外資集聚、技術(shù)創(chuàng)新與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長——基于省級面板數(shù)據(jù)的空間計(jì)量分析

張文武，熊 俊

（1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，江蘇 南京 210046；2.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093；3.江蘇經(jīng)貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 貿(mào)易金融學(xué)院，江蘇 南京 211168）

一、引 言

二、文獻(xiàn)綜述

自內(nèi)生增長理論產(chǎn)生以來，技術(shù)創(chuàng)新和知識溢出一直被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長動力的源泉。在開放條件下，國際資本的轉(zhuǎn)移和流動是獲得這一源泉的重要途徑，對于東道國而言，F(xiàn)DI及其產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新和知識溢出效應(yīng)將對該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的諸多方面產(chǎn)生重要的影響，收入分配和地區(qū)差距便是其中之一。

關(guān)于FDI作用于收入分配和地區(qū)差距影響導(dǎo)致的結(jié)果，學(xué)術(shù)界一直存在爭議，從現(xiàn)有的研究成果看，主要分為兩種認(rèn)識。一種觀點(diǎn)認(rèn)為FDI流入最終將導(dǎo)致地區(qū)差距的縮小，主要以現(xiàn)代化學(xué)派的庫茲涅茨“倒U形曲線”假說和Rodrik（1997）[2]的“供求論”為代表。前者認(rèn)為無論是內(nèi)資還是外資，都有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長并最終讓整個社會受益的作用。因此，即使外商直接投資最初只會促進(jìn)某些最主要或者享受其利益程度比較高的部門的增長，最終它還是會推動更加平衡的收入分配；后者則從供求的角度出發(fā)，認(rèn)為FDI增加了東道國的資本供給，會導(dǎo)致東道國資本所有者收入降低，同時(shí)與資本供給配套的勞動力的需求增加會提高勞動力的工資收入。因此，最終的結(jié)果是勞動者和資本所有者之間的收入差距會減小，尤其是對發(fā)展中國家而言，資本的最初所有者往往是富人階層，這種使收入不平等程度下降的影響就更加明顯。不過遺憾的是，后續(xù)的實(shí)證研究并沒有太多的觀點(diǎn)支持上述理論，更多的研究指向了另外一種認(rèn)識。

Aitken，Harrison和Lipsey（1996）對美國、墨西哥和委內(nèi)瑞拉的實(shí)證分析表明，外商直接投資提升了東道國人均工資基尼系數(shù)[3]；Feenstra和Hanson（1997）提出了外部采購理論，并利用墨西哥的數(shù)據(jù)證明FDI流入會引起東道國熟練勞動力需求的增加，從而導(dǎo)致熟練勞動力和非熟練勞動力之間收入差距的擴(kuò)大，兩者的研究均證明了FDI導(dǎo)致收入分配惡化的負(fù)面影響[4]。其他的學(xué)者利用不同區(qū)域的發(fā)展數(shù)據(jù)也得到了相似的結(jié)論，比如Sun（1998）利用中國的區(qū)域發(fā)展數(shù)據(jù)[5]，Haddad和Harrison（1993）針對摩洛哥制造業(yè)[6]，Aitken和Harrison（1999）選用委內(nèi)瑞拉制造業(yè)[7]，Choi Changkyu（2004）[8]采取119個國家的面板數(shù)據(jù)等分別采用不同的數(shù)據(jù)對FDI影響收入差距的結(jié)果進(jìn)行了研究，均證明FDI存在不利的影響。

近年來，針對我國地區(qū)收入差距不斷擴(kuò)大的現(xiàn)實(shí)問題，國內(nèi)的學(xué)者也對FDI的收入分配效應(yīng)進(jìn)行了大量研究，其中部分文獻(xiàn)從FDI地區(qū)分布及其技術(shù)溢出效應(yīng)差異的角度論證了其對地區(qū)差距的影響，得到了富有啟發(fā)性的結(jié)論。魏后凱（2002）從中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的二元性結(jié)構(gòu)出發(fā)，研究了外商直接投資的影響，認(rèn)為這種二元結(jié)構(gòu)的形成與外商投資分布的不平衡密切相關(guān)，并得出東西部差距地區(qū)之間GDP增長率的差異大約有90%是由外商投資引起的結(jié)論[9]。范言慧、段軍山（2003）同樣證明了外商直接投資對地區(qū)收入差距的拉大作用，F(xiàn)DI投資活躍的地區(qū)會通過外資部門溢出、產(chǎn)業(yè)鏈擴(kuò)張、資金吸引和貿(mào)易帶動等一系列效應(yīng)加快經(jīng)濟(jì)增長，拉大與外資稀少地區(qū)的差距，能夠較好地解釋東、中、西部地區(qū)和全國收入差距的擴(kuò)大[10]。武劍（2002）得到的結(jié)論則增加了對投資利用率的考察，他認(rèn)為，雖然FDI的區(qū)域分布能夠有效解釋各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不平衡狀況，但國內(nèi)投資的區(qū)域差距，特別是在投資效率上的顯著差別，也是造成區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距長期存在的主要因素[11]。宣燁、趙曙東（2005）利用要素價(jià)格函數(shù)模型和江蘇相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，分別對江蘇全省以及蘇南、蘇中和蘇北地區(qū)進(jìn)行主成分回歸分析，結(jié)果顯示，F(xiàn)DI區(qū)域分布不均衡是地區(qū)工資率差距擴(kuò)大的重要原因[12]。陳繼勇、盛楊懌（2008）在研究我國30個省份FDI知識溢出效應(yīng)時(shí)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對東部地區(qū)技術(shù)溢出效應(yīng)要遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，可以部分解釋我國地區(qū)差距的形成。戴楓（2009，2010）[13-14]分別從生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，要素稟賦的角度研究了FDI和地區(qū)收入差距的關(guān)系，在論證的過程中同樣發(fā)現(xiàn)FDI在不同區(qū)域作用的差異性，其中在東部地區(qū)貢獻(xiàn)最大，西部地區(qū)最小，中部地區(qū)存在不確定性。

FDI地區(qū)分布影響收入分配的研究思路越來越被學(xué)者們所重視，Krugman（1991）[15]將空間因素納入到主流經(jīng)濟(jì)分析框架創(chuàng)立的空間經(jīng)濟(jì)理論更是為未來的研究提供了理論基礎(chǔ)。Krugman（1999）證實(shí)了地區(qū)間產(chǎn)業(yè)分布差異（即產(chǎn)業(yè)集聚）源于要素流動、制造業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、收益遞增、廠商和消費(fèi)者的需求關(guān)聯(lián)效應(yīng)等特性而產(chǎn)生的循環(huán)累積效應(yīng)，其中FDI便是國際流動要素的典型代表[16]。Ottaviano（2001）把內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長引入到空間經(jīng)濟(jì)理論，在他們的模型（主要是全域溢出模型，簡稱GS模型）中，資本存量產(chǎn)生的溢出效應(yīng)影響新資本的形成，從而促進(jìn)未來經(jīng)濟(jì)的增長[17]；Forslid和Ottaviano（2003）建立了資本存量溢出效應(yīng)的LS模型（也稱為局部溢出模型）進(jìn)一步把資本的溢出效應(yīng)和空間結(jié)合起來，分析了溢出效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)活動空間分布的影響及對內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長率的影響[18]。在投資溢出影響地區(qū)增長的研究方面，空間經(jīng)濟(jì)理論實(shí)際上考慮了貿(mào)易和投資的綜合，為對外直接投資區(qū)位分布和影響機(jī)制等研究開辟了更廣闊的思路。

以上述研究為基礎(chǔ)，筆者借鑒FDI區(qū)位分布及其空間效應(yīng)影響地區(qū)收入差距的分析思路，采用我國1995-2011年30個省市的面板數(shù)據(jù)，從外資集聚、技術(shù)創(chuàng)新的角度研究中國地區(qū)收入差距的變化。相對以往的文獻(xiàn)，本文從以下幾個方面進(jìn)行了嘗試：①采用空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的計(jì)量分析方法，考察FDI集聚效應(yīng)、技術(shù)創(chuàng)新集聚效應(yīng)，并結(jié)合其他因素進(jìn)行實(shí)證研究；②將FDI的空間效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)同時(shí)納入經(jīng)驗(yàn)分析的框架，有利于研究FDI影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)途徑。

三、模型設(shè)定、變量與數(shù)據(jù)處理

FDI對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的主要機(jī)制主要依賴于資本積累的內(nèi)生效應(yīng)，在內(nèi)生增長模型中，包括FDI在內(nèi)的資本投入具有規(guī)模收益遞增的特征，隨著資本的增加，溢出效應(yīng)加強(qiáng)，生產(chǎn)者更易于創(chuàng)造新的知識和技術(shù)。無論是短期還是長期的外來資本投入，其相應(yīng)的知識溢出或外部性都將改變地區(qū)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生增長率。知識和技術(shù)的溢出強(qiáng)度會隨著距離逐漸衰減，因此溢出效應(yīng)具有部分的本地化特征，而這種本地化的外部性將產(chǎn)生地區(qū)經(jīng)濟(jì)的集聚力。也即是當(dāng)?shù)貐^(qū)資本存量具有較大差異時(shí)，導(dǎo)致的直接結(jié)果便是經(jīng)濟(jì)收入的地區(qū)差距。所以在本文的實(shí)證研究主要從兩個方面展開，首先我們分析FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)，主要關(guān)注FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間依賴性和空間集聚性，以考察我國FDI和技術(shù)創(chuàng)新的外部性和溢出效應(yīng)；其次，利用中國發(fā)展過程對外開放與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，估計(jì)分析FDI、技術(shù)創(chuàng)新對地區(qū)收入的貢獻(xiàn)，以解釋地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和收入差距。

在任課老師的指導(dǎo)下，進(jìn)行小組討論，討論的話題是《日語和中文哪個語言更有可能成為世界性語言》。同學(xué)們從各個不同角度發(fā)表了自己的看法。比如有人認(rèn)為日語學(xué)習(xí)相對簡單，而中文比較難。從這個來看會影響中文的普及。還有同學(xué)認(rèn)為日本的經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，屬于發(fā)達(dá)國家，這也有利于日語在國外的普及。還有人認(rèn)為日本這個民族不僅善于學(xué)習(xí)，還很會進(jìn)行文化輸出，比如日本的漫畫等在世界上很受歡迎，也有利于日語的學(xué)習(xí)和普及。同學(xué)們還在此基礎(chǔ)上，分析認(rèn)為中國文化和中文要更好地走出去，還需要好好探討文化輸出的問題，也就是說如何更好地輸出中國文化，有人認(rèn)為孔子學(xué)院是一個很好的舉措，也有人認(rèn)為可以學(xué)習(xí)借鑒日本和美國的做法。

（一）模型設(shè)定與變量

基于上述兩方面的考慮和研究目標(biāo)，本文采用既側(cè)重研究截面數(shù)據(jù)（Cross-section Data）和面板數(shù)據(jù)（Panel Data），又擅長處理空間相互作用和空間結(jié)構(gòu)問題的空間計(jì)量方法（Anselin，1988）[19]進(jìn)行實(shí)證研究?？臻g計(jì)量模型有多種（Anselin，2001）[20]，本文主要建立能夠反映空間相關(guān)性和空間差異性的空間常系數(shù)模型，主要包括兩種——空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）和空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）?？臻g滯后模型主要是探討各變量在某一地區(qū)是否存在溢出效應(yīng)，并研究地區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生的影響，其主要形式為：

其中，y代表因變量，X為自變量矩陣，ρ為空間相關(guān)變量，W為空間權(quán)值矩陣，一般用n×n的鄰接矩陣表示，Wy則表示空間滯后項(xiàng)，ε代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

因此，為了研究FDI、技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)及其對收入差距的影響，分別建立如下SLM模型：

空間誤差模型用以度量鄰接地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀察值的影響程度，也即考察區(qū)域經(jīng)濟(jì)因素發(fā)生變化對相鄰區(qū)域的溢出效應(yīng)。SEM模型的主要形式為：

λ為空間誤差系數(shù)，衡量樣本觀察值中的空間依賴作用，為n×1的矩陣向量，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文的SEM模型如下：

T為技術(shù)創(chuàng)新，以年度十萬人專利授權(quán)數(shù)為指標(biāo)；FDI代表年度對外直接投資流入額（以萬元計(jì)），F(xiàn)DI_S代表對外直接投資存量（以萬元計(jì)），T_S為技術(shù)創(chuàng)新存量（年末累計(jì)總數(shù)）；RGDP為年度人均GDP（元），W為空間權(quán)值矩陣，基本構(gòu)成為：

其中，dij代表雙邊距離，dmin代表所有雙邊距離中最小的一個。本文選取區(qū)域范圍是全國31個省份，dij采用省會城市間的直線距離（千米）。

（二）數(shù)據(jù)處理

本文選取變量的年份跨度為1995-2011年，人均收入、技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；各省市FDI數(shù)據(jù)來源于CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，鑒于數(shù)據(jù)的可得性和完整性，以上各項(xiàng)均取除西藏地區(qū)以外的中國內(nèi)地30個省市作為觀察樣本。為了保證數(shù)據(jù)的一致性和準(zhǔn)確性，我們對統(tǒng)計(jì)口徑不一致的數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，并與《新中國55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》進(jìn)行了分析對比，并利用中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和wind在線數(shù)據(jù)庫對缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充修正，盡可能使數(shù)據(jù)可靠。由于本文研究了各省市之間的空間相關(guān)性，需要用到個省會城市的直線距離，雙邊距離dij的數(shù)據(jù)來源于地理信息系統(tǒng)（GIS）數(shù)據(jù)庫。以上變量在模型估計(jì)階段均采用對數(shù)化指標(biāo)，一方面可以減少數(shù)據(jù)中的異常點(diǎn)，同時(shí)還可以避免數(shù)據(jù)殘差的非正態(tài)分布和異方差現(xiàn)象。

四、模型估計(jì)與結(jié)果分析

根據(jù)空間統(tǒng)計(jì)和空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的原理和方法，進(jìn)行空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析的基本思路應(yīng)該是，首先進(jìn)行因變量（被解釋變量）的空間自相關(guān)性檢驗(yàn)，一般采用空間統(tǒng)計(jì)分析Moran I指數(shù)法，觀察被解釋變量的空間依賴程度和溢出效應(yīng)；然后空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論方法支持下進(jìn)行空間計(jì)量模型的參數(shù)估計(jì)分析（吳玉鳴，2006）[21]。

（一）FDI、技術(shù)創(chuàng)新的空間自相關(guān)檢驗(yàn)

區(qū)域空間相關(guān)性或稱為空間依賴性用以衡量某種經(jīng)濟(jì)行為與區(qū)位之間的一致性，當(dāng)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)行為變量觀察值在空間上具有集聚傾向時(shí)為正的空間相關(guān)性，而當(dāng)?shù)乩韰^(qū)域間表現(xiàn)出不同的經(jīng)濟(jì)行為分布時(shí)則為負(fù)的空間自相關(guān)。在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上空間相關(guān)性就表現(xiàn)為地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)活動的溢出效應(yīng)和集聚效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)變量空間自相關(guān)檢驗(yàn)在空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中常用MoranI（1950）［22］提出的MoranI指數(shù)，該指數(shù)定義為：

圖1 中國FDI和技術(shù)創(chuàng)新1991-2011年Moran I指數(shù)及其變動

圖1顯示了1995-2011年我國FDI和技術(shù)創(chuàng)新MoranI指數(shù)及其變化趨勢，由FDI和技術(shù)創(chuàng)新空間相關(guān)性的數(shù)據(jù)和趨勢圖，說明我國省域FDI和技術(shù)創(chuàng)新均具有明顯的空間正相關(guān)關(guān)系，呈現(xiàn)較強(qiáng)的空間集聚性。由FDI的狀況看，從1999年開始，F(xiàn)DI各年MoranI指數(shù)均大于0，且都通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明我國各省份FDI的空間分布并非獨(dú)立，而是相似地區(qū)分布的空間集聚，即FDI分布多的省份和多的省份靠近，F(xiàn)DI少的省份和少的省份相鄰。FDI這種空間集聚性間接的反映了我國FDI地區(qū)分布的不均衡性。本文MoranI指數(shù)的結(jié)果和國內(nèi)外其他學(xué)者的研究基本一致（謝杰，劉任余，2011；姚奕，倪勤，2011，等）[23-24]。我國技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)得更加明顯，從1995年開始，技術(shù)創(chuàng)新MoranI指數(shù)每年均為正值且逐年增加，反映出我國各省份技術(shù)創(chuàng)新之間逐漸增強(qiáng)的知識溢出依賴。將技術(shù)創(chuàng)新和FDI的MoranI指數(shù)變化趨勢進(jìn)行比較，我們可以發(fā)現(xiàn)兩者存在一定的相似規(guī)律。那么，F(xiàn)DI和技術(shù)創(chuàng)新相互影響的作用究竟如何，并對地區(qū)收入產(chǎn)生何種影響就需要依據(jù)前文設(shè)定的空間模型進(jìn)行實(shí)證估計(jì)和檢驗(yàn)。

（二）空間模型計(jì)量策略

各地區(qū)之間的FDI和技術(shù)創(chuàng)新具有空間依賴性，因此采用已建立的空間模型檢驗(yàn)FDI、技術(shù)創(chuàng)新和收入差距之間的關(guān)系，以此來考察FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚對地區(qū)收入的貢獻(xiàn)，得到收入差距變化的相關(guān)結(jié)論。在計(jì)量策略方面，本文根據(jù)所掌握的數(shù)據(jù)和研究的需要進(jìn)行了如下設(shè)定：

（1）空間模型的估計(jì)常用的有最小二乘（OLS）估計(jì)和極大似然估計(jì)兩種方法，由于存在空間效應(yīng)，普通OLS方法估計(jì)空間滯后模型是無偏的，但不具有效性；估計(jì)空間滯后模型不僅是有偏的，而且是不一致的。因此OLS方法并不適用，我們選擇能夠克服上述問題的極大似然方法進(jìn)行模型估計(jì)。

（2）本文選取的樣本數(shù)據(jù)涉及中國30個省市，時(shí)間跨度為1995-2011年，需要考慮空間面板模型適用的類型。根據(jù)研究的不同，當(dāng)個體成員單位是隨機(jī)抽自一個大的總體時(shí)，固定效應(yīng)模型適用于抽到的個體成員。在這種情形下，如果僅對樣本自身進(jìn)行分析，選用固定效應(yīng)模型是合適的。但想以樣本結(jié)果對總體進(jìn)行分析，隨機(jī)效應(yīng)合適（Bode，2004）[25]。我們將分別給出樣本隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，以全面比較和觀察樣本所顯示的回歸關(guān)系。

（3）由于模型估計(jì)過程中采用了相對固定的雙邊距離作為變量，因此在固定效應(yīng)模型回歸過程中需要把距離變量排除在外，避免模型多重共線性的產(chǎn)生。另外模型中變量的設(shè)置只考慮本文研究的主要對象，并非不考慮其他因素的影響，所產(chǎn)生的誤差包含在擾動項(xiàng)中。

（三）結(jié)果分析

在不包含距離的固定效應(yīng)SLM模型和SEM中模型中（結(jié)果見表1），外商直接投資存量（FDI_S）和技術(shù)創(chuàng)新存量（T_S）的系數(shù)顯著，說明FDI和技術(shù)創(chuàng)新存在集聚效應(yīng)和循環(huán)累積效應(yīng)，地區(qū)外商直接投資的規(guī)模和技術(shù)創(chuàng)新積累對未來的資本流入、技術(shù)創(chuàng)新具有決定性的促進(jìn)作用。技術(shù)創(chuàng)新模型中的FDI顯著說明外商直接投資越多，技術(shù)創(chuàng)新就越多，代表FDI在我國具有明顯的知識溢出效應(yīng)，可以看出FDI對區(qū)域技術(shù)進(jìn)步確實(shí)存在正向外部性。值得注意的是FDI模型中的技術(shù)創(chuàng)新T系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)?shù)丶夹g(shù)創(chuàng)新對FDI的效應(yīng)就并非是完全的正向影響，甚至還可能產(chǎn)生逆向效應(yīng)。主要原因可能在于我國現(xiàn)階段FDI的流入主要集中于勞動密集型、技術(shù)水平較低的相關(guān)產(chǎn)業(yè)，當(dāng)“以市場換技術(shù)”的進(jìn)程推進(jìn)相對順利，F(xiàn)DI的引入規(guī)模和意愿可能會有所降低。另外，我國FDI的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)主要還是通過貿(mào)易擴(kuò)大引致的進(jìn)口增加傳遞的，東道地區(qū)技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)率上升將部分替代FDI的知識溢出效應(yīng)。FDI的空間滯后系數(shù)為負(fù)，說明各地區(qū)投資仍然存在競爭效應(yīng)，空間誤差系數(shù)顯著為正也印證了FDI在區(qū)域的空間溢出和空間集聚效應(yīng)。

表1 中國1995-2011年固定效應(yīng)空間面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

在對人均收入的空間模型中，F(xiàn)DI和技術(shù)創(chuàng)新的空間滯后系數(shù)均顯著為正，說明FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)對地區(qū)收入具有積極的促進(jìn)作用，空間誤差模型的系數(shù)顯著為負(fù)，表示我國地區(qū)收入之間并不存在互補(bǔ)性，而是競爭性的關(guān)系，以上結(jié)果地說明了我國改革開放以后引入FDI的兩方面作用。一方面，對外開放和外資引進(jìn)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入的提高發(fā)做出了重要貢獻(xiàn)，F(xiàn)DI通過技術(shù)創(chuàng)新、貿(mào)易拉動和市場擴(kuò)大等效應(yīng)為我國經(jīng)濟(jì)騰飛提供了巨大的動力；另一方面，F(xiàn)DI的區(qū)域分布不均衡性導(dǎo)致了地區(qū)收入差距的擴(kuò)大。FDI空間集聚度在1998年以后一直持續(xù)上升，尤其是2001年我國加入WTO以后該趨勢更加明顯（見圖1），F(xiàn)DI的空間分布不均衡加劇了資本和要素的地區(qū)差異，逐漸拉大地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距。

在引入雙邊距離的隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果中（見表2），空間滯后模型的系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，且空間權(quán)值矩陣項(xiàng)系數(shù)均為正，說明在我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，F(xiàn)DI、技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)收入之間的相互影響關(guān)系仍然受距離的影響，印證了前文對鄰近的省份和區(qū)域之間具有較強(qiáng)的空間關(guān)聯(lián)性的論述。同時(shí)也說明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域化、地方化和集群化特征具有一定的合理性，我國未來的開放格局和發(fā)展規(guī)劃會在相當(dāng)長的時(shí)期內(nèi)實(shí)行重點(diǎn)經(jīng)濟(jì)區(qū)開發(fā)的國家戰(zhàn)略。隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型結(jié)果基本相似，投資和技術(shù)創(chuàng)新存量（FDI_S、T_S）對地區(qū)人均收入具有顯著的正向作用，以人均收入為因變量的FDI、技術(shù)創(chuàng)新系數(shù)也都通過了顯著性檢驗(yàn)，且對人均收入有正向的促進(jìn)作用，上述比較的結(jié)果說明本文的估計(jì)結(jié)果具有相當(dāng)程度的穩(wěn)健性。不過要說明的是，雖然兩種形式模型的結(jié)果顯示出了相似的經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系，但從Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和調(diào)整R2的比較看，隨機(jī)效應(yīng)的結(jié)果要優(yōu)于固定效應(yīng)。

表2 中國1995-2011年隨機(jī)效應(yīng)空間面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

五、簡要結(jié)論和啟示

筆者以空間計(jì)量模型為基礎(chǔ)，對FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)及其對地區(qū)收入的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，并以此考察FDI、技術(shù)創(chuàng)新與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。通過中國跨年度的省級數(shù)據(jù)分析，我們的發(fā)現(xiàn)主要是：①我國FDI和技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的空間集聚效應(yīng)和循環(huán)累積效應(yīng)，地區(qū)外商直接投資的規(guī)模和技術(shù)創(chuàng)新積累對未來的資本流入、技術(shù)創(chuàng)新具有決定性的促進(jìn)作用；②FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有積極的促進(jìn)作用，我國地區(qū)之間的FDI和技術(shù)創(chuàng)新并不存在互補(bǔ)性，而是競爭關(guān)系，F(xiàn)DI和技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域分布的空間集聚在一定程度上引起了地區(qū)收入差距的擴(kuò)大；③在我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，F(xiàn)DI、技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的相互影響關(guān)系仍然受地理距離的影響，臨近區(qū)域的空間溢出和空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)比較明顯，這可以部分的解釋我國不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域之間發(fā)展差距的形成和擴(kuò)大。

中央政府一直在進(jìn)行著投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化、推動技術(shù)創(chuàng)新和促進(jìn)地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的努力，對FDI、技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)收入差距關(guān)系的研究可以作為政策制定和調(diào)整的參考依據(jù)。本文的政策啟示主要體現(xiàn)為FDI和技術(shù)創(chuàng)新的外部性有效利用對產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移和地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的積極影響方面。在現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，政府應(yīng)該充分重視并有效利用FDI、技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚和空間溢出效應(yīng)，加強(qiáng)和完善跨區(qū)域合作機(jī)制，促進(jìn)要素流動，有利于實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移。國家應(yīng)該鼓勵外資向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，發(fā)揮東部地區(qū)對鄰近區(qū)域的溢出效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，不僅有利于中西部地區(qū)創(chuàng)新能力和人均收入的提高，而且可以最大限度地縮小其與東部發(fā)達(dá)地區(qū)的收入差距。事實(shí)上，近年來，由于東部地區(qū)勞動、環(huán)境等成本上升，已經(jīng)開始出現(xiàn)外資和產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象，中西部地區(qū)的政府也積極地制定相應(yīng)的優(yōu)惠措施吸引外資和企業(yè)的進(jìn)入。

[1]陳繼勇，盛楊懌.外商直接投資的知識溢出與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（2）：39-49.

[2]Dani Rodrik.Has globalization gone too far?[M].Washington DC：Peterson Institute Press，1997.

[3]Aitken，Harrison，Lipsey.Wages and foreign ownership A comparative study of Mexico，Venezuela，and the United States[J].Journal of International Economics，1996，40（3/4）：345-371.

[4]Robert C?Feenstra，Gordon Hanson.Foreign direct investment and relative wages：Evidence from Mexico′s maquiladoras[J].Journal of International Economics，1997，42（3/4）：371-393.

[5]H Sun.Macroeconomic impact of direct foreign investment in China：1979-96[J].The World Economy，1998，21（5）：675-694.

[6]Mona?Haddad，Ann?Harrison.Are there positive spillovers from direct foreign investment?Evidence from panel data for Morocco[J].Journal of Development Economics，1993，42（1）：51-74.

[7]Brian J Aitken，Ann E Harrison.Do domestic firms benefit from direct foreign investment?Evidence from Venezuela[J].The American Economic Review，1999，89（3）：605-618.

[8]Choi Changkyu.Foreingn direct investment and income convergence[J].Applied Economics，2004，36（10）：1045-1049.

[9]魏后凱.外商直接投資對中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002（4）：19-26，92-93.

[10]范言慧，段軍山.外商直接投資與中國居民的收入分配[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2003（2）：102-106.

[11]武劍.外國直接投資的區(qū)域分布及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002（4）：27-35，93.

[12]宣燁，趙曙東.外商直接投資的工資效應(yīng)分析——以江蘇為對象的實(shí)證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2005（1）：72-78.

[13]戴楓，趙曙東.生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)FDI與東道國工資差距：理論與實(shí)證[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2009（4）：57-62.

[14]戴楓.要素稟賦框架下的FDI與我國地區(qū)收入差距分析——基于動態(tài)面板模型的GMM檢驗(yàn)[J].國際貿(mào)易問題，2010（5）：79-87.

[15]Krugman.Geography and Trade[M].Cambridge Ma：MIT Press，1991.

[16]M Fujita，P Krugman，A J Venables.The Spatial Economy：Cities，Regions，and International Trade[M].Cambridge：The MIT Press，1999.

[17]Ottaviano G I P.Monopolistic competition，trade and endogenous spatial fluctuations[J].Regional science&Urban Economics，2001，31（1）：51-57.

[18]Forslid R，G Ottaviano.An Analytically Solvable Core-periphery Model[J].Journal of Economic Geography，2003，3（3）：229-240.

[19]L Anselin.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht（Netherlands）：Kluwer Academic Publishers，1988.

[20]L Anselin.Rao′s score test in spatial econometrics[J].Journal of Statistical Planning and Inference，2001，97（1）：113-139.

[21]吳玉鳴.空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型在省域研發(fā)與創(chuàng)新中的應(yīng)用研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006（5）：74-85，130.

[22]Moran.Notes on continuous stochastic phenomena[J].Biometrika，1950，37（1/2）：17-23.

[23]謝杰，劉任余.基于空間視角的中國對外直接投資的影響因素與貿(mào)易效應(yīng)研究[J].國際貿(mào)易問題，2011（6）：66-74.

[24]姚奕，倪勤.中國地區(qū)碳強(qiáng)度與FDI的空間計(jì)量分析——基于空間面板模型的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)地理，2011（9）：1432-1438.

[25]Bode E.The spatial pattern of localized R&D spillovers：an empirical investigation for Germany[J].Journal of Economic Geography，2004（4）：43-64.