姜亞鵬　屈娜

摘要：為考察在華外商直接投資空間布局狀況與區(qū)域間引資差異，文章從FDI區(qū)位選擇理論出發(fā)，在收斂理論基礎(chǔ)上，構(gòu)建FDI收斂模型，考察空間效應(yīng)在不同空間權(quán)重矩陣下對(duì)FDI收斂的影響。研究顯示，首先，1997-2019年中國(guó)各省份FDI存在正的空間相關(guān)性，存在一定的集聚效應(yīng)；其次，收斂特征方面，在華外資不存在顯著的整體α收斂，各地區(qū)FDI存量差距并沒(méi)有明顯的縮減趨勢(shì)，但存在絕對(duì)p收斂和條件β收斂，這意味著地區(qū)間引進(jìn)外資具有“追趕效應(yīng)”，F(xiàn)DI低存量地區(qū)具有較高增速，并且，引入空間效應(yīng)后的收斂系數(shù)和收斂速度都有所增加；最后，影響因素方面，除了FDI空間溢出有利于區(qū)域間引資均衡以外，傳統(tǒng)的戰(zhàn)略資源狀況、一般性資源狀況、市場(chǎng)狀況、技術(shù)水平等因素對(duì)引資收斂的積極作用仍值得重視。文章?lián)颂岢隽酥匾暱臻g聚集與空間溢出效應(yīng)、引導(dǎo)區(qū)域間錯(cuò)位發(fā)展、落實(shí)全國(guó)性重大區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、提升區(qū)域引資能力等對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：外商直接投資空間布局；收斂模型；空間效應(yīng)；追趕效應(yīng)

一、前言與綜述

外商直接投資空間布局反映外資在東道國(guó)的區(qū)域配置特征，它通過(guò)投資乘數(shù)效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)、就業(yè)帶動(dòng)效應(yīng)等方式促進(jìn)著所在東道國(guó)駐地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。自十一屆三中全會(huì)我國(guó)確立改革開(kāi)放政策之后，中國(guó)引資能力和引資規(guī)模持續(xù)增長(zhǎng)，外資日漸成為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量，外資的區(qū)位選擇深刻影響著區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)福利提升。

在華外資空間布局呈現(xiàn)緩慢演變的長(zhǎng)期不均衡態(tài)勢(shì)。改革開(kāi)放數(shù)十年來(lái)，在改革開(kāi)放初期所執(zhí)行的東部地區(qū)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略背景下，我國(guó)各地引進(jìn)外資規(guī)模長(zhǎng)期不均衡，區(qū)域間差距顯著，總體仍呈現(xiàn)不均衡態(tài)勢(shì)，始終在東部高度聚集，中西部發(fā)展雖然較快但總體規(guī)模仍顯著較小。最近出現(xiàn)了些許緩慢的變化跡象，外商直接投資空間由集聚趨向分散均衡，呈現(xiàn)緩慢的北進(jìn)西移態(tài)勢(shì)，其中外資高值集聚區(qū)逐漸向北推進(jìn)，低值聚集區(qū)向西南收縮（胡志強(qiáng)，2018）。2018年中國(guó)外商直接投資企業(yè)共計(jì)593276家，其中廣東、上海、江蘇、浙江等東部沿海?。ㄊ?、區(qū)）為483073家，合計(jì)占比高達(dá)81. 4%。以2018年的廣東和新疆兩地為例進(jìn)行比較，2018年廣東省GDP為97278億元，外商直接投資額為1458.8億美元，新疆維吾爾族自治區(qū)GDP為12199億元，外商直接投資額則僅有0. 169億美元，差距之巨大顯而易見(jiàn)。

觀察在華外資空間布局收斂演變趨勢(shì)、識(shí)別外資空間收斂影響因素具有重要意義?！丁笆奈濉崩猛赓Y發(fā)展規(guī)劃》明確提出，“十四五”時(shí)期我國(guó)利用外資發(fā)展的目標(biāo)是“利用外資規(guī)模位居世界前列，利用外資大國(guó)地位穩(wěn)固，利用外資結(jié)構(gòu)持續(xù)優(yōu)化”，三個(gè)目標(biāo)中的第一項(xiàng)我們己基本實(shí)現(xiàn)，但后兩項(xiàng)仍需進(jìn)一步努力，而實(shí)現(xiàn)兩項(xiàng)目標(biāo)的必由之路就是優(yōu)化外資空間布局，這己成為我國(guó)供給側(cè)改革的題中應(yīng)有之意，是國(guó)家高水平對(duì)外開(kāi)放戰(zhàn)略的重要組成部分。本研究的理論意義至少有兩方面，首先，外資空間布局的表征、空間收斂進(jìn)程的測(cè)度有助于豐富跨國(guó)公司區(qū)位選擇理論；其次，引入空間方法的收斂模型分析有助于更高效地實(shí)現(xiàn)研究對(duì)象的可視化，提升研究結(jié)論的可操作性。實(shí)踐意義亦至少有兩方面，首先，外資收斂趨勢(shì)分析有助于引導(dǎo)外資合理選址，提升外資區(qū)位選擇微觀決策與“西部大開(kāi)發(fā)”、“中原崛起”“東北振興”等國(guó)家宏觀引資意愿的契合度；其次，影響外資收斂趨勢(shì)的因素分析有助于協(xié)調(diào)東道國(guó)區(qū)域間引資競(jìng)爭(zhēng)，提升投資效率，減少資源錯(cuò)配與逆向選擇。

對(duì)外資空間收斂分析及其影響因素識(shí)別具有支撐作用的文獻(xiàn)可以大體分為三類：收斂性研究、FDI空間布局研究、FDI空間溢出研究。首先，關(guān)于收斂理論的討論最早出現(xiàn)于新古典增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂問(wèn)題研究中，之后延伸到其它領(lǐng)域。Mankiw等（1992）對(duì)索洛模型進(jìn)行了擴(kuò)展，將人力資本和物質(zhì)資本同時(shí)加入模型中，得到了Mankiw-Romer-Weil收斂模型（MRW模型），他在文中提出了條件收斂的存在。這一新鮮領(lǐng)域的出現(xiàn)吸引了大量學(xué)者進(jìn)入，但是于本研究有直接關(guān)系研究外商直接投資空間收斂的文獻(xiàn)上非常少見(jiàn)，多數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注外資進(jìn)入與經(jīng)濟(jì)收斂間的因果關(guān)系。Wei（2007）的研究表明中國(guó)FDI地區(qū)分布不均衡性會(huì)導(dǎo)致地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異增大，導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)散；馬晶梅（2013）基于人力資本視角研究FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間收斂關(guān)系的觀察表明，F(xiàn)DI和人力資本要素對(duì)促進(jìn)中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均具有顯著推動(dòng)作用；雷俐（2020）在空間收斂視閾下對(duì)外資對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)影響的討論表明，空間溢出和制度環(huán)境視角下的外商直接投資助推了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但由于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶存在“以資引資”問(wèn)題，外資可能僅對(duì)該區(qū)域資本存量較高地區(qū)產(chǎn)生水平增長(zhǎng)效應(yīng)，因而可能對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向作用。汪文姣（ 2015）針對(duì)環(huán)渤海城市群外資中心收斂性和空間溢出性的研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈的外資中心收斂態(tài)勢(shì)和空間溢出性十分顯著。其次，外資空間布局是企業(yè)微觀區(qū)位選擇的宏觀累積，最近數(shù)十年該領(lǐng)域的研究話題與研究方法均呈現(xiàn)顯著演進(jìn)趨勢(shì)。研究話題方面，文獻(xiàn)關(guān)注熱點(diǎn)從外資在不同國(guó)家間的投資選擇轉(zhuǎn)變?yōu)樵谌A外資在中國(guó)內(nèi)部區(qū)域間的區(qū)位選擇。研究范圍方面，研究熱點(diǎn)從全國(guó)范圍內(nèi)的東、中、西部板塊間的選擇轉(zhuǎn)變?yōu)槟承┥?jí)區(qū)域間、某些產(chǎn)業(yè)內(nèi)的選擇。FDI空間區(qū)位選擇影響因素方面，研究熱點(diǎn)從關(guān)注傳統(tǒng)的成本、市場(chǎng)等因素轉(zhuǎn)向更加關(guān)注集聚因素和制度因素，尤其值得注意的是，部分研究開(kāi)始討論區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境、地方分權(quán)、晉升錦標(biāo)賽、GDP賽跑等要素對(duì)FDI區(qū)位選擇的影響。與之相伴隨，研究方法方面亦更加趨向多樣化，從多元統(tǒng)計(jì)分析到傳統(tǒng)面板回歸，再到條件Logit概率模型、空間計(jì)量檢驗(yàn)等，新方法層出不窮。其研究結(jié)論比較一致地強(qiáng)調(diào)了在華外資空間布局仍存在的不均衡現(xiàn)象，F(xiàn)DI空間布局總體上仍呈現(xiàn)數(shù)量上的“東多西少”，分產(chǎn)業(yè)流入類似地呈現(xiàn)“東高西低”態(tài)勢(shì)，在華外資分布從最初的在沿海地帶和沿長(zhǎng)江流域的“T”型軸線上的集中轉(zhuǎn)向漸進(jìn)式擴(kuò)散轉(zhuǎn)移趨勢(shì)，并出現(xiàn)了高水平和低水平兩大穩(wěn)定性較強(qiáng)的趨同俱樂(lè)部。最后，外資的空間外溢性與空間收斂性存在很大關(guān)系，Arrow（1970）和Frindly（1978）提出外資溢出效應(yīng)、區(qū)域間距離對(duì)外商直接投資區(qū)位選擇影響顯著，越是密切接觸的、距離相近的企業(yè)空間外資溢出速度越快，溢出接受方的吸收效果也越好。其后的大量研究指出，從外資溢出作用效果看，外資溢出存在技術(shù)溢出、就業(yè)溢出和資本流動(dòng)等正向溢出效應(yīng)，也存在競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、擠出效應(yīng)等負(fù)向溢出。Thompson E（2002）研究指出，從溢出方向看，外商直接投資溢出效應(yīng)存在顯著空間差異，外資聚集區(qū)的技術(shù)外溢性強(qiáng)于分散區(qū)域。羅雨澤等（2008）基于大數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，外資溢出對(duì)內(nèi)資企業(yè)具有鄰近溢出效應(yīng)，這在一定程度上使不同區(qū)域間企業(yè)生產(chǎn)率的差距增大；鐘昌標(biāo)（2010）基于中國(guó)各?。ㄊ袇^(qū)）1986-2008年的面板數(shù)據(jù)空間計(jì)量回歸發(fā)現(xiàn)，外資不僅存在地區(qū)內(nèi)部的溢出效應(yīng)，也存在地區(qū)之間的空間溢出。

綜上，目前關(guān)于外商直接投資的文獻(xiàn)主要是關(guān)注了外資區(qū)位選擇與空間溢出，但是對(duì)區(qū)域間外資進(jìn)入差異及其空間收斂性分析較少，而且研究方法也多采用區(qū)位嫡指數(shù)、基尼系數(shù)、赫芬達(dá)爾指數(shù)、地理集中指數(shù)、EG指數(shù)和動(dòng)態(tài)集聚指數(shù)等指標(biāo)進(jìn)行多元統(tǒng)計(jì)分析與傳統(tǒng)面板計(jì)量檢驗(yàn)，可視化與可操作性不足，少數(shù)采用空間分析的文獻(xiàn)又缺乏對(duì)外資空間布局機(jī)理的考察，因而本研究試圖在空間探索性分析基礎(chǔ)上，將空間效應(yīng)引入傳統(tǒng)收斂模型，從空間相關(guān)性和收斂性兩方面判別外資是否存在僅收斂或B收斂，并進(jìn)一步識(shí)別影響外資空間布局收斂的影響因素。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要有兩方面，一是以外資布局收斂問(wèn)題引入空間效應(yīng)，分析空間效應(yīng)對(duì)外資收斂的影響；二是從空間視角進(jìn)行外資收斂影響因素分析，進(jìn)而判斷在華外資空間布局差異存在的主要原因。

后面部分行文主要結(jié)構(gòu)如下，第二部分是機(jī)理分析與檢驗(yàn)設(shè)計(jì)，將在分析外資收斂機(jī)理的基礎(chǔ)上，簡(jiǎn)述研究方法、模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)來(lái)源；第三部分是實(shí)證分析部分，將在在華外資空間布局探索性分析的基礎(chǔ)上，分別考察傳統(tǒng)和空間效應(yīng)下的α收斂、絕對(duì)β收斂與條件β收斂的具體情況；第四部分則根據(jù)前述分析進(jìn)行結(jié)論總結(jié)并提出相應(yīng)對(duì)策建議。

二、機(jī)理分析和檢驗(yàn)設(shè)計(jì)

（一）收斂機(jī)理分析

外資空間布局演化是復(fù)雜的宏觀現(xiàn)象，它始于外資企業(yè)的微觀區(qū)位選擇，終于宏觀經(jīng)濟(jì)的空間布局，外資空間收斂是外資空間布局演變的長(zhǎng)期趨勢(shì)，這一收斂過(guò)程至少通過(guò)空間聚集提升、區(qū)域差異減小兩種途徑實(shí)現(xiàn)。

空間聚集方面，越來(lái)越多文獻(xiàn)從新經(jīng)濟(jì)地理入手討論空間因素對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響問(wèn)題。外資區(qū)位分布具有顯著的集聚特征，外資溢出效應(yīng)路徑至少包含如下幾方面途徑：

（1）技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)。跨國(guó)公司帶來(lái)的先進(jìn)技術(shù)和管理方法通過(guò)示范效應(yīng)，帶動(dòng)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)企業(yè)之間內(nèi)部競(jìng)爭(zhēng)，不斷促使企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，（2）產(chǎn)業(yè)鏈上的垂直溢出。外資企業(yè)通過(guò)產(chǎn)業(yè)鏈帶動(dòng)周邊區(qū)域上下游企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步與效率提升。（3）外資集聚區(qū)向周邊地區(qū)輻射。當(dāng)集聚地區(qū)產(chǎn)生資本成本上升、資本擁擠等現(xiàn)象，外資會(huì)向周邊地區(qū)轉(zhuǎn)移，提升周邊地區(qū)外資規(guī)模。

因此，本文提出假設(shè)（1）：我國(guó)外商直接投資存在正向的空間溢出效應(yīng)，各地區(qū)外資之間存在空間關(guān)聯(lián)。區(qū)域間差距變化分析方面，空間集聚的FDI通過(guò)溢出效應(yīng)對(duì)鄰域產(chǎn)生正的外部性，這一鄰域間的作用過(guò)程具有自我強(qiáng)化效應(yīng)，在位者、后來(lái)者與第三方間的網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系、知識(shí)溢出、制度模仿均有助于克服后來(lái)者以及相關(guān)鄰域的后來(lái)者劣勢(shì)，進(jìn)而使得聚集區(qū)域逐漸擴(kuò)散。Barro和Sala- i-Martin（1991）最早從新古典經(jīng)濟(jì)理論中發(fā)現(xiàn)了收斂模型，從新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型資本邊際收益遞減入手，他們提出經(jīng)濟(jì)落后國(guó)家具有較低的人均資本、較高的資本邊際產(chǎn)出特征，這意味著落后國(guó)家經(jīng)濟(jì)增速會(huì)高于發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增速，這就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性，并依此得出了經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)可能增加的結(jié)論。從這一邏輯出發(fā)，將收斂模型應(yīng)用在外商直接投資空間布局方面可以看到，我國(guó)東部地區(qū)外資規(guī)模較高，相應(yīng)的資本邊際產(chǎn)出低于外資規(guī)模小的中西部地區(qū)，此外中西部地區(qū)具有要素成本低、稅收低等優(yōu)勢(shì)，在資本逐利性的趨勢(shì)下，外資引入水平低的區(qū)域擁有比外資引入水平高的區(qū)域更高的引入外資增長(zhǎng)速度，因而該關(guān)系可以用收斂模型來(lái)衡量。但由于我國(guó)外資引入起步較晚，吸引外資的環(huán)境因素，如對(duì)外開(kāi)放程度、人力資本、相關(guān)的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度、法律法規(guī)等軟實(shí)力以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、市場(chǎng)規(guī)模等硬實(shí)力在地區(qū)之間不均衡，外資的進(jìn)入可能存在路徑依賴特征，區(qū)域之間的外資進(jìn)入差異縮小可能不明顯。因此本文提出假設(shè)（2）：雖然外資在各區(qū)域間差異縮小趨勢(shì)不顯著，但仍存在追趕效應(yīng)，外資規(guī)模較小的中西部地區(qū)相比東部地區(qū)具有更高的外資引入速度，即存在收斂性趨勢(shì)。

（二）模型設(shè)計(jì)：從傳統(tǒng)收斂模型到空間收斂模型

1．傳統(tǒng)收斂模型

（1）α收斂。α收斂是指不同省份FDI存量的差異會(huì)隨時(shí)間的推進(jìn)逐漸縮小，本研究采用省級(jí)FDI存量的變異系數(shù)δ進(jìn)行度量。變異系數(shù)是衡量各觀測(cè)值變異程度的一個(gè)統(tǒng)計(jì)量，對(duì)兩個(gè)或多個(gè)樣本變異程度的比較時(shí)，當(dāng)觀測(cè)值度量單位或均值兩者有一個(gè)不同時(shí)，需要采用標(biāo)準(zhǔn)差與平均數(shù)的比值來(lái)進(jìn)行對(duì)比，即σ與x的比值，而不能僅用標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)度量，其測(cè)算形如式（1）～（3）。其中，F(xiàn)Dit表示第i個(gè)省份在第t年的實(shí)際FDI，n為省價(jià)個(gè)數(shù)。若δt+1<δt，說(shuō)明該區(qū)域FDI存在α收斂；若δt+1>δt，說(shuō)明該區(qū)域化城市FDI不存在α收斂。

（2）β收斂。盧收斂反映初始水平比較低的地區(qū)可能比初始水平高的地區(qū)具有更高的增長(zhǎng)率，一般使用回歸模型來(lái)衡量，包括絕對(duì)B收斂模型、條件β收斂模型。

①絕對(duì)β收斂模型。絕對(duì)β收斂模型不考慮區(qū)域的自身特質(zhì)，從各區(qū)域環(huán)境、政策相同的假設(shè)出發(fā)分析FDI增速與其初始值間的關(guān)系，檢驗(yàn)各地區(qū)FDI是否會(huì)收斂于相同的均衡值。計(jì)算公式形如式（4），其中，In FDI it表示第i個(gè)省份在第t年的實(shí)際FDI存量，In FDIi0。表示期初的人均FDI。β小于0說(shuō)明該區(qū)域存在絕對(duì)收斂，反之則意味著不存在絕對(duì)收斂，同時(shí)盧絕對(duì)值越大意味著收斂性越強(qiáng)。

②條件β收斂模型。絕對(duì)盧收斂是指在沒(méi)有控制那些影響因素的情況下，仍然存在不同省份間的收斂現(xiàn)象，而條件盧收斂是指在控制某些影響因素后，不同省份之間實(shí)現(xiàn)了收斂現(xiàn)象，也即條件收斂模型考察不同F(xiàn)DI水平的地區(qū)存在不同的均衡增長(zhǎng)路徑，收斂于各自的均衡值，因此需要考慮不同經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)間的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變量，相對(duì)于絕對(duì)B收斂方程而言，條件收斂的解釋變量中多了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變量Xi，具體測(cè)算公式形如式（5），其中盧是條件收斂系數(shù)，盧小于0說(shuō)明該區(qū)域存在條件收斂，反之則不存在條件收斂。同時(shí)，盧絕對(duì)值越大則收斂性越強(qiáng)。

2．空間收斂模型

考慮到在地理位置、要素流動(dòng)、技術(shù)溢出等因素影響下，外資可能通過(guò)空間溢出效應(yīng)顯著影響其鄰域發(fā)展，我們考慮在收斂模型中引入空間效應(yīng)，構(gòu)建空間收斂模型，來(lái)更真實(shí)地反映外資空間布局情況。具體模型包括空間滯后模型（SLR）、空間誤差模型（ SEM）和空間杜賓模型（SDM）三類。具體形如式（6）～（8）。

（1）絕對(duì)β收斂模型。下述模型中式（6）是空間滯后模型，主要關(guān)注區(qū)域間空間相關(guān)；式（7）是空間誤差模型，更關(guān)注誤差項(xiàng)引起的空間相關(guān)性；式（8）是空間杜賓模型，將同時(shí)考慮空間自相關(guān)與空間誤差。其中p為收斂系數(shù)，β為空間自回歸系數(shù)，主要用于反映被解釋變量的空間關(guān)聯(lián)性，即相鄰區(qū)域FDI對(duì)本地區(qū)FDI的影響；入為空間誤差系數(shù)，反映了模型殘差項(xiàng)間空間關(guān)聯(lián)性；W、ω為n×n階空間權(quán)重矩陣。我們通過(guò)LM檢驗(yàn)進(jìn)行模型選擇，通過(guò)Flaus-man檢驗(yàn)判斷選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。

（2）條件B收斂模型。下述模型（9）～（11）為條件B收斂模型。其中，式（9）是空間滯后模型，式（10）是空間誤差模型，式（11）是空間杜賓模型。式中Xit是控制變量，其余參數(shù)均與前述絕對(duì)B收斂模型中參數(shù)意義一致。

（三）空間收斂模型細(xì)節(jié)設(shè)定

1．空間權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重矩陣（SpatialWeighting Matrix）是空間收斂模型區(qū)別于傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要特征之一，也是空間計(jì)量核心之一，對(duì)最終檢驗(yàn)結(jié)果具有較大影響。借鑒師博和任保平（2019）的方法，本研究采用鄰近反距離權(quán)重矩陣W1，、經(jīng)濟(jì)反距離權(quán)重矩陣W2、經(jīng)濟(jì)鄰近權(quán)重矩陣W3等三種復(fù)合空間權(quán)重矩陣，復(fù)合空間權(quán)重矩陣能夠彌補(bǔ)單一形式權(quán)重矩陣的缺陷，使檢驗(yàn)結(jié)果更具說(shuō)服力。其中，使用W，與W.采用各賦50%權(quán)重的加權(quán)平均，即0. 5*W1+0. 5*W2。基礎(chǔ)空間權(quán)重矩陣主要有以下三種，①鄰接權(quán)重矩陣，這里使用Queen鄰接矩陣，測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)是，相鄰區(qū)域如有共同的邊或

2．收斂速度和周期。收斂速度和收斂周期可以進(jìn)一步判斷各區(qū)域FDI未來(lái)的收斂趨勢(shì)。其中，收斂速度通過(guò)收斂系數(shù)P來(lái)衡量，s= -ln（l +p）T，其中T指時(shí)間間隔，本文T取18。收斂周期定義為FDI水平較低地區(qū)收斂于水平較高地區(qū)FDI -半水平所需的半生命周期，其中r=ln （2）／s。

3．空間效應(yīng)模型的選擇。首先通過(guò)比較傳統(tǒng)OLS模型與空間模型，考察空間效應(yīng)納入模型的必要性。目前共有沃爾德檢驗(yàn)、似然比檢驗(yàn)和拉格朗日乘子檢驗(yàn)等3種基于最大似然原理的檢驗(yàn)方式，其中拉格朗日乘子檢驗(yàn)是基于原假設(shè)成立情況而進(jìn)行的，因此只需要進(jìn)行最小二乘估計(jì)，所以最為常用。本文選取LM和RLM檢驗(yàn)方法來(lái)確定選擇空間滯后模型、空間誤差模型還是空間杜賓模型，并在三種權(quán)重矩陣下分別進(jìn)行。Anselin首次提出利用LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)選擇SEM或者SLM，并于2006年又進(jìn)一步給出了穩(wěn)健的拉格朗日乘子檢驗(yàn)，判斷準(zhǔn)則如下：如果LM- SEM顯著而LM- SLM不顯著，那么選擇SEM，反之則選擇SLM;如果LM-SEM、LM-SLM均顯著，則利用RLM進(jìn)行檢驗(yàn)，如果RLM-SEM顯著而RLM-SLM不顯著，則選擇SEM，反之則選擇SLM；如果兩者均顯著，則選擇更為顯著那一個(gè)。其次還需進(jìn)一步通過(guò)LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)考察SDM模型能否退化為SLM或SEM模型，判斷準(zhǔn)則如下：如果θ=0和θ= -pp的原假設(shè)同時(shí)無(wú)法被拒絕，那么選擇SDM模型；如果θ=0無(wú)法被拒絕，且SLM的LM檢驗(yàn)顯著，那么選擇SLM;如果θ= -pβ無(wú)法被拒絕，且SEM的LM檢驗(yàn)較顯著，則選擇SEM模型。

（四）變量與數(shù)據(jù)

1．被解釋變量。根據(jù)上文理論模型部分，在FDI的d收斂性的研究中，被解釋變量選取以1997年為基年的外商直接投資額；在FDI的盧收斂性研究中，被解釋變量選取以1997年為基年的外商直接投資額的增長(zhǎng)率（Y），并進(jìn)行取對(duì)數(shù)后進(jìn)行差分。

2．解釋變量。根據(jù)外商直接投資的相關(guān)理論和研究，在FDI的盧收斂性研究中，核心解釋變量選取以1997年為基期的外商直接投資額，并按照當(dāng)年兌美元匯率換算成人民幣。

3．控制變量。我們根據(jù)FDI進(jìn)入的動(dòng)因差異選取FDI的條件β收斂性檢驗(yàn)所需控制變量。借鑒鄧寧（John H Dunning）將對(duì)外直接投資動(dòng)因劃分為自然資源導(dǎo)向型、市場(chǎng)導(dǎo)向型、效率導(dǎo)向型及戰(zhàn)略資產(chǎn)導(dǎo)向型等四類的做法，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，本文將FDI分為資源導(dǎo)向型FDI、市場(chǎng)導(dǎo)向型FDI和技術(shù)導(dǎo)向型FDI等3類外商直接投資，并據(jù)此選取相應(yīng)變量。其中，我們進(jìn)一步將資源導(dǎo)向型FDI分為自然資源導(dǎo)向型、要素導(dǎo)向型兩類。其中自然資源導(dǎo)向型對(duì)外直接投資是為了尋找及開(kāi)發(fā)以石油礦產(chǎn)為主的自然資源而興起的海外投資，選取自然資源和土地資源占用成本來(lái)表征；要素導(dǎo)向型對(duì)外直接投資是為了尋求類似廉價(jià)勞動(dòng)力等要素的海外投資，以勞動(dòng)力總量和人力資源等變量來(lái)表征；市場(chǎng)導(dǎo)向型對(duì)外直接投資動(dòng)因?yàn)殪柟?、擴(kuò)大原有市場(chǎng)，開(kāi)辟新市場(chǎng)，選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和工業(yè)化水平兩變量表征；技術(shù)導(dǎo)向型對(duì)外直接投資動(dòng)因是為獲取東道國(guó)技術(shù)或技術(shù)溢出的海外投資，選取技術(shù)水平來(lái)進(jìn)行表征。更多細(xì)節(jié)詳見(jiàn)表1。

4．樣本選擇與數(shù)據(jù)采集。出于數(shù)據(jù)完整性與統(tǒng)計(jì)口徑一致性考慮，本次檢驗(yàn)的樣本數(shù)據(jù)選取為1997-2019年中國(guó)除港澳臺(tái)和西藏以外的30個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，各變量數(shù)據(jù)采自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和各?。ㄊ?、區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證檢驗(yàn)過(guò)程與檢驗(yàn)結(jié)果

（一）探索性空間檢驗(yàn)

建立空間計(jì)量模型前首先要確定對(duì)象是否存在空間相關(guān)，我們采用全域莫蘭指數(shù)、局域莫蘭指數(shù)（Moran's I）進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。

1．全域空間相關(guān)性。全域莫蘭指數(shù)用于測(cè)算整體是否存在空間相關(guān)，計(jì)算公式形如式（12），其中i和j代表不同區(qū)域，Xi和Xi代表不間區(qū)域外資規(guī)模水平，n表示所研究區(qū)域的總數(shù)，w ij是空間權(quán)重矩陣。全域莫蘭指數(shù)I越大代表空間正相關(guān)性越強(qiáng)，反之則意味著空間負(fù)相關(guān)性越強(qiáng)。1997-2019年30個(gè)?。ㄊ小^(qū)）實(shí)際FDI莫蘭指數(shù)如表2所示。

表2顯示，絕大多數(shù)?。ㄊ小^(qū)）各年莫蘭指數(shù)均大于O且逐年增強(qiáng)，這意味著外商直接投資空間效應(yīng)逐漸增大，各地區(qū)對(duì)其周邊的影響日漸增強(qiáng)。顯著性方面，除2000、2009、2010和2018等4年以外各年份P值均小于5%，而2018年莫蘭指數(shù)P值較大且不顯著，其原因可能在于該年份大部分省份的FDI規(guī)模出現(xiàn)了大幅度下降。

2．局域空間相關(guān)性。局域莫蘭指數(shù)彌補(bǔ)了全局莫蘭指數(shù)只能檢驗(yàn)整體空間自相關(guān)性的缺陷，可以探測(cè)區(qū)域內(nèi)部是否存在異常值或存在集聚現(xiàn)象，并確定它的范圍和位置，可用于測(cè)算不同區(qū)域空間相關(guān)性的非典型特征（Anselin，1995），其計(jì)算公式形如式（13）。我們用該公式測(cè)度區(qū)域i的FDI與周邊FDI的相關(guān)性，所涉及變量含義與全域莫蘭指數(shù)類似。其中，使用Queen相鄰的二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣，即只要區(qū)域i、j有著共同的頂點(diǎn)或共用邊就可判定i、j兩區(qū)域?yàn)猷従雨P(guān)系，二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣W ij，就記為1，否則為O。測(cè)算結(jié)果中正的，值表示高一高聚集或低一低聚集，也稱為熱點(diǎn)或冷點(diǎn)區(qū)域，負(fù)的，值表示高一低聚集或低一高聚集。

進(jìn)一步運(yùn)用Geoda軟件，以11年為一個(gè)跨度周期，選取1997、2008、2019等3個(gè)年份計(jì)算各?。ㄊ?、區(qū)）實(shí)際FDI莫蘭指數(shù)，獲得Morano散點(diǎn)圖形如圖1，進(jìn)而編制FDI省際聚集分區(qū)表形如表3。

圖1、表3顯示，考察期內(nèi)莫蘭指數(shù)值均為正值，但FDI布局顯著不均衡，F(xiàn)DI熱點(diǎn)均處于東部，冷點(diǎn)均處于西部。其中高一高聚集省份逐年增多，從1997年的5個(gè)增加到2008年的6個(gè)，再增加到2019年的10個(gè)；低一低聚集省份數(shù)量則明顯縮減，從1997年的16個(gè)減少到2008年的15個(gè)，再到2019年的12個(gè)，減少幅度不大但是趨勢(shì)明顯。

至此，檢驗(yàn)證明了機(jī)理分析中的假設(shè)一，即我國(guó)外商直接投資存在正向的空間溢出效應(yīng)，各地區(qū)外資之間存在空間關(guān)聯(lián)。

（二）空間收斂性檢驗(yàn)

1．α收斂性檢驗(yàn)。根據(jù)上文α收斂理論，利用FDI變異系數(shù)衡量α收斂值，測(cè)算結(jié)果形如圖2。

由圖2可以得到以下幾方面結(jié)論，首先，我國(guó)利用外資規(guī)模不存在整體上的顯著α收斂。1997-2019年全國(guó)FDI總體的α收斂系數(shù)趨勢(shì)呈現(xiàn)倒U型，以2012年為分界，2012年至今變異系數(shù)不斷擴(kuò)大，并在2019年明顯回落至往年最低水平，這意味著全國(guó)整體范圍內(nèi)FDI差異在增大，不存在明顯的α收斂。其次，東中西部各板塊存在較小的α收斂可能。其中東部地區(qū)FDI的α收斂系數(shù)總體呈緩慢下降趨勢(shì)，說(shuō)明存在明顯的α收斂趨勢(shì)；中部地區(qū)FDI的α收斂系數(shù)趨勢(shì)呈現(xiàn)倒U型，其中2016年到2019年呈現(xiàn)波動(dòng)趨勢(shì)，2019年下降至往年最低水平，說(shuō)明存在較小的α收斂趨勢(shì)；西部地區(qū)FDI α收斂系數(shù)總體呈上升趨勢(shì)，直至2019年α收斂系數(shù)回落至往年最低水平，說(shuō)明西部地區(qū)間FDI差異不斷增大，存在較小的α收斂可能。最后，從區(qū)域間FDI規(guī)模差異角度看，東部地區(qū)區(qū)域間FDI差異最小，中部次之，西部最大。

2．β收斂性檢驗(yàn)。雖然前述檢驗(yàn)顯示不存在整體上的顯著α收斂趨勢(shì)，但考慮到收斂假說(shuō)指出即使盧收斂是α收斂存在的必要條件，但α收斂并不是盧收斂的充要條件，加之盧收斂能夠反應(yīng)隨機(jī)因素沖擊導(dǎo)致的收斂可能，因而我們將進(jìn)一步檢驗(yàn)是否存在絕對(duì)盧收斂、條件盧收斂。

（1）絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)

絕對(duì)β收斂指不考慮地區(qū)間差異，不添加附加約束條件下的盧收斂情況，我們構(gòu)建傳統(tǒng)收斂模型和空間收斂模型，分別檢驗(yàn)盧收斂結(jié)果并進(jìn)行對(duì)比。

①模型選擇。模型選擇檢驗(yàn)結(jié)果詳見(jiàn)表4。首先判斷是否有必要引入空間效應(yīng)。從LM和RLM檢驗(yàn)值可以看出，在三種空間權(quán)重矩陣下LM均通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明利用0LS估計(jì)會(huì)模型存在誤差，這意味著有必要將空間效應(yīng)納入模型；其次，空間模型的選擇方面，RLM檢驗(yàn)值通過(guò)1%的顯著性水平，這意味可以選擇空間杜賓模型；再次，進(jìn)一步，在不同反距離權(quán)重條件下判斷SDM空間杜賓模性能否退化為空間滯后模型或空間誤差模型。其中，鄰近反距離權(quán)重矩陣下，LR檢驗(yàn)和Wald均通過(guò)10%顯著性水平，拒絕0=0和o= -pp的原假設(shè)，因此SDM不能簡(jiǎn)化為SEM或SLM，因而選擇SDM空間杜賓模型。在經(jīng)濟(jì)反距離權(quán)重矩陣下，LR檢驗(yàn)均通過(guò)10%顯著性水平，Wald檢驗(yàn)未通過(guò)空間誤差模型1%的顯著性水平檢驗(yàn)，無(wú)法拒絕θ= -pβ的原假設(shè)，因此SDM模型可以簡(jiǎn)化為空間誤差模型。在鄰近經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣下，LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)均通過(guò)了空間誤差模型10%顯著性水平，均未通過(guò)空間滯后模型1%顯著性水平檢驗(yàn)，無(wú)法拒絕θ=0的原假設(shè)，因此SDM模型可以簡(jiǎn)化為SLM空間滯后模型；最后，三種權(quán)重矩陣下Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均顯示應(yīng)選擇固定效應(yīng)。

②檢驗(yàn)結(jié)果分析。絕對(duì)盧收斂的檢驗(yàn)結(jié)果詳見(jiàn)表5。從表5可以看到，首先，無(wú)論傳統(tǒng)OLS估計(jì)還是考慮空間效應(yīng)的三種復(fù)合權(quán)重估計(jì)，F(xiàn)DI的收斂系數(shù)均為負(fù)，這意味著全國(guó)范圍內(nèi)在華外資存在顯著的絕對(duì)B收斂，F(xiàn)DI總額較低地區(qū)相比FDI總額較高地區(qū)有更高的增長(zhǎng)速度，存在追趕效應(yīng)，全國(guó)范圍內(nèi)FDI總額具有走向同一水平的趨勢(shì)；其次，結(jié)果顯示，考慮空間效應(yīng)后收斂系數(shù)絕對(duì)值更大，收斂速度更快，相應(yīng)的收斂半生命周期更短，說(shuō)明空間效應(yīng)對(duì)FDI的收斂有一定正向作用，能更真實(shí)反應(yīng)FDI收斂速度，對(duì)加速收斂具有促進(jìn)作用；最后，不同的空間權(quán)重矩陣下的空間溢出效應(yīng)系數(shù)P均顯著且方向一致，表明在三種空間權(quán)重矩陣下全國(guó)范圍內(nèi)FDI均存在正向空間溢出，且周邊鄰域地區(qū)的FDI增長(zhǎng)速度對(duì)本地區(qū)FDI存量增長(zhǎng)具有一定促進(jìn)作用，即FDI存量高的地區(qū)會(huì)促進(jìn)鄰近地區(qū)的FDI吸收。

（2）條件β收斂檢驗(yàn)

條件盧收斂指考慮地區(qū)間差異，增加控制因素進(jìn)行約束的盧收斂，它反映的是各地區(qū)是否趨于向自己長(zhǎng)期期望值收斂，同樣地，我們構(gòu)建傳統(tǒng)收斂模型和空間收斂模型進(jìn)行不同條件下盧收斂模型檢驗(yàn)并比較結(jié)果。

①模型選擇。首先判斷空間效應(yīng)納入模型的必要性，檢驗(yàn)結(jié)果詳見(jiàn)表6。LM和RLM檢驗(yàn)值結(jié)果顯示應(yīng)選擇空間杜賓模型；其次，進(jìn)一步判斷空間杜賓模性能否簡(jiǎn)化為空間滯后模型或空間誤差模型。與前述檢驗(yàn)準(zhǔn)則一致，三種空間權(quán)重矩陣下均應(yīng)選擇空間杜賓模型；最后，在三種權(quán)重矩陣下的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均顯示應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

②檢驗(yàn)結(jié)果分析。條件盧收斂的檢驗(yàn)結(jié)果詳見(jiàn)表7，其中模型5是不考慮空間效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，模型6-8是引入空間效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。

β收斂檢驗(yàn)可以得到以下3方面結(jié)論，首先，傳統(tǒng)OLS模型和空間收斂模型的系數(shù)均小于0，這意味著全國(guó)范圍內(nèi)外商直接投資存在顯著的條件β收斂。

其次，三種空間權(quán)重矩陣下空間效應(yīng)系數(shù)D／λ并不一致，這意味著空間權(quán)重矩陣的選擇對(duì)空間效應(yīng)判斷具有一定影響。從收斂速度來(lái)看，空間收斂模型具有更高的收斂速度，OLS估計(jì)下收斂速度為6%，在三種空間權(quán)重矩陣下，收斂速度分別是19.6%、22. 94%和21.2%；再次，相比絕對(duì)B收斂結(jié)果，添加控制變量的條件B收斂系數(shù)絕對(duì)值更大，即條件B收斂具有更明顯的收斂效果。

最后，模型控制變量對(duì)FDI收斂速度影響各異。一是地方財(cái)政耕地資源稅、人均GDP、工業(yè)化水平對(duì)區(qū)域FDI增長(zhǎng)具有一定正向作用。我們認(rèn)為，地方財(cái)政耕地資源稅對(duì)外商直接投資增長(zhǎng)率具有正向作用的原因可能如下：耕地資源稅收是針對(duì)土地的經(jīng)濟(jì)特征——固定性、稀缺性而征收的稅收形式，具有促進(jìn)土地資源合理利用、調(diào)節(jié)土地收益分配、促進(jìn)企業(yè)公平競(jìng)爭(zhēng)等作用，因此耕地稅收高的原因可能是固定土地資源緊缺、土地需求過(guò)高等，而這種現(xiàn)象往往傾向于在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)、產(chǎn)業(yè)集聚地區(qū)產(chǎn)生，這些地區(qū)對(duì)FDI具有較強(qiáng)的吸引力，耕地資源稅在一定程度上可以反應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此耕地資源稅對(duì)FDI增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用；人均GDP對(duì)外商直接投資增長(zhǎng)具有正向作用，說(shuō)明提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有助于FDI的增長(zhǎng)；工業(yè)化水平對(duì)外商直接投資具有正向作用，工業(yè)化水平發(fā)達(dá)地區(qū)能夠形成完整的產(chǎn)業(yè)鏈條，能夠形成與外商直接投資較為吻合的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，從而吸引相關(guān)外資進(jìn)入。二是地方財(cái)政資源稅對(duì)外商直接投資具有負(fù)向作用，說(shuō)明高企的資源稅會(huì)讓外資尋求成本更低的替代品或選擇其它投資目的地。三是勞動(dòng)力總量、勞動(dòng)力素質(zhì)和技術(shù)水平對(duì)外商直接投資的影響在傳統(tǒng)B收斂模型下和空間B收斂模型下方向均不顯著，我們推測(cè)其原因可能在于兩方面：一方面是勞動(dòng)力因素本身所存在的區(qū)域間顯著差異導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果不理想；另一方面，生產(chǎn)中技術(shù)投入到產(chǎn)出的過(guò)程既具有風(fēng)險(xiǎn)，且回報(bào)周期較長(zhǎng)，短期內(nèi)可能對(duì)FDI的影響不顯著，因此這三個(gè)變量對(duì)FDI的增長(zhǎng)作用均不明顯。

3．穩(wěn)健性檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)從分樣本回歸與分段回歸進(jìn)行。首先，樣本回歸將全國(guó)劃分為東、中、西三個(gè)板塊，分別檢驗(yàn)不同區(qū)域的收斂情況；其次，分段回歸以2008年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)進(jìn)行分段回歸。2008年全球金融危機(jī)的爆發(fā)導(dǎo)致了FDI波動(dòng)，在一定程度上反映了經(jīng)濟(jì)周期對(duì)回歸結(jié)果的影響，因此，將樣本觀察期劃分為1997-2008年、2009-2019兩個(gè)階段。其中，權(quán)重矩陣選擇方面，考慮到經(jīng)濟(jì)和地理復(fù)合矩陣更能反應(yīng)變量的真實(shí)空間依賴特征，本研究選擇經(jīng)濟(jì)反距離權(quán)重矩陣或鄰近經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果詳見(jiàn)表8。

由表8穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以得到以下三方面結(jié)論：首先，不同區(qū)域和不同時(shí)段條件下β收斂狀況與收斂系數(shù)均顯著為負(fù)，與前述檢驗(yàn)中的β收斂結(jié)果一致，驗(yàn)證了前述檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性；其次，分樣本檢驗(yàn)中，東部地區(qū)空間收斂模型收斂系數(shù)比0LS回歸系數(shù)更大，而中、西部地區(qū)空間收斂模型收斂系數(shù)較之OLS回歸系數(shù)則變得更小；最后，空間收斂系數(shù)和收斂速度依照東部、中部、西部的次序依次遞減，且2008年后收斂速度明顯加快。

至此，我們通過(guò)收斂分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)證明了假設(shè)2，雖然外資在各區(qū)域間差異縮小趨勢(shì)不顯著，但仍存在追趕效應(yīng)，外資規(guī)模較小的中西部地區(qū)相比東部地區(qū)具有更高的外資引入速度，即存在空間收斂性趨勢(shì)。

四、結(jié)論和建議

（一）基本結(jié)論

1．空間相關(guān)性方面，1997-2019年Moran.s總體上都顯著大于0，表明全國(guó)范圍內(nèi)FDI存在正的空間相關(guān)性，有空間聚集特征。值得特別關(guān)注的是，F(xiàn)DI空間集聚特征呈現(xiàn)東熱西冷態(tài)勢(shì)，東部地區(qū)之間具有高一高集聚特征，且東部地區(qū)聚集數(shù)量逐年增多。但值得欣慰的是，西部地區(qū)雖然低一低集聚特征較明顯，但低一低聚集的數(shù)量在逐年減少，主要集中在云南、新疆、陜西、青海、寧夏、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、貴州、甘肅、福建等地區(qū)。

2．空間收斂趨勢(shì)方面，我國(guó)利用外資規(guī)模巨大但區(qū)域發(fā)展不均衡，利用外資規(guī)模整體上不存在顯著的α收斂，但存在顯著的絕對(duì)盧收斂和條件β收斂。α收斂檢驗(yàn)顯示，F(xiàn)DI不存在整體顯著α收斂，表明FDI存量整體差異性縮減幅度較小，分各板塊來(lái)看，東部地區(qū)省際差異性最小，中部、西部依次增大，且西部地區(qū)的省際差異仍存在繼續(xù)擴(kuò)大趨勢(shì)；盧收斂顯示，省際之間存在顯著的絕對(duì)盧收斂、條件B收斂，這意味著FDI存量較低的地區(qū)較之FDI存量較高的地區(qū)具有更高的增長(zhǎng)率；考慮控制變量后的條件盧收斂仍顯著，表明考慮地區(qū)間差異條件后，各地區(qū)FDI規(guī)模會(huì)逐漸收斂于各自的均衡狀態(tài)；

3．外資空間收斂影響因素方面，首先是空間溢出有利于促進(jìn)外資空間布局的收斂。盧收斂檢驗(yàn)中，F(xiàn)DI初始值的空間溢出系數(shù)無(wú)論是經(jīng)濟(jì)還是地理因素權(quán)重矩陣下均為正值，表明鄰近地區(qū)FDI具有一定空間依賴性，F(xiàn)DI存量較高地區(qū)所產(chǎn)生的正向空間溢出有利于促進(jìn)區(qū)域間引進(jìn)外資均衡；其次，控制變量中的地區(qū)土地資源稅收、地區(qū)人均GDP和工業(yè)化水平對(duì)FDI增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用，地區(qū)財(cái)政資源稅收對(duì)FDI增長(zhǎng)起到抑制作用，而勞動(dòng)力總量、勞動(dòng)力素質(zhì)和技術(shù)投入對(duì)FDI增長(zhǎng)的作用不顯著。

（二）對(duì)策建議

針對(duì)研究結(jié)論我們提出以下建議：

首先，充分重視空間聚集與空間溢出效應(yīng)，通過(guò)跨區(qū)域協(xié)作誘導(dǎo)區(qū)域引資加速收斂。各區(qū)域切實(shí)重視臨域間空間溢出與空間依賴，積極推進(jìn)鄰域間協(xié)同，提升區(qū)域間引資收斂速度。全國(guó)整體上，要充分利用FDI空間集聚、空間溢出作用。整體Moran s指數(shù)總體上顯著大于O表明全國(guó)范圍內(nèi)FDI存在正的空間相關(guān)性，F(xiàn)DI不僅對(duì)投入地區(qū)具有溢出作用，而且對(duì)鄰近地區(qū)、相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出、知識(shí)溢出等跨區(qū)域空間作用，實(shí)踐中應(yīng)積極利用跨區(qū)域垂直產(chǎn)業(yè)鏈分工，以跨區(qū)域母子公司、跨區(qū)產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟等方式充分發(fā)揮跨國(guó)公司優(yōu)勢(shì)；各區(qū)域板塊方面，要鼓勵(lì)外資網(wǎng)絡(luò)關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)在提升自身優(yōu)勢(shì)的同時(shí)著力加強(qiáng)與其他省域的聯(lián)動(dòng)，發(fā)揮引資帶動(dòng)作用，形成板塊競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。H-H聚集的浙江、山東、江西、湖南、湖北、河南、安徽、上海、江蘇、廣東等地區(qū)要勇于站出來(lái)，承擔(dān)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的空間輻射作用與扶助牽引責(zé)任，縮小區(qū)域差異、城鄉(xiāng)差異。L-L聚集的云南、新疆、陜西、青海、寧夏、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、貴州、甘肅、福建等地區(qū)要結(jié)合本地稟賦，抓住全國(guó)與區(qū)域性產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整機(jī)遇，優(yōu)化軟硬件環(huán)境，積極接收H-H聚集地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。H-L聚集的四川、北京、河北、山西、天津、海南、廣西、重慶等地區(qū)要切實(shí)加強(qiáng)與相鄰高水平區(qū)間的合作，吸收高水平地區(qū)外資的空間溢出效應(yīng)。

其次，重視區(qū)域稟賦差異與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)區(qū)域間錯(cuò)位發(fā)展。地區(qū)間簡(jiǎn)單的GDP競(jìng)賽可能帶來(lái)惡性競(jìng)爭(zhēng)與低水平重復(fù)，為避免資源錯(cuò)配，各地區(qū)應(yīng)從自身與鄰域間的稟賦條件與制度環(huán)境入手，實(shí)施生態(tài)位分離策略，有針對(duì)性地為重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)引資，推進(jìn)區(qū)域間錯(cuò)位發(fā)展。具體來(lái)講，東部城市可以充分發(fā)揮自己在規(guī)模經(jīng)濟(jì)和集聚經(jīng)濟(jì)方面的優(yōu)勢(shì)，加速引資從量向質(zhì)的轉(zhuǎn)變，中部城市應(yīng)進(jìn)一步提高人力資本水平，積極承接來(lái)自東部的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，西部地區(qū)則可以借助改善基礎(chǔ)設(shè)施條件、提高技術(shù)水平的環(huán)境建設(shè)機(jī)遇，引入要素導(dǎo)向型、市場(chǎng)導(dǎo)向型等外資進(jìn)入，做大做強(qiáng)當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)。

再次，落實(shí)全國(guó)性重大區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，為內(nèi)陸地區(qū)爭(zhēng)取更多的外資。收斂性檢驗(yàn)顯示，雖然全國(guó)范圍內(nèi)利用外資規(guī)模不存在顯著的整體上FDI的α收斂，但存在顯著的絕對(duì)I3收斂、條件β收斂，這意味著FDI存量較低地區(qū)有著更大的增長(zhǎng)率，這一方面要求中西部地區(qū)發(fā)揮后來(lái)者優(yōu)勢(shì)主動(dòng)出擊積極引資，另一方面要求我國(guó)切實(shí)將“長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)”“京津翼協(xié)調(diào)發(fā)展”“振興東北等老工業(yè)基地”“中原崛起”等全國(guó)性區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略落到實(shí)處，引導(dǎo)外資向中西部轉(zhuǎn)移。

最后，全面優(yōu)化軟硬件環(huán)境，進(jìn)一步提升區(qū)域引資能力。收斂檢驗(yàn)顯示，作為影響FDI區(qū)位選擇的傳統(tǒng)因素，市場(chǎng)規(guī)模、基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、勞動(dòng)力素質(zhì)等因素仍值得重視，在充分尊重市場(chǎng)規(guī)律前提下，各地區(qū)在提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的同時(shí)，應(yīng)積極優(yōu)化軟硬件環(huán)境，推進(jìn)筑巢引鳳。一方面要持續(xù)加大基礎(chǔ)設(shè)施投入，尤其是信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實(shí)現(xiàn)區(qū)際互通，以跨部門(mén)、跨區(qū)域協(xié)同吸引更多外資進(jìn)入。另一方面要加強(qiáng)軟環(huán)境建設(shè)，在深刻理解引資負(fù)面清單基礎(chǔ)上，實(shí)行重大外資項(xiàng)目協(xié)調(diào)服務(wù)首問(wèn)負(fù)責(zé)制，明確專人跟蹤、落實(shí)涉外投資項(xiàng)目，積極參與解決企業(yè)在核準(zhǔn)、審批、建設(shè)及開(kāi)工中所遇到的困難，按照從便、從快原則推進(jìn)外資項(xiàng)目順利實(shí)施，爭(zhēng)取早簽約、早注冊(cè)，全面提升涉外項(xiàng)目簽約率、履約率、資金到位率及投產(chǎn)開(kāi)工率，構(gòu)建高水平對(duì)外開(kāi)放區(qū)域新格局。

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