的顯著性水平上對FD I有吸引作用。勞動成本的估計系數(shù)顯著為負(fù),低廉的勞動成本是中國可以持續(xù)吸引FD I的天然優(yōu)勢。此外,一個區(qū)域的政策優(yōu)惠、基礎(chǔ)設(shè)施水平對FD I的影響也都顯著為正。中國一直以政策優(yōu)惠來吸引FD I,盡管現(xiàn)在對FD I的追捧熱度有所下降,但是政策優(yōu)惠對FD I的吸引作用依然明顯。而在本模型中,技術(shù)外溢并沒有顯著吸引FD I。

2.FD I對工業(yè)集聚的影響

表1檢驗1中方程(2)的結(jié)果表明,國民收入對工業(yè)集聚沒有顯著影響。檢驗2中方程(2)的結(jié)果表明,刪除LN INCOM E后LNWA GE的顯著性提高,其他變量的顯著性不變。LN INCOM E和LNWAGE分別是城鄉(xiāng)居民平均收入和職工平均工資,兩者的經(jīng)濟意義有重合的部分,因此我們判斷在回歸時工業(yè)集聚可能將居民收入與勞動成本混淆,導(dǎo)致居民收入變量不顯著,于是接下來只分析檢驗2的結(jié)果。同時我們發(fā)現(xiàn),方程(1)、(3)在檢驗1和檢驗2中的回歸系數(shù)都一致,盡管t統(tǒng)計量和P值略有不同,但是沒有本質(zhì)影響。

檢驗2方程(2)的結(jié)果表明,LNFD I的估計系數(shù)為正,且在1%的水平上顯著,說明一個區(qū)域的FD I存量有助于工業(yè)集聚。這一結(jié)果很好地支持了我們理論分析的結(jié)論。市場條件(LNGDP)對工業(yè)集聚有正的影響,但在統(tǒng)計上不顯著,這多少讓我們感到意外。其原因可能在于,以FD I為主導(dǎo)的工業(yè)集聚不是為了分享“集聚租”(agglomeration rent),而是為了利用“政策租”(policy rent)。在我國東部和中部地區(qū),很多工業(yè)集聚區(qū)主要表現(xiàn)為各種類型的開發(fā)區(qū)和產(chǎn)業(yè)園區(qū),這些開發(fā)區(qū)和產(chǎn)業(yè)園區(qū)為了吸引各種投資往往給予大量的政策優(yōu)惠。當(dāng)這種政策優(yōu)惠足夠大時,所產(chǎn)生的“政策租”使企業(yè)在進行投資決策時完全可能忽略掉市場條件等區(qū)位特征,從而就有可能出現(xiàn)回歸結(jié)果與理論預(yù)期不一致的狀況。這一推斷恰好與方程(1)的結(jié)果相吻合:各省稅收優(yōu)惠是吸引FD I的重要因素。此外,鄭江淮等的實證研究也表明,入駐江蘇省開發(fā)區(qū)的企業(yè)呈現(xiàn)出“扎堆”現(xiàn)象的初始原因,不在于與關(guān)聯(lián)企業(yè)空間集中為依托的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng),而在于政府主導(dǎo)下的“政策租”[8]。開放水平的系數(shù)為正,Hanson以及 Krugman和Livas的理論和實證研究表明,雖然從總體上看,貿(mào)易自由化會使一個國家的工業(yè)在空間上顯得更加分散,但對于某些工業(yè)而言,卻可能帶來空間集聚[9][10]。由于中國加入W TO開始融入世界貿(mào)易體系的時間并不長,可能尚未達(dá)到 Hanson等研究中所要求的高度貿(mào)易自由化階段,因而在中國現(xiàn)階段的開放水平下,促進工業(yè)集聚的力量仍然大于促使工業(yè)分散的力量。勞動成本高和地方化競爭激烈都不利于工業(yè)集聚。Krugman指出如果只考慮成本因素而不考慮其他因素,企業(yè)將會選址在具有最低運輸成本的地方,同時考慮原產(chǎn)地和消費地[11]。由于一個地區(qū)交通條件的改善可以降低該地區(qū)內(nèi)的運輸費用,也降低了該地區(qū)與其他地區(qū)間的運輸成本,因而一個地區(qū)交通條件的改善并不一定會促進工業(yè)在當(dāng)?shù)氐募邸Ｎ覀兊难芯拷Y(jié)果顯示,交通運輸條件對工業(yè)集聚沒有顯著影響,則說明目前交通運輸條件對工業(yè)生產(chǎn)的集中效應(yīng)和分散效應(yīng)相當(dāng)。

3.FD I、工業(yè)集聚對國民收入的影響

表1中方程(3)的檢驗結(jié)果表明,LNFD I對LN INCOM E的影響不顯著,SP對LN INCOM E的影響顯著為正,說明工業(yè)集聚有利于工業(yè)發(fā)展,促進就業(yè),提高國民收入。但是一個區(qū)域的FD I存量卻并不能改善國民收入。蘇州吸引外資的增長模式被稱為“只長骨頭不長肉”,就是最好的例證。投資者的大部分收入都被匯回母國②,而對當(dāng)?shù)鼐用袷杖氲奶岣邲]有顯著的促進作用。在FC模型中,由于不存在前后向關(guān)聯(lián),FD I不能促進國民收入的增長,集聚對 FD I的吸引能力也有限;但在 FCVL模型中,由于加入了投入-產(chǎn)出關(guān)聯(lián),FD I、集聚與國民收入水平之間互相促進。結(jié)合方程(1)的結(jié)論——集聚不能吸引FD I,我們可以判斷,FD I在中國并沒有很好地與本土企業(yè)建立緊密的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)。根據(jù)南京大學(xué)長三角研究中心對江蘇沿江開發(fā)區(qū)的本土企業(yè)與外資企業(yè)的配套情況展開的一次調(diào)查,發(fā)現(xiàn)60%的外資企業(yè)在當(dāng)?shù)囟加袃杉乙陨系呐涮灼髽I(yè),而本土配套企業(yè)數(shù)僅占配套企業(yè)總數(shù)的46.7%[12]。這意味著該地區(qū)外資企業(yè)與本土企業(yè)建立起產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的大約只有28%。江蘇一直是中國吸引FD I的第二大省份,其外資企業(yè)與本土企業(yè)建立產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的發(fā)展程度在全國也應(yīng)處于領(lǐng)先地位,江蘇省的情況尚且如此,全國的情況可見并不理想。本文的結(jié)論與此次調(diào)查的結(jié)論一致。

在FC和FCVL模型中,國民收入都取決于一個地區(qū)的資源稟賦,方程(3)的結(jié)果很好地驗證了這一點,物質(zhì)資本稟賦(LN I)、勞動資源質(zhì)量稟賦(LNEDU)、勞動資源數(shù)量稟賦(EM PLOY)都與國民收入顯著正相關(guān)。要想提高居民收入,首當(dāng)其沖的是充分利用當(dāng)?shù)刭Y源發(fā)展經(jīng)濟。

(四)與OLS回歸結(jié)果的比較

以上我們考慮了FD I、工業(yè)集聚與國民收入三者之間的聯(lián)立性。為了對比,我們也對方程(1)、(2)、(3)分別進行了OLS回歸,結(jié)果見表2。當(dāng)不考慮變量之間的聯(lián)立性時,工業(yè)集聚在10%的顯著性水平上吸引FD I,FD I作為一種資本稟賦也可以促進國民收入的增加。而在本文模型的框架下,FD I、工業(yè)集聚與國民收入三者之間是存在聯(lián)立性的,FD I不是通過其資本的表面特性,而是通過其是否與本地產(chǎn)業(yè)建立關(guān)聯(lián)來影響國民收入的。聯(lián)立方程與OLS回歸結(jié)果的差異表明,考慮FD I、工業(yè)集聚與國民收入三者之間的聯(lián)立性是非常有必要的,也只有在考慮聯(lián)立性的基礎(chǔ)上,才能夠更深層次地研究FD I對國民收入的影響。

表2 方程(1)、(2)、(3)的OLS回歸結(jié)果

五、結(jié)論和政策含義

與現(xiàn)有研究僅從單方面考察集聚對FD I空間區(qū)位選擇的影響不同,我們首先運用空間經(jīng)濟學(xué)的理論模型分析了集聚與FD I相互影響的內(nèi)在機制。在FC模型的框架下,由于假定資本的全部收益必須返回其母國消費,因而模型喪失了前后向關(guān)聯(lián)的累積因果循環(huán)效應(yīng),FD I導(dǎo)致了集聚,但FD I并不影響國民收入,因而集聚將很難進一步地吸引FD I的流入;但在FCVL模型中,由于加入了企業(yè)間的投入-產(chǎn)出關(guān)聯(lián)使模型具備了累積因果循環(huán)效應(yīng),FD I導(dǎo)致集聚,且增加國民收入,從而集聚將進一步地吸引FD I的流入。因而,國民收入是理解FD I與集聚互動機制的重要變量。而且,考察FD I、工業(yè)集聚與國民收入的關(guān)系可以從側(cè)面反映FD I與本土企業(yè)建立關(guān)聯(lián)的程度。

對中國省級工業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究表明,FD I沒有改善國民收入,工業(yè)集聚無法吸引FD I,因而可以大致判斷FD I與中國本土企業(yè)尚未建立緊密的關(guān)聯(lián)關(guān)系。實證研究還表明,中國的本地市場效應(yīng)明顯,更開放的市場、政策優(yōu)惠、較好的基礎(chǔ)設(shè)施都有助于吸引FD I;FD I在中國的發(fā)展有利于工業(yè)集聚;資源稟賦是決定國民收入的重要變量,工業(yè)集聚有利于國民收入的提高。

理論和實證研究的結(jié)論至少有以下幾點政策含義值得引起重視:

第一,確立以集聚為區(qū)位特征的第三代引資政策。在實行第一代引資政策時,各國只是簡單地將其FD I體制自由化,其中包括減少FD I進入的障礙,提高外國投資者的待遇標(biāo)準(zhǔn)并增強市場的功能;第二代引資政策,政府通過“推銷”自己的國家來積極爭取FD I,其典型就是建立國家投資促進機構(gòu);第三代引資政策則將一般性的FD I能動框架和吸引FD I的主動方法作為起點,然后根據(jù)本國發(fā)展的優(yōu)先順序,在行業(yè)層面和企業(yè)層面對外國投資者實行目標(biāo)定位。其目的是將一個國家不可移動的區(qū)位優(yōu)勢與企業(yè)可移動的競爭優(yōu)勢匹配起來,希望借此提升本國的區(qū)位優(yōu)勢。根據(jù)我們的研究結(jié)論,如果一國能夠根據(jù)本國的競爭優(yōu)勢,利用企業(yè)的自然集聚傾向培育特定的集聚并最終使其成為一種品牌,將能夠有助于吸引FD I。因此,要有效吸引 FD I,就越來越需要完善和“推銷”對特定行業(yè)中潛在投資者具有吸引力的特殊區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚。

第二,引資政策的重點應(yīng)是促進FD I與本土企業(yè)建立關(guān)聯(lián)。如果FD I不能與本土企業(yè)建立有效關(guān)聯(lián),則FD I將很難形成累積因果循環(huán)效應(yīng),從而FD I不能有效促進國民收入的增長,集聚因此很難進一步吸引FD I。而且,外資擴散知識和技術(shù)的重要渠道是它們與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)之間形成的后向關(guān)聯(lián)。這能夠促進充滿活力的國內(nèi)企業(yè)的成長,而國內(nèi)企業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的基石。因此,在優(yōu)惠政策依然是FD I區(qū)位選擇的重要參考因素時,應(yīng)將引資政策的重點放在促進FD I與本土企業(yè)建立有效關(guān)聯(lián)上。

第三,加強落后區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展很重要。落后區(qū)域由于經(jīng)濟發(fā)展、地理環(huán)境等方面的劣勢很難被FD I所青睞,但這并不意味著落后區(qū)域就不能夠發(fā)展。我們的實證研究表明,基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對于FD I的區(qū)位選擇很重要,因此加強落后區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)很有必要。

注釋:

①用一階滯后變量作為工具變量,則聯(lián)立方程模型估計的有效樣本期為1999～2007年?？紤]到此情況,前文的聯(lián)立性檢驗和后文的OLS回歸分析采用的樣本期也為1999～2007年,以保持全文分析樣本一致。

②據(jù)統(tǒng)計,截至2004年,我國累計實際利用外商直接投資5 621億美元,而在1990～2004年,在中國的境外投資者已匯出利潤約2 500億美元。由此基本可以判斷,外商投資企業(yè)的絕大部分利潤都被匯回母國了。參見周正平:《在華境外投資者14年匯出利潤約為2500億美元》,http://finance.people.com.cn/GB/42773/3823052.html.

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(責(zé)任編輯:陳敦賢)

F831.6

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1003-5230(2011)02-0061-07

2010-11-12

國家自然科學(xué)基金青年項目“HM E模型拓展構(gòu)造與中國貿(mào)易內(nèi)生增長的機制與路徑研究”(70903076);教育部人文社會科學(xué)青年基金項目“FD I、集聚與東道國利益”(08JC790102);湖北省教育廳人文社會科學(xué)項目“本地市場效應(yīng)與中國貿(mào)易發(fā)展模式轉(zhuǎn)變”中南財經(jīng)政法大學(xué)基本科研業(yè)務(wù)費青年教師資助項目“中國貿(mào)易發(fā)展模式轉(zhuǎn)型研究”(2010072)

易會文(1984—),女,湖北仙桃人,中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報編輯部編輯;

錢學(xué)鋒(1979—),男,安徽安慶人,中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院副教授;

劉建明(1979—),男,湖北漢川人,中南財經(jīng)政法大學(xué)組織人事部助理研究員。