[摘要]本文采用面板數(shù)據(jù)的分析方法，對外資的溢出效應(yīng)進(jìn)行了初步分析，實證結(jié)果證明了外資正面溢出效應(yīng)的存在。對東、中、西部地區(qū)的分析表明，我國西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還未跨越促使外資產(chǎn)生正面溢出效應(yīng)的發(fā)展門檻。依據(jù)實證結(jié)果，筆者從三個地區(qū)的實際出發(fā)，分別給出了相應(yīng)的政策建議。

[關(guān)鍵詞]外商直接投資溢出效應(yīng)地區(qū)差異

[中圖分類號]F832 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1004-6623（2008）02-0102-03

[作者簡介]張光雄（1966－），湖北漢川人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生。研究方向：國際經(jīng)濟(jì)。

由于我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源環(huán)境和人力資本存量存在差距，因而導(dǎo)致各地區(qū)在吸收和利用外商直接投資（FDI） 的數(shù)量上也表現(xiàn)出很大的不平衡性。本文將分地區(qū)考察 FDI 對本地企業(yè)產(chǎn)出效率的影響，以及不同地區(qū)在獲得外資溢出效應(yīng)方面的差異程度。

一、模型及數(shù)據(jù)說明

本文采用如下對數(shù)回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計和分析:

其中，α、β分別表示內(nèi)資企業(yè)資本與勞動的邊際產(chǎn)出彈性，γ表示外資企業(yè)的資本積累對內(nèi)資企業(yè)的邊際產(chǎn)出彈性。γ的大小和符號是檢驗外商投資企業(yè)溢出效應(yīng)的主要指標(biāo)。內(nèi)資企業(yè)的勞動力LD、資本投入KD分別用各地區(qū)國有以及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)減去各地區(qū)三資企業(yè)的勞動力和資產(chǎn)數(shù)據(jù)獲得，外資企業(yè)的資本數(shù)量KF用各地區(qū)三資工業(yè)企業(yè)的資產(chǎn)來替代。

采用面板數(shù)據(jù)的分析方法，首先要對模型的設(shè)定形式進(jìn)行檢驗，具體檢驗原理及步驟主要參考李子奈、葉阿忠（2000）提出的協(xié)方差分析檢驗。如果檢驗確定采用變截距模型，還需要進(jìn)一步確認(rèn)是固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。在實證中，可以用Hausman（1978）檢驗方法來判斷這種影響是固定影響還是隨機(jī)影響。本文接下來的計量分析均由軟件Eviews5.1完成。

二、FDI地區(qū)層面總體溢出效應(yīng)分析

本文采用除西藏以外的30個省市1999年至2005年工業(yè)總體數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。首先利用30個地區(qū)1999～2005年的全部工業(yè)數(shù)據(jù)對FDI地區(qū)層面總體溢出效應(yīng)進(jìn)行分析，協(xié)方差分析結(jié)果表明F1=16.08，大于F0.05(29，177)的臨界值，說明應(yīng)采用變截距模型，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行Hausman檢驗，H=6.36＜X20.05(3)=7.815，因此應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型，檢驗結(jié)果如下：

檢驗結(jié)果中**表示通過了1%的顯著性水平。由上我們可以看出：解釋變量LnKF的系數(shù)γ為正值，且在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明1999～2005年間FDI對我國各地區(qū)內(nèi)資工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)。從總體上看，外商投資于中國工業(yè)部門的資本積累每增加1個百分點，則可帶動各地區(qū)內(nèi)資工業(yè)部門產(chǎn)出增加0.098個百分點，且t統(tǒng)計值較大，達(dá)到5.59。同時可以得出：內(nèi)資工業(yè)企業(yè)產(chǎn)出的主要影響因素仍然為國內(nèi)資本和勞動力的投入，其產(chǎn)出彈性分別達(dá)到0.432、0.498，并且達(dá)到了1%的顯著性水平，說明我國工業(yè)產(chǎn)出的增長總體上仍然是由資本和勞動力投入推動的，外資企業(yè)的溢出效應(yīng)作用有待進(jìn)一步發(fā)揮。

三、FDI溢出效應(yīng)的地區(qū)差異分析

在總體分析之后，本文按照東、中、西不同地區(qū)、不同的市場化程度、貿(mào)易開放度、外資比重等對各地區(qū)進(jìn)行分組，以考察不同地區(qū)FDI溢出效應(yīng)的差異，以及造成這種差異的影響因素。

1.東、中、西部地區(qū)FDI溢出效應(yīng)的差異分析

我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展很不平衡，在人均GDP、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、市場容量、教育質(zhì)量和科技水平等方面差異都很大。這種差異性的存在對FDI對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)有著不可忽視的影響。為了考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對FDI溢出效應(yīng)的影響，我們需要分東部、中部、西部三大區(qū)域進(jìn)行分析。由于西藏數(shù)據(jù)不全，分析西部地區(qū)不包括西藏。

在分組回歸結(jié)果中，東、中部地區(qū)FDI項的回歸系數(shù)都為正，彈性值分別為0.31、0.056，都通過了顯著性水平檢驗，說明在這兩個區(qū)域外資產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)，并且外資在東部地區(qū)比中部地區(qū)產(chǎn)生了更強(qiáng)的溢出效應(yīng)。在西部地區(qū)，雖然FDI項的系數(shù)為正，但僅為0.046，也沒有通過顯著性檢驗，說明外資在西部地區(qū)產(chǎn)生的溢出效應(yīng)并不明顯。

2.地區(qū)貿(mào)易開放度

本文采用各省市工業(yè)總出口額與工業(yè)總產(chǎn)值的比率來衡量地區(qū)的貿(mào)易開放度，統(tǒng)計結(jié)果表明，在1999～2005年期間，北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、廣東七省市表現(xiàn)出較高的貿(mào)易開放度，總體出口比率基本保持在20%以上的水平。

為此，我們將30個地區(qū)劃分為貿(mào)易開放度較低和較高兩組，并分組進(jìn)行計量分析，結(jié)果表明：在總體貿(mào)易開放度較低的地區(qū)，F(xiàn)DI項的系數(shù)為0.106，并且達(dá)到了1%的顯著性水平，說明在這些行業(yè)外資產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)；與此相對照，在行業(yè)貿(mào)易開放度較高、外資企業(yè)主要為出口導(dǎo)向型的行業(yè)中，F(xiàn)DI項的系數(shù)僅為0.034，而且t檢驗值也僅有0.37，表明在這些行業(yè)外資企業(yè)產(chǎn)生的溢出效應(yīng)并不顯著。

3.地區(qū)市場化程度

我們采用國有及國有控股企業(yè)產(chǎn)值在各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值中所占比重來衡量各地區(qū)的市場化程度。結(jié)果表明， 天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東8省市國有企業(yè)所占比重較小，在1999～2005年期間比重均在50%以下，而其他地區(qū)同一時期國有企業(yè)產(chǎn)值所占比重都超過了50%，據(jù)此本文將全部樣本劃分為市場化程度較低、較高兩組，并分組進(jìn)行了檢驗。

從檢驗結(jié)果可以看出，在國有企業(yè)比重較低、市場化程度較高的地區(qū)，F(xiàn)DI項的系數(shù)為0.078，通過了1%水平的顯著性檢驗，表明外資在這些地區(qū)產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)，在國有企業(yè)比重較高、市場化程度較低的地區(qū)，F(xiàn)DI的系數(shù)雖然也通過了t檢驗，但只有0.064 。這說明在市場化程度更高的地區(qū)，外資產(chǎn)生了更強(qiáng)的溢出效應(yīng)。

4.地區(qū)對外資開放度

本文選擇外資部門工業(yè)生產(chǎn)總值占整個地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比率來衡量地區(qū)對外資的開放度。計算結(jié)果表明，北京、天津、遼寧、吉林、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、海南10省市外資比重較高，在1999～2005年期間基本都保持在20%以上的水平。

分組檢驗結(jié)果表明，雖然在兩組樣本中，F(xiàn)DI項的系數(shù)均為正，并通過了顯著性檢驗，但在外資比率較高的地區(qū)，F(xiàn)DI的產(chǎn)出彈性達(dá)到0.102，大于另一組別的0.051，說明在外資企業(yè)比重較高的地區(qū)，外資產(chǎn)生了更強(qiáng)的溢出效應(yīng)。

四、結(jié)論及政策建議

從總體上看， FDI對我國各地區(qū)內(nèi)資工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)，外資資產(chǎn)增加1%，可以促使內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)出增加0.098個百分點。但是影響內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)出的主要因素仍然是內(nèi)資企業(yè)的資本和勞動力投入，其產(chǎn)出彈性分別為0.498、0.432，說明外資企業(yè)的溢出效應(yīng)作用還有待于提高。通過分組檢驗我們發(fā)現(xiàn)，由于各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放度、外資企業(yè)比重、國有企業(yè)比重等方面存在著較大的差異，因此不同地區(qū)外資企業(yè)溢出效應(yīng)的強(qiáng)度也有著很大的不同，在西部地區(qū)外資企業(yè)的溢出效應(yīng)并不顯著。針對上述實證結(jié)果，本文提出以下政策建議：

第一，提高東部地區(qū)外商投資企業(yè)的技術(shù)水平。計量結(jié)果表明，外資在東部地區(qū)產(chǎn)生了較強(qiáng)的溢出效應(yīng)，這說明東部地區(qū)內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平已經(jīng)能夠足以吸收外資企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)，因此下一階段要將引資工作的重點從重視外資數(shù)量轉(zhuǎn)向重視外資質(zhì)量，著重吸收高技術(shù)水平的外資企業(yè)，以促使外資產(chǎn)生更強(qiáng)的溢出效應(yīng)。

第二，中部地區(qū)要擴(kuò)大對外資的開放度。中部地區(qū)外資企業(yè)資產(chǎn)每增加1個百分點，通過溢出效應(yīng)能夠促使內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)出增加近6百分點，因而對于中部地區(qū)而言，主要的任務(wù)是加大招商引資力度，提高外資企業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的比重。

第三，西部要有針對性地提高技術(shù)水平。西部地區(qū)沒有能夠顯著提高溢出效應(yīng)的一個重要影響因素是當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的初始技術(shù)水平。只有提高內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平和吸收能力，才能充分利用外商直接投資的溢出效應(yīng)。

[參考文獻(xiàn)]

[1]王志鵬，李子奈.外商直接投資、外溢效應(yīng)與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2004，(3).

[2]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒（1996～2006）[M].中國統(tǒng)計出版社，1996～2006.

[3]國家統(tǒng)計局.中國科技統(tǒng)計年鑒（2001～2006）[M].中國統(tǒng)計出版社，2001～2006.

[4]國家統(tǒng)計局.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒（2001-2006）[M].中國統(tǒng)計出版社，2001～2006.

(收稿日期: 2007-12-29責(zé)任編輯: 垠喜)

“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文”