FDI溢出效應(yīng)、市場(chǎng)潛力與經(jīng)濟(jì)增長
——基于西部地區(qū)2014年截面數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

李華敏，岳星星

(陜西師范大學(xué) 國際商學(xué)院，陜西 西安 710119)

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FDI溢出效應(yīng)、市場(chǎng)潛力與經(jīng)濟(jì)增長
——基于西部地區(qū)2014年截面數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

李華敏，岳星星

(陜西師范大學(xué) 國際商學(xué)院，陜西 西安 710119)

本文從實(shí)證角度出發(fā)，對(duì)西部地區(qū)各省份的生產(chǎn)總值和實(shí)際利用外資額之間關(guān)系進(jìn)行分析，進(jìn)一步明確外資對(duì)于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用。通過對(duì)外資利用額和FDI各潛在溢出效應(yīng)維度回歸，明確西部地區(qū)外商直接投資溢出效應(yīng)的存在性，實(shí)證結(jié)果表明西部各省外商直接投資溢出效應(yīng)顯著。也驗(yàn)證了地區(qū)產(chǎn)值、外商直接投資額兩者對(duì)TFP的貢獻(xiàn)率，在此基礎(chǔ)上，加入市場(chǎng)潛力的代理變量(外商直接投資績效指數(shù))進(jìn)行分析，研究結(jié)果顯示，市場(chǎng)潛力對(duì)FDI和全要素增長率之間關(guān)系有顯著的促進(jìn)作用。

市場(chǎng)潛力；外商直接投資；溢出效應(yīng)

在當(dāng)今世界，經(jīng)濟(jì)全球化已是不可逆轉(zhuǎn)的趨勢(shì)。隨著雙邊貿(mào)易和多邊貿(mào)易的不斷發(fā)展，國際資本的流動(dòng)性加快，世界各國經(jīng)濟(jì)聯(lián)系加強(qiáng)。FDI作為進(jìn)入一國市場(chǎng)的主要方式和渠道，對(duì)東道國的經(jīng)濟(jì)有著日益突出的作用。隨著我國進(jìn)入經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新階段、新常態(tài)，伴隨著這一階段，經(jīng)濟(jì)增速會(huì)向中高速轉(zhuǎn)變，與此同時(shí)也將使得經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，實(shí)現(xiàn)從要素驅(qū)動(dòng)、投資驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的轉(zhuǎn)換。在此過程中，西部地區(qū)如能抓住這一機(jī)會(huì)，必將迎來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全新面貌。

對(duì)比東部地區(qū)，西部地區(qū)利用外資能力明顯不足，在數(shù)量和質(zhì)量上都有很大差距。2014年西部地區(qū)實(shí)際使用外資661.6億元人民幣(折合107.8億美元)，同比增長1.6%，實(shí)際利用外資占比9%，占比繼續(xù)提升，但與東部地區(qū)相比差距明顯較大。在“一帶一路”戰(zhàn)略的推動(dòng)下，外資將會(huì)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，并且隨著東中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，西部地區(qū)利用外商投資規(guī)模將會(huì)得到明顯擴(kuò)大，在全國利用外資的占比也將有所提高。但現(xiàn)如今西部地區(qū)在引資過程中仍存在一些問題，如引資質(zhì)量差，成本高，結(jié)構(gòu)不合理以及所帶來的環(huán)境問題。

當(dāng)前經(jīng)濟(jì)新常態(tài)大背景下，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革不斷深入，各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)決策逐漸轉(zhuǎn)向由市場(chǎng)決定價(jià)格的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行基本規(guī)律。在外資進(jìn)入一國(或地區(qū))后，內(nèi)資企業(yè)能否有效地利用FDI所帶來的知識(shí)、技術(shù)、經(jīng)濟(jì)等溢出效應(yīng)成為學(xué)界研究的重點(diǎn)問題。而外資企業(yè)在給當(dāng)?shù)貛砑夹g(shù)的同時(shí)，也會(huì)與本土企業(yè)進(jìn)行市場(chǎng)、資源等方面的競(jìng)爭(zhēng)，西部地區(qū)在吸引外資時(shí)對(duì)地區(qū)內(nèi)企業(yè)到底是產(chǎn)生擠出效應(yīng)還是溢出效應(yīng)有必要去進(jìn)行研究。本文將從市場(chǎng)潛力視角出發(fā)，探究西部地區(qū)FDI溢出效應(yīng)是否存在，以及市場(chǎng)潛力是否會(huì)影響FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮。

一、 研究綜述

FDI溢出效應(yīng)是MacDougall在1960年提出的。基于FDI溢出效應(yīng)的研究，已有國內(nèi)外學(xué)者從技術(shù)溢出、知識(shí)溢出和人力資本溢出方面對(duì)外直接投資進(jìn)行了深入的分析，闡述FDI溢出效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用。

對(duì)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。國外有學(xué)者認(rèn)為外資對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用,諸如Liu(2000),Dimelis(2006)。但也有國外學(xué)者Harrison(1993)得出與之相反的結(jié)論，認(rèn)為技術(shù)溢出會(huì)產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)[1]。對(duì)于FDI技術(shù)溢出是否存在其產(chǎn)生的條件或門檻也給出了證明，一國人力資本本身的存量會(huì)影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮(Nelson和Phelps，1966；Benhabib和Spiegel，1994)。國內(nèi)學(xué)者在這一方面的研究也有豐富的研究成果。周春應(yīng)(2009)基于母國吸收能力視角，利用我國1991 - 2007年相關(guān)數(shù)據(jù)，考察了我國對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[2]。季穎穎、郭琪等(2014)利用2003-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，以通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)和其他電子設(shè)備制造業(yè)為例，對(duì)城市面板數(shù)據(jù)建立門檻回歸模型，研究FDI技術(shù)溢出效應(yīng)隨時(shí)間變化的動(dòng)態(tài)過程[3]。唐勇等人(2013)選取2000 - 2011年中國四大經(jīng)濟(jì)區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，探討了利用FDI對(duì)我國自主創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生技術(shù)外溢正效應(yīng)的條件及效果[4]。而周群、王大勇(2007)實(shí)證分析了在不考慮人力資本外溢的條件下，對(duì)人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了測(cè)算[5]。許簫迪、王子龍等(2007)通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，分析不同影響因子間知識(shí)溢出效應(yīng)的差異，測(cè)度影響因子與知識(shí)溢出效應(yīng)的關(guān)聯(lián)度和有效性[6]。汪輝平、王增濤等(2016)采用1999- 2013年中國省際面板數(shù)據(jù)和空間杜賓模型，就知識(shí)資本的空間溢出效應(yīng)對(duì)中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行研究[7]。汪輝平等人(2016)采用1999-2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，測(cè)算了中國工業(yè)TFP并構(gòu)建空間杜賓模型，就FDI的空間溢出效應(yīng)對(duì)工業(yè)TFP的影響進(jìn)行研究。其研究結(jié)果表明:FDI確實(shí)存在顯著的空間溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI與本地區(qū)及相鄰地區(qū)的TFP、技術(shù)進(jìn)步顯著正相關(guān)，且間接效應(yīng)遠(yuǎn)大于直接效應(yīng)；FDI與本地區(qū)技術(shù)效率改進(jìn)顯著正相關(guān)，與相鄰地區(qū)技術(shù)效率改進(jìn)負(fù)相關(guān)，且間接效應(yīng)遠(yuǎn)小于直接效應(yīng)[8]。王利曉、惠寧(2016)基于8個(gè)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)對(duì)中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)溢出效應(yīng)進(jìn)行深入分析，指出FIJI產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)溢出對(duì)整個(gè)產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用不明顯，外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)存在顯著的正“溢出效應(yīng)”和負(fù)“資本效應(yīng)”[9]。

對(duì)于市場(chǎng)潛力是否會(huì)影響外資的區(qū)位選擇，學(xué)界也給出了肯定答案。Amiti和Javorcik (2008)[10]，何興強(qiáng)和王麗霞(2008)等均發(fā)現(xiàn)了市場(chǎng)潛力對(duì)吸引外國企業(yè)投資具有正向影響作用[11]。周犀行、歐陽溥蔓(2013)運(yùn)用1996-2008年全國276個(gè)地級(jí)及以上城市和39個(gè)我國主要貿(mào)易伙伴的面板數(shù)據(jù)，通過估計(jì)固定效應(yīng)模型，研究了我國城市面對(duì)的市場(chǎng)潛力對(duì)在華FDI區(qū)位選擇的影響[12]。

縱觀國內(nèi)學(xué)者對(duì)FDI的研究，學(xué)者們基于不同視角對(duì)我國利用外資情況予以分析。西部地區(qū)由于地處內(nèi)陸，吸引外資的能力遠(yuǎn)不及東中部地區(qū)，本文將從市場(chǎng)潛力角度，結(jié)合當(dāng)前國家宏觀戰(zhàn)略深入研究西部地區(qū)FDI溢出效應(yīng)，以期對(duì)西部地區(qū)在今后的招商引資工作提供借鑒。

二、 西部地區(qū)利用外商投資現(xiàn)狀分析

隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略的不斷深入發(fā)展，西部地區(qū)各省份利用外資有了顯著的提高，經(jīng)濟(jì)也得以發(fā)展。西部地區(qū)生產(chǎn)總值(138099.3億元)占國民生產(chǎn)總值(635910億元)的21.72%，占比明顯提高。2014年西部各省生產(chǎn)總值、人均生產(chǎn)總值相較于2013年均有不同程度的增長，且西部地區(qū)大部分省份與同期全國平均水平(7.4%、7.69%)相比基本持平或高于平均水平。這也說明了西部地區(qū)未來發(fā)展增長潛力巨大，加上國家政策對(duì)西部地區(qū)發(fā)展的傾斜，“一帶一路”國家戰(zhàn)略的不斷深化必將給西部地區(qū)帶來發(fā)展機(jī)會(huì)。

與此同時(shí)西部地區(qū)利用外資數(shù)量也有了很大提高，2014年西部十二省份實(shí)際利用投資總額達(dá)1363.05億元，約占全國整體利用外資的18.54%，這一比重與東中部地區(qū)相比還是有很大差距，西部地區(qū)利用外資水平還有待提高。

近些年來西部地區(qū)利用外商投資取得了較大的成就。受到地區(qū)自身地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、要素資源差異以及政府政策的影響，就目前來說，還存在以下問題。

一是總體規(guī)模小，與東中部地區(qū)差距較大。西部地區(qū)由于地處內(nèi)陸，一直以來外商投資規(guī)模都處于全國平均水平之下。 實(shí)施西部開發(fā)戰(zhàn)略以來，利用外資規(guī)模雖有所增長，但仍不盡如人意，與預(yù)期差距明顯。

二是西部地區(qū)利用外資所付出的成本高且質(zhì)量差，跨國企業(yè)的大型項(xiàng)目少，主要集中在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，一些小項(xiàng)目，沒有發(fā)揮外資對(duì)吸收國外先進(jìn)技術(shù)、創(chuàng)新能力提升等的作用。就西部地區(qū)本身來說，也存在外資分布不均的問題，2014年，西部地區(qū)利用FDI最多的省份依次為：重慶、內(nèi)蒙古、貴州。而相比之下，西藏、青海、寧夏實(shí)際利用外資較少。

三是整個(gè)西部地區(qū)利用FDI的效益水平低，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率低，西部外商投資企業(yè)對(duì)出口的貢獻(xiàn)率較低。西部地區(qū)引資其行政氣息濃厚，政府引資目的在很大程度上與其政績壓力掛鉤，各種優(yōu)惠的引資條件導(dǎo)致了引資成本過高，尤其是以土地資源的優(yōu)惠政策突出，盲目引資不僅成本高而且效益低。

三、市場(chǎng)潛力對(duì)FDI溢出效應(yīng)的實(shí)證分析

本文實(shí)證部分將分為三步進(jìn)行。(1)對(duì)西部地區(qū)生產(chǎn)總值與實(shí)際利用外資額進(jìn)行回歸，明確外資對(duì)地區(qū)產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率；(2)對(duì)外商直接投資和溢出效應(yīng)之間進(jìn)行回歸分析，以檢驗(yàn)FDI的溢出效應(yīng)；(3)采用市場(chǎng)潛力的代理變量—外商直接投資績效指數(shù)來探析市場(chǎng)潛力對(duì)FDI溢出效應(yīng)發(fā)揮是否存在促進(jìn)作用。

對(duì)于FDI溢出效應(yīng)(包括知識(shí)溢出、技術(shù)溢出和人力資本溢出)的度量，本文給出了選擇依據(jù)。對(duì)知識(shí)溢出進(jìn)行研究時(shí)，最佳的衡量變量就是創(chuàng)新產(chǎn)出。大多數(shù)學(xué)者在此采用專利這一指標(biāo)，但由于專利申請(qǐng)之后各項(xiàng)審批均需要一定的時(shí)間，存在一定的滯后期，而且很容易都受到人為或制度等因素的影響，因而本文采取專利申請(qǐng)受理量(PAT)來表示創(chuàng)新產(chǎn)出和知識(shí)溢出。創(chuàng)新產(chǎn)出也需要投入，使用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)作為創(chuàng)新產(chǎn)出或知識(shí)溢出的投入變量。由于技術(shù)存在擴(kuò)散性，選取技術(shù)市場(chǎng)成交份額來代表技術(shù)溢出。與此同時(shí)，以地區(qū)高等院校畢業(yè)生人數(shù)來表示人力資本溢出，如下頁表1所示。

聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議在2001年《世界投資報(bào)告》中首次引入利用外商直接投資指數(shù)(Inward FD1 Index }概念來評(píng)價(jià)各經(jīng)濟(jì)體在利用外商直接投資方取的成功度。本文采用柳德榮(2005)提出的外商直接投資潛力指數(shù)影響變量，GDP增長率、人均GDP、出口占GDP的份額、基礎(chǔ)設(shè)施綜合得分、人均用電量、研發(fā)費(fèi)占國內(nèi)生產(chǎn)總值份額、高校在冊(cè)學(xué)生占人口份額[11]。將7個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)化后得分的非加權(quán)平均值作為外商投資績效指數(shù)，因而西部地區(qū)各省份市場(chǎng)潛力指數(shù)見下頁表2。

在此對(duì)各變量取對(duì)數(shù)，目的在于消除部分異方差問題，減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)。而且變量取對(duì)數(shù)之后,系數(shù)極為彈性系數(shù)，還可以將可能的非線性關(guān)系轉(zhuǎn)化為線性關(guān)系，減少變量的極端值、非正態(tài)分布以及異方差性。

對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性的檢驗(yàn)(采用ADF檢驗(yàn))，如表3：

表1 溢出效應(yīng)測(cè)算維度

省份專利申請(qǐng)受理量PAT(件)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)(億元)技術(shù)市場(chǎng)成交份額(億元)普通高等學(xué)校畢業(yè)生數(shù)(萬人)內(nèi)蒙古自治區(qū)廣西壯族自治區(qū)重慶市四川省貴州省云南省西藏自治區(qū)陜西省甘肅省青海省寧夏回族自治區(qū)新疆維吾爾自治區(qū)63593229855298911672246713343248562351202015343532102101080384881664719601410151660291606946449251865357821394115815620199052004479206400211452291031828211181910187637471188149009630731264140289738

注：1. 數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)http://data.stats.gov.cn。 2.1998年至2006年，規(guī)模以上工業(yè)是指全部國有及年主營業(yè)務(wù)收入達(dá)到500萬元及以上的非國有工業(yè)法人企業(yè)；從2007年開始，按照國家統(tǒng)計(jì)局的規(guī)定，規(guī)模以上工業(yè)的統(tǒng)計(jì)范圍為年主營業(yè)務(wù)收入達(dá)到500萬元及以上的工業(yè)法人企業(yè)；2011年經(jīng)國務(wù)院批準(zhǔn)，納入規(guī)模以上工業(yè)統(tǒng)計(jì)范圍的工業(yè)企業(yè)起點(diǎn)標(biāo)準(zhǔn)從年主營業(yè)務(wù)收入500萬元提高到2000萬元。

表2 西部地區(qū)市場(chǎng)潛力—外商投資績效指數(shù)

省份市場(chǎng)潛力指數(shù)省份市場(chǎng)潛力指數(shù)內(nèi)蒙古自治區(qū)257西藏自治區(qū)222廣西壯族自治區(qū)121陜西省258重慶市321甘肅省092四川省115青海省230貴州省105寧夏回族自治區(qū)254云南省070新疆維吾爾自治區(qū)275

表3 ADF檢驗(yàn)

變量檢驗(yàn)類型ADF檢驗(yàn)值結(jié)論LNGDP(C，0，0)-2995015?平穩(wěn)LNFDI(C，0，0)-3540715??平穩(wěn)LNPAT(C，0，0)-2866180?平穩(wěn)LNR&D(C，0，0)-3314186??平穩(wěn)LNTMS(C，0，0)-2906595?平穩(wěn)LNCG(C，0，0)-2891509?平穩(wěn)LNMK(C，0，0)-4359487???平穩(wěn)LNTFP(C，0，0)-3062904?平穩(wěn)

注：*表示在10%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)；**表示在5%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)；***表示在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)。

經(jīng)檢驗(yàn)，各變量均平穩(wěn)，即均為0階單整。

(一)西部地區(qū)生產(chǎn)總值與實(shí)際利用外資額

數(shù)據(jù)說明:因變量(被解釋變量)：地區(qū)生產(chǎn)總值(表4)，西部十二省份地區(qū)生產(chǎn)總值經(jīng)各省生產(chǎn)總值指數(shù)平減之后得到；自變量(解釋變量)：實(shí)際利用外資額(表5)，根據(jù)各省實(shí)際利用外資額經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減所得。為了減弱異方差的影響，對(duì)各變量均取對(duì)數(shù)。

表4 西部十二省份2014年生產(chǎn)總值及其指數(shù)

省份地區(qū)生產(chǎn)總值(億元)地區(qū)生產(chǎn)總值增速(與2013年相比)生產(chǎn)總值指數(shù)(上年=100)內(nèi)蒙古自治區(qū)1777019505%1078廣西壯族自治區(qū)1567289846%1085重慶市14262601157%1109四川省2853666813%1085貴州省9266391459%1108云南省128145983%1081西藏自治區(qū)920831289%1108陜西省176894916%1097甘肅省683682799%1089青海省230332854%1092寧夏回族自治區(qū)275210677%1080新疆維吾爾自治區(qū)927346983%1100

注：數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站http://data.stats.gov.cn。

表5 市場(chǎng)潛力測(cè)算—2014年西部地區(qū)人均生產(chǎn)總值及其指數(shù)

省份人均生產(chǎn)總值(元)同比增長率(與2013年相比)人均生產(chǎn)總值指數(shù)(上年=100)內(nèi)蒙古自治區(qū)710464731075廣西壯族自治區(qū)330907641077重慶市4785010701100四川省351287701081貴州省264371041104云南省272647671075西藏自治區(qū)2925211111091陜西省469298841094甘肅省264337721086青海省396717581082寧夏回族自治區(qū)418345611068新疆維吾爾自治區(qū)406488241084

模型采用對(duì)數(shù)模型:LNGDP=C+LNFDI+μi，通過計(jì)量軟件EVIEWS7.0運(yùn)算所得結(jié)果如下：

(1)

SE0.1676 0.0633

t27.9359 5.4923

P0.0000 0.0003

模型利用截面數(shù)據(jù)，其估計(jì)結(jié)果表明的是西部地區(qū)各省實(shí)際利用外資對(duì)地區(qū)產(chǎn)值的一個(gè)平均影響程度。從回歸結(jié)果來看，西部地區(qū)外商直接投資對(duì)其生產(chǎn)總值有一定的促進(jìn)作用，當(dāng)FDI增加一個(gè)單位時(shí)，地區(qū)生產(chǎn)總值會(huì)增加0.3478個(gè)單位，即FDI對(duì)GDP的平均貢獻(xiàn)率為34.78%。

(二)實(shí)際利用外資與專利申請(qǐng)受理量PAT、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)、技術(shù)市場(chǎng)成交份額、普通高等學(xué)校畢業(yè)生數(shù)

采用對(duì)數(shù)模型，對(duì)實(shí)際利用外資額(自變量或解釋變量)分別與PAT(Model2)、R&D投入(Model3)、技術(shù)市場(chǎng)成交份額(Technology Market Share，TMS)(Model4)和高校畢業(yè)人數(shù)(College Graduates，CG)(Model5)作為被解釋變量做一元回歸分析，所得結(jié)果如表6：

表6 2014年西部地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率

VariablesModel(2)LNPATModel(3)LNR&DModel(4)LNTMSModel(5)LNCGCONSTANT98951???(3366)43278???(2080)37320???(723)25881???(1115)LNFDI05654???(509)06595??(839)04518??(232)03667???(418)R?squared07215087550349306361AdjustedR?squared06937086310284405997F?statistic2590808703247753708421747948Prob(F?statistic)0000471000000800429550001885

注：*、**、***分別代表10%、5%和1%的水平上顯著。

從回歸結(jié)果中可以得出，在其他條件不變的情況下，西部地區(qū)外商直接投資對(duì)專利申請(qǐng)受理量PAT、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)、技術(shù)市場(chǎng)成交份額(TMS)、普通高等學(xué)校畢業(yè)生數(shù)(CG)的平均貢獻(xiàn)率分別為：50.54%、65.95%、45.18%、36.67%。由此可以看出FDI的溢出效應(yīng)還是很顯著的，即可以認(rèn)為，引進(jìn)外資從而使得外商直接投資發(fā)揮其溢出效應(yīng)(知識(shí)、技術(shù)、人力資本溢出)對(duì)一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的確存在推動(dòng)作用。

(三)全要素生產(chǎn)模型

本文對(duì)全要素生產(chǎn)率(TFP)的度量，采用C-D模型：tfp=Y/KαLβ。其中Y表示內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)出，由規(guī)模以上企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值減去外商投資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值，并經(jīng)過工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)對(duì)產(chǎn)出進(jìn)行平減得到；K由內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)投資采用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減所得；L表示內(nèi)資企業(yè)用工人數(shù)，由規(guī)模以上企業(yè)用工人數(shù)減去外商投資企業(yè)用工人數(shù)所得。α與β分別表示資本產(chǎn)出彈性系數(shù)和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性系數(shù)，資本和勞動(dòng)的規(guī)模報(bào)酬不變(α+β=1)。對(duì)于資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，國內(nèi)諸多學(xué)者給出了不同的測(cè)算，本文采用一般數(shù)值即α=0.4和β=0.6。

表7 2014年西部地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率

省份TFP省份TFP內(nèi)蒙古自治區(qū)136西藏自治區(qū)027廣西壯族自治區(qū)122陜西省113重慶市108甘肅省112四川省117青海省107貴州省095寧夏回族自治區(qū)114云南省097新疆維吾爾自治區(qū)115

注：根據(jù)《2015年中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《2015年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算所得。

以十二省份的全要素生產(chǎn)率TFP為被解釋變量、地區(qū)生產(chǎn)總值LNGDP和實(shí)際利用外商直接投資LNFDI為解釋變量建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型(Model6),引入外商直接投資市場(chǎng)潛力指數(shù)MK之后建立模型(Model7),回歸結(jié)果如表8：

表8 回歸結(jié)果

VariablesModel6Model7CONSTANT11250???11467???LNGDP00215??00376??LNFDI00536??00706??LNGDP?MK00305LNFDI?MK00846??R?squared0643906787AdjustedR?squared0567806072F?statistic8137295037Prob(F?statistic)0009600060

注：*、**、***分別代表10%、5%和1%的水平上顯著。

由回歸結(jié)果可知，地區(qū)生產(chǎn)總值和實(shí)際利用外資對(duì)地區(qū)全要素的提高均具有不同程度上的促進(jìn)作用。具體而言，地區(qū)GDP對(duì)全要素生產(chǎn)率的平均貢獻(xiàn)率為2.15%，外商直接投資對(duì)TFP的平均貢獻(xiàn)率為5.36%。顯而易見的是，外資對(duì)全要素的提高明顯高于地區(qū)生產(chǎn)總值，可以認(rèn)為外商投資企業(yè)在進(jìn)入一地區(qū)時(shí)，帶來的技術(shù)、資本、先進(jìn)的管理理念對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有很大的促進(jìn)作用，這也是各地為什么大力吸引外資的原因。

在模型6的基礎(chǔ)上加入市場(chǎng)潛力指數(shù)與各變量的交互項(xiàng)，實(shí)證結(jié)果表明，市場(chǎng)潛力指數(shù)對(duì)于地區(qū)生產(chǎn)總值和全要素生產(chǎn)率之間的促進(jìn)作用是不顯著的，而市場(chǎng)潛力對(duì)促進(jìn)外資和TFP之間的關(guān)系是有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的。外商直接投資績效指數(shù)在跨國企業(yè)選擇注資地區(qū)時(shí)是很重要的考量指標(biāo)，因而其對(duì)外商的投資決策有很大影響。

地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高意味著技術(shù)進(jìn)步，創(chuàng)新能力的提高。更一般地來說，代表著知識(shí)、教育、技術(shù)培訓(xùn)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、組織管理等方面的改善。一地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然伴隨著全要素生產(chǎn)率的提高，反過來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也將促進(jìn)TFP的進(jìn)一步增長。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，預(yù)示著地區(qū)在招商引資時(shí)更具吸引力，而由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來的資本存量，人力資本存量，研發(fā)實(shí)力等也會(huì)推動(dòng)地區(qū)生產(chǎn)率進(jìn)一步提高。

四、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文從實(shí)證角度出發(fā)，首先對(duì)西部地區(qū)各省份的生產(chǎn)總值和實(shí)際利用外資額之間關(guān)系進(jìn)行分析，進(jìn)一步明確外資對(duì)于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用。通過對(duì)外資利用額和FDI各潛在溢出效應(yīng)維度回歸，明確西部地區(qū)外商直接投資溢出效應(yīng)的存在性，實(shí)證結(jié)果表明西部各省外商直接投資溢出效應(yīng)顯著。對(duì)地區(qū)產(chǎn)值、外商直接投資額對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率進(jìn)行測(cè)量，實(shí)證結(jié)果也驗(yàn)證了兩者對(duì)TFP的貢獻(xiàn)率，在此基礎(chǔ)上，加入市場(chǎng)潛力的代理變量(外商直接投資績效指數(shù))進(jìn)行分析，研究結(jié)果顯示，市場(chǎng)潛力對(duì)FDI和全要素增長率之間關(guān)系有顯著的促進(jìn)作用。

(二)政策建議

1.發(fā)揮優(yōu)勢(shì)，擴(kuò)大引資規(guī)模

西部地區(qū)應(yīng)依靠自己的資源、勞動(dòng)力、相關(guān)產(chǎn)業(yè)、市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，緊抓國家“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略，充分發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)，把握好國內(nèi)和國際機(jī)遇。利用自身產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)，在承接?xùn)|中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過程中促進(jìn)自身能力的提升，從而在引進(jìn)外資時(shí)更具競(jìng)爭(zhēng)力，擴(kuò)大招商引資規(guī)模，讓西部地區(qū)成為外商落地的重要選擇。

2.優(yōu)化引資環(huán)境(軟硬環(huán)境)和用資方式

西部地區(qū)在招商引資時(shí)應(yīng)吸取發(fā)達(dá)省份的經(jīng)驗(yàn)，從傳統(tǒng)的土地優(yōu)惠政策吸引外資向軟環(huán)境招商轉(zhuǎn)變。改善地區(qū)政治、法律等環(huán)境，例如精簡(jiǎn)各項(xiàng)行政審批制度，為外資企業(yè)的設(shè)立提供便利。注重區(qū)域內(nèi)法律制度的完善，優(yōu)化外商投資環(huán)境，不僅是“硬環(huán)境”，更重要的是“軟環(huán)境”。在此基礎(chǔ)上優(yōu)化對(duì)外資的用資方式，提高外資利用效率，促進(jìn)外資向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、低能耗產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，帶動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)綠色、可持續(xù)發(fā)展。

3.借鑒國內(nèi)外先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，設(shè)立西部自貿(mào)區(qū)試點(diǎn)

參考國外先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)，學(xué)習(xí)借鑒德國的做法，在符合國家整體金融開放策略的基礎(chǔ)上，謹(jǐn)慎和循序漸進(jìn)地進(jìn)行，先以服務(wù)自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)為主，適度創(chuàng)新突破現(xiàn)有政策約束，待證明之后再逐步推向全國。上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立為我國其他省份設(shè)立自貿(mào)區(qū)提供范式，西部地區(qū)在推進(jìn)設(shè)立內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)時(shí)，可以借鑒上海自貿(mào)區(qū)經(jīng)驗(yàn)，并結(jié)合實(shí)際情況，制定方針政策。2016年的政府工作報(bào)告明確提出“擴(kuò)大自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)”，還提出“創(chuàng)新內(nèi)陸和沿邊開放模式”。相比東部沿海省份，西部地區(qū)更需內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)。

4.鼓勵(lì)外資企業(yè)與本地企業(yè)開展合作，實(shí)現(xiàn)共贏

鼓勵(lì)國外優(yōu)秀企業(yè)與本地企業(yè)開展深度合作，促進(jìn)外商投資企業(yè)合理地嫁接到區(qū)域內(nèi)老牌企業(yè)，發(fā)揮“鯰魚效應(yīng)”，整合雙方資源，實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合，推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。在此過程中應(yīng)注重提高內(nèi)資企業(yè)對(duì)外資企業(yè)先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)的消化吸收，在合作中加強(qiáng)對(duì)自身實(shí)力的提高，實(shí)現(xiàn)雙方的共贏。

5.推動(dòng)西部個(gè)別省份優(yōu)先發(fā)展，輻射其他省份，實(shí)現(xiàn)聯(lián)動(dòng)發(fā)展

根據(jù)地區(qū)實(shí)際情況制定引資政策，效仿國家戰(zhàn)略“讓一部分人、一部分地區(qū)先富起來,大原則是共同富?！保鞑康貐^(qū)在發(fā)展時(shí)，可以讓一部分省份優(yōu)先發(fā)展，從而帶動(dòng)周圍省份共同發(fā)展。西部地區(qū)有的省份本身經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)雄厚，基礎(chǔ)設(shè)施較完備，例如四川、重慶、陜西，給予這些省份優(yōu)惠發(fā)展政策，使其成為西部地區(qū)的引擎，讓其發(fā)展成果更多更快地向西部其他省份輻射，實(shí)現(xiàn)整個(gè)西部的聯(lián)動(dòng)發(fā)展和協(xié)調(diào)發(fā)展。

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(責(zé)任編輯：王 荻)

Research on FDI spillover effect in the Western Region of China —Based on the Perspective of Market Potential

LI Hua-min1,YUE Xing-xing2

(International Business School, Shaanxi Normal University, Xi′an 710119,China)

This paper， from the point of view of the empirical analysis, first analyzes the relationship between the province GDP in western region and the actual utilization of foreign investment. It further clarifies foreign capital role in promoting the economic development in the western region.Through the foreign capital utilization volume and regression of the potential spillover effects of FDI dimension (technology, knowledge, human capital overflow) it has been proven the spillover effects of FDI play a dominant role in westerr region. Results show that foreign direct investment spillover effect is remarkable in the western provinces. Finally, the area output value and the amount of foreign direct investment on TFP contribution rate were measured, empirical results also verify the TFP contribution rate.Furthermore, market potential of the proxy variable (FDI performance index) was analyzed, the results show that the market potential of FDI and total factor growth rate has a significant role in promoting each other.

market potential;FDI;spillover effect

2016-10-25

李華敏，男，陜西師范大學(xué)國際商學(xué)院副教授，博士；岳星星，女，陜西師范大學(xué)國際商學(xué)院碩士研究生。

F127

A

1008-2603(2016)06-0076-07