李華敏，岳星星

(陜西師范大學 國際商學院，陜西 西安 710119)

?

FDI溢出效應、市場潛力與經(jīng)濟增長
——基于西部地區(qū)2014年截面數(shù)據(jù)的實證分析

李華敏，岳星星

(陜西師范大學 國際商學院，陜西 西安 710119)

本文從實證角度出發(fā)，對西部地區(qū)各省份的生產(chǎn)總值和實際利用外資額之間關系進行分析，進一步明確外資對于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。通過對外資利用額和FDI各潛在溢出效應維度回歸，明確西部地區(qū)外商直接投資溢出效應的存在性，實證結果表明西部各省外商直接投資溢出效應顯著。也驗證了地區(qū)產(chǎn)值、外商直接投資額兩者對TFP的貢獻率，在此基礎上，加入市場潛力的代理變量(外商直接投資績效指數(shù))進行分析，研究結果顯示，市場潛力對FDI和全要素增長率之間關系有顯著的促進作用。

市場潛力；外商直接投資；溢出效應

在當今世界，經(jīng)濟全球化已是不可逆轉的趨勢。隨著雙邊貿易和多邊貿易的不斷發(fā)展，國際資本的流動性加快，世界各國經(jīng)濟聯(lián)系加強。FDI作為進入一國市場的主要方式和渠道，對東道國的經(jīng)濟有著日益突出的作用。隨著我國進入經(jīng)濟發(fā)展的新階段、新常態(tài)，伴隨著這一階段，經(jīng)濟增速會向中高速轉變，與此同時也將使得經(jīng)濟結構不斷優(yōu)化，實現(xiàn)從要素驅動、投資驅動向創(chuàng)新驅動的轉換。在此過程中，西部地區(qū)如能抓住這一機會，必將迎來經(jīng)濟發(fā)展的全新面貌。

對比東部地區(qū)，西部地區(qū)利用外資能力明顯不足，在數(shù)量和質量上都有很大差距。2014年西部地區(qū)實際使用外資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)略的推動下，外資將會向西部地區(qū)轉移，并且隨著東中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉移，西部地區(qū)利用外商投資規(guī)模將會得到明顯擴大，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，如引資質量差，成本高，結構不合理以及所帶來的環(huán)境問題。

當前經(jīng)濟新常態(tài)大背景下，市場經(jīng)濟改革不斷深入，各項經(jīng)濟決策逐漸轉向由市場決定價格的經(jīng)濟運行基本規(guī)律。在外資進入一國(或地區(qū))后，內資企業(yè)能否有效地利用FDI所帶來的知識、技術、經(jīng)濟等溢出效應成為學界研究的重點問題。而外資企業(yè)在給當?shù)貛砑夹g的同時，也會與本土企業(yè)進行市場、資源等方面的競爭，西部地區(qū)在吸引外資時對地區(qū)內企業(yè)到底是產(chǎn)生擠出效應還是溢出效應有必要去進行研究。本文將從市場潛力視角出發(fā)，探究西部地區(qū)FDI溢出效應是否存在，以及市場潛力是否會影響FDI溢出效應的發(fā)揮。

一、 研究綜述

FDI溢出效應是MacDougall在1960年提出的?；贔DI溢出效應的研究，已有國內外學者從技術溢出、知識溢出和人力資本溢出方面對外直接投資進行了深入的分析，闡述FDI溢出效應對經(jīng)濟增長的推動作用。

對于FDI技術溢出效應，國內外學者進行了大量的研究。國外有學者認為外資對東道國經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用,諸如Liu(2000),Dimelis(2006)。但也有國外學者Harrison(1993)得出與之相反的結論，認為技術溢出會產(chǎn)生負面效應[1]。對于FDI技術溢出是否存在其產(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影響FDI技術溢出效應的發(fā)揮(Nelson和Phelps，1966；Benhabib和Spiegel，1994)。國內學者在這一方面的研究也有豐富的研究成果。周春應(2009)基于母國吸收能力視角，利用我國1991 - 2007年相關數(shù)據(jù)，考察了我國對外直接投資逆向技術溢出效應[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，以通信設備、計算機和其他電子設備制造業(yè)為例，對城市面板數(shù)據(jù)建立門檻回歸模型，研究FDI技術溢出效應隨時間變化的動態(tài)過程[3]。唐勇等人(2013)選取2000 - 2011年中國四大經(jīng)濟區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，探討了利用FDI對我國自主創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生技術外溢正效應的條件及效果[4]。而周群、王大勇(2007)實證分析了在不考慮人力資本外溢的條件下，對人力資本與經(jīng)濟增長的關系進行了測算[5]。許簫迪、王子龍等(2007)通過構建計量經(jīng)濟模型，分析不同影響因子間知識溢出效應的差異，測度影響因子與知識溢出效應的關聯(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，就知識資本的空間溢出效應對中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進行研究[7]。汪輝平等人(2016)采用1999-2013年省級面板數(shù)據(jù)，測算了中國工業(yè)TFP并構建空間杜賓模型，就FDI的空間溢出效應對工業(yè)TFP的影響進行研究。其研究結果表明:FDI確實存在顯著的空間溢出效應，F(xiàn)DI與本地區(qū)及相鄰地區(qū)的TFP、技術進步顯著正相關，且間接效應遠大于直接效應；FDI與本地區(qū)技術效率改進顯著正相關，與相鄰地區(qū)技術效率改進負相關，且間接效應遠小于直接效應[8]。王利曉、惠寧(2016)基于8個高新技術產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)對中國高新技術產(chǎn)業(yè)內外資企業(yè)對內資企業(yè)溢出效應進行深入分析，指出FIJI產(chǎn)業(yè)內技術溢出對整個產(chǎn)業(yè)的促進作用不明顯，外資企業(yè)對內資企業(yè)存在顯著的正“溢出效應”和負“資本效應”[9]。

對于市場潛力是否會影響外資的區(qū)位選擇，學界也給出了肯定答案。Amiti和Javorcik (2008)[10]，何興強和王麗霞(2008)等均發(fā)現(xiàn)了市場潛力對吸引外國企業(yè)投資具有正向影響作用[11]。周犀行、歐陽溥蔓(2013)運用1996-2008年全國276個地級及以上城市和39個我國主要貿易伙伴的面板數(shù)據(jù)，通過估計固定效應模型，研究了我國城市面對的市場潛力對在華FDI區(qū)位選擇的影響[12]。

縱觀國內學者對FDI的研究，學者們基于不同視角對我國利用外資情況予以分析。西部地區(qū)由于地處內陸，吸引外資的能力遠不及東中部地區(qū)，本文將從市場潛力角度，結合當前國家宏觀戰(zhàn)略深入研究西部地區(qū)FDI溢出效應，以期對西部地區(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)展機會。

與此同時西部地區(qū)利用外資數(shù)量也有了很大提高，2014年西部十二省份實際利用投資總額達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)濟發(fā)展狀況、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)由于地處內陸，一直以來外商投資規(guī)模都處于全國平均水平之下。 實施西部開發(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量差，跨國企業(yè)的大型項目少，主要集中在勞動密集型產(chǎn)業(yè)，一些小項目，沒有發(fā)揮外資對吸收國外先進技術、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、內蒙古、貴州。而相比之下，西藏、青海、寧夏實際利用外資較少。

三是整個西部地區(qū)利用FDI的效益水平低，對經(jīng)濟增長的貢獻率低，西部外商投資企業(yè)對出口的貢獻率較低。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、市場潛力對FDI溢出效應的實證分析

本文實證部分將分為三步進行。(1)對西部地區(qū)生產(chǎn)總值與實際利用外資額進行回歸，明確外資對地區(qū)產(chǎn)值的貢獻率；(2)對外商直接投資和溢出效應之間進行回歸分析，以檢驗FDI的溢出效應；(3)采用市場潛力的代理變量—外商直接投資績效指數(shù)來探析市場潛力對FDI溢出效應發(fā)揮是否存在促進作用。

對于FDI溢出效應(包括知識溢出、技術溢出和人力資本溢出)的度量，本文給出了選擇依據(jù)。對知識溢出進行研究時，最佳的衡量變量就是創(chuàng)新產(chǎn)出。大多數(shù)學者在此采用專利這一指標，但由于專利申請之后各項審批均需要一定的時間，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受理量(PAT)來表示創(chuàng)新產(chǎn)出和知識溢出。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)費作為創(chuàng)新產(chǎn)出或知識溢出的投入變量。由于技術存在擴散性，選取技術市場成交份額來代表技術溢出。與此同時，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)合國貿易和發(fā)展會議在2001年《世界投資報告》中首次引入利用外商直接投資指數(shù)(Inward FD1 Index }概念來評價各經(jīng)濟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、基礎設施綜合得分、人均用電量、研發(fā)費占國內生產(chǎn)總值份額、高校在冊學生占人口份額[11]。將7個變量標準化后得分的非加權平均值作為外商投資績效指數(shù)，因而西部地區(qū)各省份市場潛力指數(shù)見下頁表2。

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

對各變量進行平穩(wěn)性的檢驗(采用ADF檢驗)，如表3：

表1 溢出效應測算維度

省份專利申請受理量PAT(件)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(億元)技術市場成交份額(億元)普通高等學校畢業(yè)生數(shù)(萬人)內蒙古自治區(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)務收入達到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)計局的規(guī)定，規(guī)模以上工業(yè)的統(tǒng)計范圍為年主營業(yè)務收入達到500萬元及以上的工業(yè)法人企業(yè)；2011年經(jīng)國務院批準，納入規(guī)模以上工業(yè)統(tǒng)計范圍的工業(yè)企業(yè)起點標準從年主營業(yè)務收入500萬元提高到2000萬元。

表2 西部地區(qū)市場潛力—外商投資績效指數(shù)

省份市場潛力指數(shù)省份市場潛力指數(shù)內蒙古自治區(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

變量檢驗類型ADF檢驗值結論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；**表示在5%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設；***表示在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設。

經(jīng)檢驗，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)：實際利用外資額(表5)，根據(jù)各省實際利用外資額經(jīng)居民消費價格指數(shù)平減所得。為了減弱異方差的影響，對各變量均取對數(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)計局官方網(wǎng)站http://data.stats.gov.cn。

表5 市場潛力測算—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

模型采用對數(shù)模型:LNGDP=C+LNFDI+μi，通過計量軟件EVIEWS7.0運算所得結果如下：

(1)

SE0.1676 0.0633

t27.9359 5.4923

P0.0000 0.0003

模型利用截面數(shù)據(jù)，其估計結果表明的是西部地區(qū)各省實際利用外資對地區(qū)產(chǎn)值的一個平均影響程度。從回歸結果來看，西部地區(qū)外商直接投資對其生產(chǎn)總值有一定的促進作用，當FDI增加一個單位時，地區(qū)生產(chǎn)總值會增加0.3478個單位，即FDI對GDP的平均貢獻率為34.78%。

(二)實際利用外資與專利申請受理量PAT、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費、技術市場成交份額、普通高等學校畢業(yè)生數(shù)

采用對數(shù)模型，對實際利用外資額(自變量或解釋變量)分別與PAT(Model2)、R&D投入(Model3)、技術市場成交份額(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，所得結果如表6：

表6 2014年西部地區(qū)內資企業(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)外商直接投資對專利申請受理量PAT、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費、技術市場成交份額(TMS)、普通高等學校畢業(yè)生數(shù)(CG)的平均貢獻率分別為：50.54%、65.95%、45.18%、36.67%。由此可以看出FDI的溢出效應還是很顯著的，即可以認為，引進外資從而使得外商直接投資發(fā)揮其溢出效應(知識、技術、人力資本溢出)對一地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展的確存在推動作用。

(三)全要素生產(chǎn)模型

本文對全要素生產(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)者價格指數(shù)對產(chǎn)出進行平減得到；K由內資企業(yè)固定資產(chǎn)投資采用固定資產(chǎn)價格指數(shù)進行平減所得；L表示內資企業(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)和勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)，資本和勞動的規(guī)模報酬不變(α+β=1)。對于資本和勞動的產(chǎn)出彈性，國內諸多學者給出了不同的測算，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)內資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率

省份TFP省份TFP內蒙古自治區(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)計年鑒》和《2015年中國統(tǒng)計年鑒》計算所得。

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和實際利用外商直接投資LNFDI為解釋變量建立計量經(jīng)濟學模型(Model6),引入外商直接投資市場潛力指數(shù)MK之后建立模型(Model7),回歸結果如表8：

表8 回歸結果

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。

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

在模型6的基礎上加入市場潛力指數(shù)與各變量的交互項，實證結果表明，市場潛力指數(shù)對于地區(qū)生產(chǎn)總值和全要素生產(chǎn)率之間的促進作用是不顯著的，而市場潛力對促進外資和TFP之間的關系是有統(tǒng)計學意義的。外商直接投資績效指數(shù)在跨國企業(yè)選擇注資地區(qū)時是很重要的考量指標，因而其對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進步，創(chuàng)新能力的提高。更一般地來說，代表著知識、教育、技術培訓、規(guī)模經(jīng)濟、組織管理等方面的改善。一地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展必然伴隨著全要素生產(chǎn)率的提高，反過來，經(jīng)濟發(fā)展也將促進TFP的進一步增長。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，預示著地區(qū)在招商引資時更具吸引力，而由于經(jīng)濟發(fā)展所帶來的資本存量，人力資本存量，研發(fā)實力等也會推動地區(qū)生產(chǎn)率進一步提高。

四、研究結論與政策建議

(一)研究結論

本文從實證角度出發(fā)，首先對西部地區(qū)各省份的生產(chǎn)總值和實際利用外資額之間關系進行分析，進一步明確外資對于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。通過對外資利用額和FDI各潛在溢出效應維度回歸，明確西部地區(qū)外商直接投資溢出效應的存在性，實證結果表明西部各省外商直接投資溢出效應顯著。對地區(qū)產(chǎn)值、外商直接投資額對全要素生產(chǎn)率的貢獻率進行測量，實證結果也驗證了兩者對TFP的貢獻率，在此基礎上，加入市場潛力的代理變量(外商直接投資績效指數(shù))進行分析，研究結果顯示，市場潛力對FDI和全要素增長率之間關系有顯著的促進作用。

(二)政策建議

1.發(fā)揮優(yōu)勢，擴大引資規(guī)模

西部地區(qū)應依靠自己的資源、勞動力、相關產(chǎn)業(yè)、市場優(yōu)勢，緊抓國家“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略，充分發(fā)揮自身優(yōu)勢，把握好國內和國際機遇。利用自身產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，在承接東中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移的過程中促進自身能力的提升，從而在引進外資時更具競爭力，擴大招商引資規(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)在招商引資時應吸取發(fā)達省份的經(jīng)驗，從傳統(tǒng)的土地優(yōu)惠政策吸引外資向軟環(huán)境招商轉變。改善地區(qū)政治、法律等環(huán)境，例如精簡各項行政審批制度，為外資企業(yè)的設立提供便利。注重區(qū)域內法律制度的完善，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”。在此基礎上優(yōu)化對外資的用資方式，提高外資利用效率，促進外資向高新技術產(chǎn)業(yè)、低能耗產(chǎn)業(yè)轉移，帶動區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進綠色、可持續(xù)發(fā)展。

3.借鑒國內外先進經(jīng)驗，設立西部自貿區(qū)試點

參考國外先進管理經(jīng)驗，學習借鑒德國的做法，在符合國家整體金融開放策略的基礎上，謹慎和循序漸進地進行，先以服務自貿區(qū)內企業(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。上海自貿區(qū)的設立為我國其他省份設立自貿區(qū)提供范式，西部地區(qū)在推進設立內陸自貿區(qū)時，可以借鑒上海自貿區(qū)經(jīng)驗，并結合實際情況，制定方針政策。2016年的政府工作報告明確提出“擴大自貿試驗區(qū)試點”，還提出“創(chuàng)新內陸和沿邊開放模式”。相比東部沿海省份，西部地區(qū)更需內陸自貿區(qū)。

4.鼓勵外資企業(yè)與本地企業(yè)開展合作，實現(xiàn)共贏

鼓勵國外優(yōu)秀企業(yè)與本地企業(yè)開展深度合作，促進外商投資企業(yè)合理地嫁接到區(qū)域內老牌企業(yè)，發(fā)揮“鯰魚效應”，整合雙方資源，實現(xiàn)優(yōu)勢互補，強強聯(lián)合，推動企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。在此過程中應注重提高內資企業(yè)對外資企業(yè)先進技術、管理經(jīng)驗的消化吸收，在合作中加強對自身實力的提高，實現(xiàn)雙方的共贏。

5.推動西部個別省份優(yōu)先發(fā)展，輻射其他省份，實現(xiàn)聯(lián)動發(fā)展

根據(jù)地區(qū)實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?！?，西部地區(qū)在發(fā)展時，可以讓一部分省份優(yōu)先發(fā)展，從而帶動周圍省份共同發(fā)展。西部地區(qū)有的省份本身經(jīng)濟基礎雄厚，基礎設施較完備，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，實現(xiàn)整個西部的聯(lián)動發(fā)展和協(xié)調發(fā)展。

[1]HarrisChauncyD.TheMarketasaFactorintheLocalizationofIndustryintheUnitedStates[J].AnnalsoftheAssociationofAmericanGeographers, 1954(4).

[2] 周春應.對外直接投資逆向技術溢出效應吸收能力研究[J].山西財經(jīng)大學學報，2009(8).

[3] 季穎穎,郭琪,賀燦飛.外商直接投資技術溢出空間效應及其變化—基于中國地級市的實證研究[J].地理科學進展，2014(12).

[4] 唐勇,龔新蜀,盧豫.FDI技術溢出、人力資本積累與區(qū)域自主創(chuàng)新能力提升—基于中國四大經(jīng)濟區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2013(11).

[5] 周群,王大勇.人力資本的外溢性與經(jīng)濟增長—基于1990～2004年中國數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].北京郵電大學學報(社會科學版)，2007(1).

[6] 許簫迪,王子龍,譚清美.知識溢出效應測度的實證研究[J].科研管理，2007(5).

[7] 汪輝平,王增濤,王美霞.知識資本、空間溢出與中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率[J].山西財經(jīng)大學學報，2016(5).

[8] 汪輝平,王美霞,王增濤.FDI、空間溢出與中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率-基于空間杜賓模型的研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2016(6).

[9] 王利曉,惠寧.中國高新技術產(chǎn)業(yè)內外資企業(yè)對內資企業(yè)溢出效應-基于8個高新技術產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].西安財經(jīng)學院學報，2016(1).

[10] Amiti Mary, Javorcik Beata Smarzynska. Trade Costs And Location of Foreign Firms in China[J].JournalofDevelopmentEconomics,2008(5).

[11] 何興強,王利霞.我國FDI區(qū)位分布的空間效應研究[J].經(jīng)濟研究,2008(11).

[12] 周犀行,歐陽溥蔓.國內外市場潛力對FDI區(qū)位選擇的影響研究[J].國際貿易問題,2013(6).

[12] 柳德榮.我國各省市利用外商直接投資績效和潛力研究[J].特區(qū)經(jīng)濟,2005(5).

(責任編輯：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，陜西師范大學國際商學院副教授，博士；岳星星，女，陜西師范大學國際商學院碩士研究生。

F127

A

1008-2603(2016)06-0076-07