城市密集區(qū)FDI溢出效應(yīng)及其增長影響:來自大長三角地區(qū)的證據(jù)(1991－2010)

文余源

(中國人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京 100872)

一、引 言

自改革開放以來，我國以年均9.9%的增速(1979-2011)取得了舉世矚目的經(jīng)濟發(fā)展成就，這一成就的取得被廣泛認(rèn)為是與快速引進外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)有關(guān)[1]。事實上，自1992年以來，中國已經(jīng)成為發(fā)展中國家(地區(qū))第一和全球第二(僅次于美國)的FDI流入國。1979年我國的FDI流入量不足1億美元，但到2011年時FDI實際利用額達(dá)到1180億美元，年均增速達(dá)16%(1985-2011)。截止2011年末，我國累計實際利用FDI達(dá)1.17萬億美元。FDI對我國經(jīng)濟增長貢獻顯著。以2011年為例，F(xiàn)DI對總資本形成的貢獻為6.2%，來自外資企業(yè)(FIEs)的稅收占全國總稅收的21.2%，其產(chǎn)值占全部工業(yè)產(chǎn)值的27.2%，貢獻了49.2%的出口額。但是中國的FDI分布存在極大的地域不平衡，F(xiàn)DI主要集中于東部沿海地區(qū)，其中又以長三角、珠三角等城市密集地區(qū)為主要集聚區(qū)，這一格局自改革開放以來30余年基本未變。

隨著大量FDI涌入中國，關(guān)于FDI對中國經(jīng)濟增長影響的研究文獻也不斷增多[1-4]，其中多數(shù)研究是省域?qū)用娴哪Ｐ头治鯷1][5]，然而，中國的省域空間尺度差異巨大，因此省域分析的結(jié)論對政策制定提供的信息有限。從實用的角度，城市層次的分析對政策決策應(yīng)該更有意義，但由于數(shù)據(jù)難以獲取等原因，關(guān)于城市層面的研究文獻并不多見[3][6-7]。本文將以我國城市分布密集的大長三角地區(qū)(本文指上海、江蘇和浙江三省市)為對象，研究其城市FDI溢出效應(yīng)及其增長影響。圖1顯示了大長三角地區(qū)的FDI流入量及其全國占比變化情況，1990年該地區(qū)FDI流入量僅5.1億美元，全國占比14.64%，2011年達(dá)到564億美元，全國占比升至47.8%，約占半壁江山。作為全國 FDI重要的FDI聚集地，F(xiàn)DI的流入對該地區(qū)城市生產(chǎn)率產(chǎn)生怎樣的影響，是否存在溢出效應(yīng)，對核心區(qū)和外圍區(qū)的影響是否相同。本文利用該地區(qū)1991-2010年25個地級以上城市的面板數(shù)據(jù)，考慮空間依賴和分區(qū)(核心區(qū)和外圍區(qū))研究其增長模型，探討該地區(qū)城市FDI和經(jīng)濟增長的分布是互補模式還是替代模式，并動態(tài)考察其時間演變趨勢。

本文的后述部分組織如下，第二部分闡述 FDI溢出的渠道，并簡要評述有關(guān)FDI溢出的經(jīng)驗分析文獻。第三部分給出本文的分析框架。第四部分對所用數(shù)據(jù)和方法進行說明。第五部分討論面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果并進行敏感性分析。最后得出結(jié)論并討論其政策含義。

圖1 我國和大長三角地區(qū)FDI流入量與比例變化

二、溢出渠道與經(jīng)驗證據(jù)

(一)FDI溢出渠道

眾多的文獻探討了FDI對東道國國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率或經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)，其溢出渠道包括示范、競爭、勞動力流動、出口、投入產(chǎn)出產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等[6][8-9]。在外資企業(yè)的示范作用下，東道國企業(yè)的模仿被認(rèn)為是經(jīng)典的外資企業(yè)先進生產(chǎn)加工技術(shù)的傳播機制[8-9]和最明顯的溢出渠道[8]。一般而言，國內(nèi)企業(yè)引入新技術(shù)由于其不確定性可能面臨很高的代價和風(fēng)險，但某些技術(shù)已經(jīng)被外資企業(yè)成功應(yīng)用的情況下，國內(nèi)企業(yè)就有模仿的動力，這種模仿或示范效應(yīng)可以促進本地技術(shù)升級進而對本地生產(chǎn)率產(chǎn)生正向溢出。許多研究都強調(diào)了競爭的溢出效應(yīng)[6][8][10]，除非壟斷，否則外資企業(yè)的進入會引發(fā)與國內(nèi)企業(yè)的競爭，這將推動國內(nèi)企業(yè)更有效地使用已有技術(shù)和資源，甚至采用先進的新技術(shù)，從而減少低效率和提高生產(chǎn)率。溢出亦可以產(chǎn)生于勞動力流動，國內(nèi)企業(yè)可通過聘用先前在外資企業(yè)就職并掌握一定管理和技術(shù)知識的人才來提高其生產(chǎn)率，很多研究認(rèn)為這是最重要的溢出渠道之一[11-12]，也被很多實證所證實[13]。但是，由于難以跟蹤勞動力流動和分析其對其他工人生產(chǎn)率的影響，因而要評價它對國內(nèi)企業(yè)效率的影響并不容易[14]。甚至有時候，正如Sinani和Meyer(2004)[15]指出，如果外資企業(yè)通過高薪等手段從國內(nèi)企業(yè)挖走技術(shù)人才，還會對后者產(chǎn)生負(fù)向影響。出口溢出是生產(chǎn)率提高的間接效應(yīng)，根據(jù)Aitken等(1997)[16]、Aitken和Harrison(1999)[17]、G?rg 和 Greenaway(2004)[8]，國內(nèi)企業(yè)會學(xué)習(xí)外資企業(yè)實施出口戰(zhàn)略。出口通常涉及分發(fā)網(wǎng)絡(luò)和交通通信設(shè)施建設(shè)的固定成本、熟悉消費者行為偏好和國外市場規(guī)制等問題，本地企業(yè)可以通過與外資企業(yè)合作和模仿等方式滲入出口市場，從而提高生產(chǎn)率。國內(nèi)企業(yè)與外資企業(yè)間的投入產(chǎn)出聯(lián)系，意味著建立外資企業(yè)作為國內(nèi)企業(yè)中間投入供給方的后向聯(lián)系或者外資企業(yè)作為國內(nèi)企業(yè)中間投入消費方的前向聯(lián)系[9-10]。后向聯(lián)系下，如果外資企業(yè)增加對國內(nèi)企業(yè)投入品的需求，在規(guī)模報酬遞增條件下后者將會受益，反過來會提高國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率。為了獲得符合一定質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)的投入品，外資企業(yè)會對本地企業(yè)提供技術(shù)支持和組織管理援助[9]。前向聯(lián)系下，如果外資企業(yè)相比國內(nèi)企業(yè)能提供價廉質(zhì)高的投入品，那么國內(nèi)企業(yè)同樣可以受益提高生產(chǎn)率[10]，如果外資企業(yè)為國內(nèi)企業(yè)引入新的管理技能和新的生產(chǎn)工藝，也是提升國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)能力的重要方面[18]。

另一個影響FDI溢出的因素是地理鄰近性。根據(jù)Tobler(1970)的地理學(xué)第一定律[19]，相近的事務(wù)要比遠(yuǎn)距離的事務(wù)聯(lián)系更緊密，也就是說，靠近外資企業(yè)的本地企業(yè)比那些距離較遠(yuǎn)的國內(nèi)企業(yè)更有可能頻繁地與其建立聯(lián)系。有研究論證了FDI溢出具有地理范圍限制，或者說至少會隨距離衰減[5]，特別像勞動力流動[20]、示范效應(yīng)[21]和競爭效應(yīng)[5]等只在一定尺度范圍內(nèi)發(fā)生，本地企業(yè)越靠近外資企業(yè)，其相互作用也越強，企業(yè)間勞動力、物資、資本和知識的流動以及空間外部性的作用都會隨距離衰減，其結(jié)果是低生產(chǎn)率地區(qū)與高生產(chǎn)率地區(qū)一樣會形成地理聚集。眾多學(xué)者，如 Rey和Montouri(1999)[22]、Madariaga和Poncet(2007)[6]等，已經(jīng)證明了空間模式的重要性。上述研究表明，如果空間效應(yīng)被忽略，模型很可能產(chǎn)生嚴(yán)重的設(shè)定錯誤和變量省略偏誤[23]。最近已有一些研究檢驗了FDI空間溢出對生產(chǎn)率或經(jīng)濟增長的影響并確認(rèn)了空間作用的存在[6][24]。

(二)經(jīng)驗證據(jù)

理論分析通常認(rèn)為FDI會通過前述勞動力流動、示范與模仿、競爭、出口和前后向產(chǎn)業(yè)聯(lián)系對國內(nèi)生產(chǎn)率或經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向溢出[11-12][25]。然而，很多經(jīng)驗研究文獻中有關(guān)FDI對生產(chǎn)率或增長影響的存在性、方向及其程度要么分析結(jié)論不一致[8][25]，要么結(jié)論證據(jù)不充分[5]。近年來，有關(guān)中國 FDI溢出的文獻日益增多，與其他國家(地區(qū))一樣，其中不乏FDI對生產(chǎn)率或經(jīng)濟增長溢出效應(yīng)的經(jīng)驗研究，這些實證分析根據(jù)數(shù)據(jù)層次可分為區(qū)域?qū)哟?省域或城市層次)和產(chǎn)業(yè)或企業(yè)層次兩類[3]。多數(shù)經(jīng)驗研究都集中在省域?qū)哟?，一般得出了FDI正向溢出的證據(jù)，例如Cheung和Lin(2004)利用1995-2000年省域數(shù)據(jù)提供了FDI對專利應(yīng)用存在正向溢出效應(yīng)的經(jīng)驗證據(jù)[26]，Huang(2004)利用中國工業(yè)的省域截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了FDI對勞動生產(chǎn)率和TFP有正向溢出并且溢出依賴于技術(shù)差距的證據(jù)[27]，Zhang(2006)用1992-2004年的省域數(shù)據(jù)評估了FDI對中國收入增長的影響程度并得出FDI具有正向效應(yīng)并隨時間增強的結(jié)論[1]。城市層次的溢出實證不多，Madariaga和Poncet(2007)是一個例外，他們提供了1991-2002年間中國180個城市FDI對增長正向溢出的證據(jù)[6]。

產(chǎn)業(yè)層次的FDI溢出證據(jù)不穩(wěn)健。Li等(2001)用中國1995年第三次工業(yè)普查的制造業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了FDI對國內(nèi)勞動生產(chǎn)率的正向溢出證據(jù)[28]，用同一來源數(shù)據(jù)，Buckley等(2002)也得出了FDI對企業(yè)高技術(shù)和新產(chǎn)品開發(fā)、出口績效和勞動生產(chǎn)率具有正向影響的結(jié)論[29]。利用深圳特區(qū)1993-1998年29個制造業(yè)數(shù)據(jù)，Liu(2002)發(fā)現(xiàn)用總平均FDI為測度量時，F(xiàn)DI對生產(chǎn)率和增長率都存在顯著正向影響，而用產(chǎn)業(yè)平均FDI為測度量時，F(xiàn)DI對所在的產(chǎn)業(yè)影響并不顯著[30]。Liu等(2001)用1996-1997年中國電子產(chǎn)業(yè)41個行業(yè)的數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果表明FDI對產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有正向效應(yīng)[31]。

企業(yè)層次的FDI溢出證據(jù)更為模糊。Chuang和Hsu(2004)發(fā)現(xiàn)FDI對與外資企業(yè)技術(shù)差距大和差距小的國內(nèi)企業(yè)都有顯著正向溢出，但對后者的溢出更大[32]。Tong和Hu(2003)根據(jù)近50萬個國內(nèi)企業(yè)匯總的10601個4位數(shù)產(chǎn)業(yè)的省域數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)來自香港、澳門和臺灣的FDI對國內(nèi)勞動生產(chǎn)率有負(fù)向影響，而來自其他經(jīng)濟體的FDI則有正影響[33]。Wei和Liu(2006)用1998-2001年近萬個企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)FDI對地區(qū)產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)率都有正效應(yīng)，但OECD國家的FDI比香港、澳門和臺灣的FDI溢出更強[7]，Hu和Jefferson(2002)使用國內(nèi)8917個紡織企業(yè)和2289個電子企業(yè)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)FDI對電子企業(yè)的TFP具有顯著負(fù)向影響并降低了國有企業(yè)的生產(chǎn)率，但對紡織企業(yè)沒有這一現(xiàn)象[34]。Agarwal和Milner(2011)利用20460個2001-2005年中國制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在29個省域和每個省域的10個制造業(yè)部門中FDI溢出都存在異質(zhì)性，這表明FDI溢出會受到省域和部門特征的雙重影響[5]。Hale和Long(2011)利用2001年世界銀行調(diào)查的企業(yè)數(shù)據(jù)并未發(fā)現(xiàn)FDI對中國生產(chǎn)率的系統(tǒng)性正向影響[3]。Liu(2008)利用1995-1999年中國制造業(yè)大型面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI在4位數(shù)產(chǎn)業(yè)層次的同一產(chǎn)業(yè)中降低了其短期生產(chǎn)率，但提高了其長期生產(chǎn)率[35]。

如前所述，地理鄰近性對溢出效應(yīng)具有重要作用。很多學(xué)者用空間計量技術(shù)檢驗了FDI的行為，但其中多數(shù)是關(guān)注FDI的區(qū)位決定[25][36]，直接檢驗FDI空間溢出的經(jīng)驗研究很有限。Crespo等(2009)利用葡萄牙1996-2000年企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗了外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)間地理鄰近性對FDI溢出效應(yīng)的關(guān)系，并證實了地理鄰近性因素的重要作用[9]。Madariaga和Poncet(2007)用空間計量方法發(fā)現(xiàn)FDI對中國180個城市經(jīng)濟增長具有正向溢出效應(yīng)[6]。Driffield(2006)利用空間計量方法分析1984-1992年英國制造業(yè)中包含國外企業(yè)和國內(nèi)企業(yè)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI溢出具有地方性和鄰近性，空間依賴會顯著改變FDI對地方和國家生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)[37]。Bode等(2012)利用1977-2003年美國各州的數(shù)據(jù)，考慮空間相互依賴條件下FDI流入會對其國內(nèi)TFP產(chǎn)生正外部性[38]。

綜上所述，有關(guān)FDI對生產(chǎn)率或經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)，不管是省域?qū)用?、城市層面還是產(chǎn)業(yè)及企業(yè)層面，其經(jīng)驗證據(jù)是不穩(wěn)健的，還未形成確切的結(jié)論，而且多數(shù)文獻都屬于靜態(tài)分析，沒有考慮FDI的影響可能會隨時間變遷。考慮到城市FDI溢出及其空間關(guān)聯(lián)或依賴性的經(jīng)驗分析很少，對中國城市密集區(qū)的相關(guān)研究更是不多，本文選擇我國經(jīng)濟最發(fā)達(dá)和城市密度最高的大長三角地區(qū)，考慮空間維度因素，采用面板數(shù)據(jù)空間Durbin模型檢驗FDI及其他各變量對地方生產(chǎn)率的溢出及其在核心與外圍區(qū)的差異和動態(tài)變化，對所有變量進行空間效應(yīng)檢驗，分單分區(qū)和雙分區(qū)(核心和外圍)以及考慮動態(tài)變化是本研究區(qū)別于已有研究的突出特點。

三、分析框架

上述討論表明，F(xiàn)DI對所在城市生產(chǎn)率或增長產(chǎn)生溢出的渠道有多個，我們可以假設(shè)FDI溢出是一種影響生產(chǎn)率或增長的外部因素，那么FDI對生產(chǎn)率或增長影響的性質(zhì)和程度可以用C-D生產(chǎn)函數(shù)來反映，即

這里Yit表示城市i在時間t的真實產(chǎn)出，Kit和Lit分別是城市i在時間t的國內(nèi)資本存量和勞動力投入，Ait是可看成城市i在時間t可獲得的知識(或技術(shù)水平)指數(shù)，即全要素生產(chǎn)率(TFP)。

模型(1)假設(shè)作為外生因素的FDI溢出通過反映技術(shù)水平的A來影響城市產(chǎn)出。因此Ait可以寫成如下形式:

這里 TFPit是城市 i在時間 t的 TFP，F(xiàn)DIit和 Xit=(x1it，x2it，…，xmit，)分別是城市 i在時間 t的 FDI存量和其他決定因素向量，xjit(j=1，2，…m)是城市i在時間t的其他決定因素變量，c是除上述因素變量外的余值，a和bj分別是FDI存量和其他決定因素變量的彈性系數(shù)。

這里的基本思想是外資企業(yè)的先進技術(shù)和高效率組織結(jié)構(gòu)是其生產(chǎn)比國內(nèi)企業(yè)效率更高的重要源泉。但是，即使在保密情況下，這種有關(guān)先進技術(shù)和組織高效的知識也會隨時間逐步流出，最終成為國內(nèi)外企業(yè)運營環(huán)境的共性知識[5]，因而假設(shè)國內(nèi)企業(yè)獲得外資企業(yè)的溢出是合理的。不過FDI對所在城市生產(chǎn)率或增長溢出的發(fā)生、方向和程度取決于該城市經(jīng)濟發(fā)展水平、勞動力質(zhì)量、人口增長等特征因素。盡管這些因素影響FDI溢出性質(zhì)和范圍的機制不太清楚，但是可以合理地假設(shè)本地國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)吸收能力會受到一城市經(jīng)濟發(fā)展、勞動力質(zhì)量和人口增長等方面特征的影響，那些位于收入水平低、勞動力質(zhì)量差的城市的內(nèi)資企業(yè)由于競爭和趕超以縮小技術(shù)差距而可能獲得更多的外資企業(yè)技術(shù)溢出[5]。但另一方面，技術(shù)差距過大會成為FDI進入的障礙，因而這些城市的內(nèi)資企業(yè)獲得外資企業(yè)的技術(shù)溢出非常有限。

此外，考慮到地理鄰近性對FDI城際溢出的可能作用，本文假設(shè)上述TFP受空間相互作用影響，即在模型中對FDI的空間溢出進行明確檢驗，在后面兩節(jié)將對該問題進行重點闡述。

四、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計局出版的1991-2011各年度《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《上海統(tǒng)計年鑒》、《江蘇統(tǒng)計年鑒》和《浙江統(tǒng)計年鑒》。大長三角地區(qū)包括上海、江蘇和浙江三省市，共計25個地級以上城市，其中核心區(qū)即官方認(rèn)可的長三角地區(qū)包括上海、南京、無錫、常州、蘇州、南通、揚州、鎮(zhèn)江、泰州、杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、舟山和臺州等16市，外圍區(qū)包括徐州、連云港、淮安、鹽城、宿遷、溫州、金華、衢州和麗水等9市?？紤]到我國地級以上城市通常會有若干農(nóng)業(yè)縣域，由于集聚效應(yīng)、更發(fā)達(dá)的基礎(chǔ)設(shè)施和非農(nóng)活動聯(lián)系緊密等原因，相比農(nóng)區(qū)，溢出效應(yīng)在城區(qū)發(fā)生的可能性要大得多，因而本文只考慮市轄區(qū)數(shù)據(jù)。

考慮到1992年是我國在鄧小平“南巡講話”后進入改革開放第二階段的標(biāo)志性年份，從這一年開始，我國開始真正邁向市場經(jīng)濟，而且該年中國成為了世界第二大FDI流入國，本文選自1990年為研究的起點年份，在變量滯后一期后實際起點年份為1991年，比1992年早一年以反映FDI流入的初始狀況。各市GDP、人均GDP(Y)和固定資產(chǎn)投資都用該城市所在省或市的消費價格指數(shù)(CPI)和固定資產(chǎn)價格指數(shù)(FAPI)基于1990年不變價格進行了平減換算。根據(jù)Chow(1993)的方法基于1990年不變價格構(gòu)建了各市的真實資本存量序列:首先，計算各市新增名義固定資產(chǎn)投資并用FAPI進行換算;其次，以1990年為基年，該年的初始真實資本存量根據(jù)Chow(1993)建議的方法用資本產(chǎn)出比的2.58倍得到[39];最后，各市各年度真實資本存量(K)就等于前一年的資本存量加上該年新增部分再減去年度折舊量，這里的折舊系數(shù)取張軍等(2004)建議的9.6%[40]。勞動力(L)用各市的全部就業(yè)人數(shù)測度。FDI流入量首先用匯率換算成人民幣然后以1990年不變價格用各年度CPI進行修正。由于1990年以前我國總體利用FDI水平不高，因而基年1990年各市的FDI存量(CFDI)就以該年度的FDI流入量進行粗略估計。各市各年度FDI存量為前一年FDI存量加上該年FDI流入量再減去年度折舊。由于無法得到各市勞動人口的受教育年限數(shù)據(jù)，根據(jù)Madariaga和Poncet(2007)[6]，人力資本(H)用大學(xué)和中等職業(yè)學(xué)校的在讀學(xué)生占總?cè)丝诘谋壤M行代理，人口增長率(n)采用城市市區(qū)年度平均人口增長率，g+δ是技術(shù)進步率和折舊率之和，城市初始經(jīng)濟發(fā)展水平用Y0表示，本文1990年為初始年份。少數(shù)缺失數(shù)據(jù)采用線性插值得到。表1給出了本文所用變量的統(tǒng)計特征。

構(gòu)建反映空間作用效應(yīng)結(jié)構(gòu)的空間權(quán)重矩陣。通常有三種創(chuàng)建空間權(quán)重的方法[41]:鄰接矩陣、距離和k個最近鄰域。這些方法在已有文獻中都有應(yīng)用，但用得最廣泛的是鄰接矩陣和距離權(quán)重兩種?？紤]到空間權(quán)重矩陣必須是外生的，否則經(jīng)驗?zāi)Ｐ途蜁兊酶叨确蔷€性[42]，而基于城市間距離的權(quán)重矩陣具有明確的外生性，因此本文采用它定義權(quán)重矩陣:

這里wij是權(quán)重矩陣的元素，dij是城市i和j的距離，用最短等級公路距離衡量。這里采用反平方距離以反映城際引力關(guān)系。權(quán)重矩陣進入模型前經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化以使每行加總為1并且每個權(quán)重可解釋為該城市在整個區(qū)域空間溢出中的份額。

表1 變量取自然對數(shù)后的統(tǒng)計特征

(二)模型設(shè)定

參照 Aitken 和 Harrison(1999)[17]、Madariaga 和 Poncet(2007)[6]、鐘昌標(biāo)(2010)[43]，本文使用 FDI對經(jīng)濟績效產(chǎn)生溢出效應(yīng)的傳統(tǒng)跨國經(jīng)驗分析框架，具體采用嵌入了FDI項的擴展Solow增長模型以反映FDI對生產(chǎn)率或增長的影響。為了估計FDI的溢出效應(yīng)，本文基于是否考慮空間效應(yīng)，給出了兩類模型設(shè)定。根據(jù)Barro和Sala-i-Martin(1995)，另外兩個變量，即初始發(fā)展水平(用滯后T年的真實人均GDP表示)和人力資本被引入模型[44]。根據(jù) Driffield(2006)[37]和 Crespo 等(2009)[9]的建議，回歸模型將 FDI存量和國內(nèi)資本存量都滯后一期。這樣，不包含空間效應(yīng)的模型如下:

這里被解釋變量yi，t是 i城市 t年的真實人均 GDP，yi，t-T是初始變量即滯后 T年的人均 GDP，Ki，t是 i城市 t年的人均資本存量，Li，t是 i城市 t年的勞動投入，Hi，t是人力資本，ni，t是 i城市 t年的平均人口增長率，g+δ是技術(shù)進步率(g)和折舊率(δ)，根據(jù) Mankiw 等 (1992)[45]、Madariaga 和 Poncet(2007)[6]，g+ δ取值0.05，CFDIi，t是 i城市 t年的人均FDI存量，εit是均值為0方差為 σ2的誤差項，ηi和μt分別捕捉不可觀察的城市固定效應(yīng)和未觀察的時間效應(yīng)。為了減弱內(nèi)生性，人均資本存量Ki，t-1和人均FDI存量CFDIi，t-1都做了滯后一期的處理。

在給出包含空間溢出效應(yīng)的模型之前，首先應(yīng)檢驗空間依賴的存在性?？臻g依賴通常有兩種形式[41]，一種是空間滯后形式，即由被解釋變量的空間滯后項捕獲空間依賴，通常稱空間自回歸。如果空間自回歸存在但被忽略，則會導(dǎo)致顯著的解釋變量遺漏和估計偏差及無效統(tǒng)計推斷。另一種是空間自相關(guān)形式，即鄰域沖擊相關(guān)聯(lián)時產(chǎn)生的空間依賴，同樣，如果忽略空間自相關(guān)，即使估計參數(shù)無偏，其統(tǒng)計推斷也是無效的。為了檢驗空間相互作用效應(yīng)，本文從不包含空間效應(yīng)的線性回歸模型開始，基于該回歸的殘差，利用拉格朗日乘數(shù)(LM)法檢驗被解釋變量的空間滯后性和空間誤差自相關(guān)性。在不包括解釋變量空間滯后項的條件下，對空間滯后的LM檢驗值為8.74(1df，p＜0.01)，對空間誤差的LM檢驗值為5.12(1df，p＜0.04)，該模型的對數(shù)似然值為156.7。相似地，包括解釋變量空間滯后項后，空間滯后的LM值為4.23(1df，p＜0.07)，空間誤差的LM值為3.06(1df，p＜0.04)，該模型的對數(shù)似然值為148.9。進一步分析還發(fā)現(xiàn)，一是空間滯后解釋變量是否聯(lián)合顯著的似然比率(LR)檢驗值為13.76(6df，p＜0.03)，表明空間滯后解釋變量應(yīng)該包括進來。二是不管是否控制空間滯后解釋變量，經(jīng)驗證據(jù)都顯示空間滯后被解釋變量模型要好于空間自相關(guān)誤差模型。可見，上述檢驗和分析結(jié)果表明應(yīng)該選擇空間Durbin模型(SDM)。本文還分別做了空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)聯(lián)合顯著性的LR檢驗，前者LR值為425.74(25df，p＜0.01)，后者LR值為99.90(20df，p＜0.01)，表明SDM模型應(yīng)該擴展包括空間和時間固定效應(yīng)。此外，為了檢驗大長三角核心區(qū)和外圍區(qū)的城際作用是否顯著不同，將SDM模型進一步擴展為兩分區(qū)模型。這樣，包括空間溢出的模型設(shè)定如下:

這里 i=1，2，…，N 是指城市，t=1，2，…，T 指年份，xi，t是1 × K維解釋變量向量，其參數(shù)為 K × 1 維向量β，dit二值變量，當(dāng)城市 i位于核心區(qū)其值為1，位于外圍區(qū)其值為0，變量和(1 －分別表示位于核心區(qū)城市和位于外圍區(qū)城市的被解釋變量lnyi，t與其鄰域城市該變量的作用效應(yīng)。wij是空間權(quán)重矩陣W的元素是i城市與其鄰域城市的人均FDI存量空間作用項是1 × K 維解釋變量空間作用項，其參數(shù)為 K × 1 維向量 θ，這里，xi，t= [lnyi，t－T，lnKi，t－1，ln Li，t，lnHi，t，ln(ni，t+g+ δ)]是控制變量向量，其含義同式(4)。系數(shù) δ1和δ2分別反映了兩分區(qū)城市的空間作用程度，如果核心區(qū)城市比外圍區(qū)城市的空間作用強，那么δ1應(yīng)該顯著大于δ2，反之亦然。而在單分區(qū)SDM模型中，系數(shù)僅反映所有城市的空間作用程度而不能反映各分區(qū)的情況。其他變量的意義同式(4)。為了避免啞變量陷阱，這里假設(shè)∑iηi=∑tμt=0。

方程(5)的估計將說明一城市的人均GDP是否間接地受來自其鄰域城市的人均收入和FDI以及其他控制變量的影響。估計結(jié)果會顯示城市間收入、FDI和其他控制變量的空間作用模式以及由空間滯后系數(shù)反映的作用強度，不僅可以說明是否存在城市經(jīng)濟增長收斂性，還可以反映空間溢出效應(yīng)的作用大小。就空間角度而言，估計結(jié)果將說明一個城市的人均收入增長率如何受其鄰域城市的影響。在控制其他變量條件下，F(xiàn)DI對城市增長的直接和間接影響可通過本地FDI和FDI空間滯后項來分別得到。此外，收入、FDI以及其他控制變量的空間模式演化可通過分析前后兩個時期該地區(qū)的經(jīng)濟特征來闡釋。

五、經(jīng)驗結(jié)果

(一)經(jīng)驗估計方法與策略

根據(jù) Elhorst等(2009)[46]，空間面板數(shù)據(jù)的SDM模型(5)可用極大似然估計法(MLE)進行估計，其估計結(jié)果列于表2和表3。本文按照單向單分區(qū)SDM模型、雙向單分區(qū)SDM模型和單向雙分區(qū)SDM模型的順序和是否包含影響因素FDI的策略來估計受限的擴展Solow模型。

(二)單分區(qū) SDM模型的估計結(jié)果

單分區(qū)SDM模型估計結(jié)果見表2。與經(jīng)典Solow模型預(yù)期一樣，在大長三角地區(qū)，除了第6欄外，人均資本存量K和勞動力投入L的系數(shù)在其余回歸中都顯著為正。與理論和已有研究如Madariaga等(2007)[6]相一致，人力資本H在除第3欄外的其他所有回歸中都顯示其對經(jīng)濟增長的顯著正向影響。然而與理論和一些經(jīng)驗研究如 Tian 等(2010)[47]、Madariaga 等(2007)[6]相反，人口增長(n+g+ δ)與人均 GDP成正向關(guān)系(第3、4欄不顯著)，這一現(xiàn)象可能部分地與該地區(qū)人口增長構(gòu)成有關(guān)。①根據(jù)中國第六次全國人口普查(《中國2010年人口普查資料》，中國統(tǒng)計出版社，2012)，2010年跨省流動人口達(dá)8600萬，其中流入大長三角(包括上海、江蘇和浙江)的占32.81%，而流動人口中絕大多數(shù)處于18-49歲勞動年齡，同時該地區(qū)人口年均自然增長率僅2.84‰(2001-2010)，也就是說，伴隨快速城市化，像大長三角這樣比較發(fā)達(dá)的地區(qū)主要是通過勞動人口流入方式獲得人口增長，而這些流入人口顯然有助于該地區(qū)的經(jīng)濟增長。

表2 單分區(qū)SDM模型估計結(jié)果

在包括FDI的城際異質(zhì)性后，傳統(tǒng)的擴展Solow模型估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。人均FDI存量(CFDI)在模型的各種設(shè)定下都顯示了其對生產(chǎn)率的顯著正向影響。與眾多已有FDI對中國經(jīng)濟增長具有積極效應(yīng)的類似經(jīng)驗研究一樣，如Madariaga等(2007)[6]、Zhang(2006)[1]，本文的發(fā)現(xiàn)也表明 FDI流入有益于大長三角地區(qū)城市的經(jīng)濟增長。如第四部分所述，為避免單純截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)研究的有偏估計，我們將新古典Solow模型擴展為包括空間和時間固定效應(yīng)，即雙向SDM，而且該擴展得到了似然比LR檢驗、明顯提高的整體擬合優(yōu)度和對數(shù)似然值檢驗的支持，這表明雙向SDM模型是比較合適的模型，下面的分析將主要依據(jù)該模型。

雙向SDM模型下，一城市的人均收入(Y)在各回歸方程中都表現(xiàn)為與其鄰域城市人均收入呈顯著正相關(guān)，這表明大長三角地區(qū)的城市能從其鄰域城市的增長中獲益，正的空間溢出效應(yīng)明顯存在。但CFDI的空間滯后系數(shù)除第2欄外在其他設(shè)定中都顯著為負(fù)，又意味著FDI對城市增長具有負(fù)向空間溢出效應(yīng)，即給定城市由FDI引致的增長會以相鄰城市的犧牲為代價，也意味著該地區(qū)城市間存在較激烈的FDI競爭，這一點與Madariaga等(2007)[6]和Zhang(2006)[1]的研究結(jié)論相反。人均資本存量K的空間滯后項不顯著，表明一城市能否從其鄰域城市的資本積累中獲益并不明晰。勞動力投入L的空間滯后系數(shù)顯著為正表明鄰域城市的勞動力流入有利于給定城市的增長。而鄰域城市的人力資本積累對給定城市增長影響不明顯。周圍城市人口增長(n+g+δ)對給定城市增長具有顯著負(fù)效應(yīng)，與前述相同，可能也與流入鄰域的主要是勞齡階段人口可帶來“人口紅利”因素相關(guān)。

根據(jù)新古典經(jīng)濟增長收斂理論[44]，反映初始發(fā)展水平的初始真實收入水平與后面的增長呈反相關(guān)，因此初始人均收入的回歸系數(shù)就可說明在控制其他變量和空間溢出效應(yīng)下的條件收斂是否存在。本文以1980年的人均GDP作為初始收入水平，意外的是，在控制人均FDI存量CFDI、人力資本H、人口增長(n+g+δ)和所有控制變量空間效應(yīng)的條件下，未發(fā)現(xiàn)大長三角地區(qū)城市間條件收斂存在的證據(jù)，這可能意味著該地區(qū)城市間經(jīng)濟不平衡性還沒有減弱的跡象(但這一點與下文中長期估計結(jié)果相左)。此外，初始人均收入的空間效應(yīng)不顯著。

(三)雙分區(qū)SDM模型結(jié)果

根據(jù)Partridge(2005)[48]和Eihorst等(2009)[46]的研究，控制了空間固定效應(yīng)的模型只用到了數(shù)據(jù)的時間序列成分和傾向于給出短期估計，而不控制空間固定效應(yīng)的模型可以給出長期估計結(jié)果。據(jù)此，為了在雙分區(qū)條件下獲得反映經(jīng)濟分布模式和FDI溢出效應(yīng)時變特性的長期估計，本文選擇只有時間固定效應(yīng)的單向雙分區(qū)SDM模型，其結(jié)果如表3所示。與表2比較，除個別情形外，單向雙分區(qū)SDM與單向單分區(qū)SDM在1991-2010年間的結(jié)果基本相似。就長期估計而言，人均收入的空間溢出正效應(yīng)在核心和外圍兩區(qū)都顯著存在，并且前者(δ1)要大于后者(δ2)，這表明核心區(qū)城市間空間作用要強于外圍區(qū)。分階段來看，在前期(1991-2001)空間作用在兩個分區(qū)中都不顯著，但后期(2002-2010)轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著正效應(yīng)，這表明，隨著中國加入WTO和經(jīng)濟快速轉(zhuǎn)型及經(jīng)濟一體化的推進，城市間增長的空間依賴性日益增強，核心區(qū)尤甚。

在雙分區(qū)下，F(xiàn)DI對東道城市增長的溢出顯著為正并隨時間增強，但其空間溢出為負(fù)，不過隨時間呈下降趨勢。除初始人均收入水平Y(jié)0外，各控制變量如K、L、H和(n+g+δ)對城市增長的影響都隨時間呈正向增強趨勢。K、L和(n+g+δ)的空間滯后項對城市增長的影響在1991-2001年期間為負(fù)，但至后期2002-2010年轉(zhuǎn)為正或負(fù)效應(yīng)弱化，H則表現(xiàn)為空間負(fù)效應(yīng)并隨時間增強。

最后討論一下初始收入水平變量，該變量系數(shù)顯著為正表明大長三角地區(qū)存在條件收斂力量。表3顯示，當(dāng)納入FDI因素及其空間效應(yīng)后，收斂速度λ從3.3%上升至4%，時期變化也呈提高趨勢，從1991-2001年的2%升至2002-2010年的5.8%。該收斂速度比Weeks和Yudong's(2003)研究1978-1997年中國增長得到的最大收斂速度2.5%[49]和Tian等(2010)分析1991-2007年中國城市增長發(fā)現(xiàn)的最大收斂速度2.3%[47]要高，但比Madariaga和Poncet's(2007)對1991-2002年中國城市增長分析得出的最高收斂速度8%[6]要低。正如前面提到的，這里的結(jié)果與雙向SDM模型的結(jié)果不一致。但根據(jù)Partridge(2005)[48]和Eihorst等(2009)[46]的觀點，單向SDM模型傾向于提供長期估計，而雙向SDM模型則只是短期估計，因此，就長期發(fā)展趨勢預(yù)測而言，本文認(rèn)為單向SDM模型更可取，顯然在此設(shè)定下，F(xiàn)DI因素有助于提高該地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂速度。

表3 單向雙分區(qū)SDM模型估計結(jié)果

(四)敏感性分析

本文采用了多種敏感性分析檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。首先，鑒于本文關(guān)注點之一是FDI的空間溢出效應(yīng)，而空間溢出的測度不僅與模型設(shè)定有關(guān)，還與空間權(quán)重構(gòu)建關(guān)系密切，因此這里可用不同權(quán)重矩陣檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。本文采用鄰接矩陣(具體又包括Root、Queen和K-nearest方式)、反距離權(quán)重(IDW，包括簡單IDW和反距離平方)，用城市GDP及人口對上述權(quán)重加權(quán)等不同權(quán)重構(gòu)建方式，對方程(5)進行重新估計發(fā)現(xiàn)，除了變量回歸系數(shù)的大小和顯著性有輕微變化外(極少數(shù)變量也變得不顯著)，與本文估計結(jié)果總體差異不大，從而驗證了本文結(jié)果的基本穩(wěn)健性。

其次，用GDP、資本存量、FDI存量的勞均量分別代替這些變量的人均量重新估計方程(5)，結(jié)果顯示各變量的符號和顯著性水平都大體上未受影響，盡管變量回歸系數(shù)在不同設(shè)定下有少許變化。本文結(jié)果穩(wěn)健性再次得到檢驗。

最后，考慮到集聚效應(yīng)可能是重要的影響因素，本文以城市化率和每km2規(guī)模企業(yè)數(shù)代表的經(jīng)濟密度分別和聯(lián)合衡量的集聚效應(yīng)來檢驗其對FDI溢出的影響，結(jié)果顯示集聚效應(yīng)確實對FDI溢出具有一定影響，但并未對FDI的增長溢出空間模式產(chǎn)生實質(zhì)性作用?？梢?，在考慮集聚效應(yīng)下，本文結(jié)果依然穩(wěn)健。

六、結(jié)論、建議與展望

本文以1991-2010年大長三角地區(qū)25個地級以上城市的面板數(shù)據(jù)重點探討了FDI對該地區(qū)城市近20年來增長的溢出問題，以古典擴展Solow模型為基礎(chǔ)建立了明確顧及變量空間效應(yīng)的空間Durbin模型(SDM)，分別估計了單分區(qū)和雙分區(qū)的SDM，并進行了敏感性檢驗，主要結(jié)論及政策建議如下:

第一，SDM下FDI空間溢出效應(yīng)的顯著存在表明，對待不考慮空間依賴關(guān)系的FDI溢出估計結(jié)果解釋要小心謹(jǐn)慎，空間依賴存在而被模型忽略可能引發(fā)統(tǒng)計推斷偏誤。

第二，本文結(jié)果表明，在大長三角地區(qū)FDI對東道城市增長具有顯著正向溢出并隨時間增強，提高了當(dāng)?shù)厣a(chǎn)率，表明促進FDI流入的刺激政策是合理的，今后各城市應(yīng)結(jié)合產(chǎn)業(yè)升級的要求和把握外部環(huán)境有利機遇，制定吸引FDI的產(chǎn)業(yè)激勵政策，引導(dǎo)FDI流入有利于提高本地生產(chǎn)率和促進產(chǎn)業(yè)升級的行業(yè)與部門。

第三，該地區(qū)城市FDI空間溢出顯著為負(fù)，各城市間FDI流入存在競爭性。為避免這種有悖一體化和互動的亂象，各城市應(yīng)協(xié)商協(xié)作制訂旨在協(xié)調(diào)城際關(guān)系進行分工合作的政策，重點應(yīng)強調(diào)城際間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)協(xié)作，建立相應(yīng)的城際投資促進和外資利用協(xié)商協(xié)調(diào)機制，避免惡性引資競爭。

第四，F(xiàn)DI的流入提高了地區(qū)經(jīng)濟增長收斂速度，這表明FDI是加速長三角地區(qū)一體化的重要力量。大長三角地區(qū)各城市應(yīng)營造更適宜的外商投資環(huán)境和經(jīng)營環(huán)境，進一步激勵FDI的流入和發(fā)揮其經(jīng)濟增長催化作用，加速推進地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)一體化發(fā)展。

第五，空間作用在城市增長中扮演不可忽視的重要角色，大長三角地區(qū)核心城市和外圍城市都有顯著的正向增長溢出，其中核心區(qū)溢出更強。就動態(tài)而言，該地區(qū)增長的空間依賴呈增強趨勢，可以預(yù)見，未來該地區(qū)的城市增長互利性關(guān)系將更為緊密。大長三角地區(qū)應(yīng)推進區(qū)域市場一體化和促進要素城際間合理流動，深化分工與合作，通暢增長空間溢出作用的渠道，進一步激發(fā)增長溢出對長三角空間一體化的推動作用。

此外，為了進一步驗證本文結(jié)論，未來研究工作展望如下:(1)利用企業(yè)級的部門數(shù)據(jù)來替換本文的混合匯總數(shù)據(jù)，以測算FDI對各城市不同部門的增長溢出，而非對城市的整體增長溢出，并可反映外資企業(yè)的異質(zhì)性特征。(2)考慮到極大似然估計(MLE)可能存在無法解決變量內(nèi)生性問題的風(fēng)險[50]，可開發(fā)更可靠的估計方法(如系統(tǒng)GMM)予以規(guī)避。(3)采用更靈活的CES、嵌套CES等生產(chǎn)函數(shù)重新檢驗本文結(jié)果。(4)運用國內(nèi)外其他城市密集區(qū)的樣本比較和驗證本文結(jié)果，以檢驗結(jié)論的可擴展性。

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