王滿四，張延平

(廣州大學(xué)，廣東 廣州 510006)

責(zé)任編輯:陳靜

一、導(dǎo)言

吸收外資是大多數(shù)國家實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的基本政策。改革開放以來，我國也十分重視引進(jìn)外資工作，至2010年，我國實(shí)際使用外資超過1萬億美元，連續(xù)17年位居發(fā)展中國家首位。外商直接投資(以下簡稱FDI)不僅帶來了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資金，其帶來的先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)、發(fā)展理念也深刻影響到了經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活的各個(gè)層面。

我國中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)引進(jìn)外資的水平與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一樣，都遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)。但隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略與中部崛起戰(zhàn)略的實(shí)施，特別是2010年《國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步做好利用外資工作的若干意見》明確指出，要引導(dǎo)外資向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移和增加投資，并出臺(tái)了相關(guān)優(yōu)惠措施，中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)日益重視引進(jìn)外資工作，引進(jìn)外資的規(guī)模和質(zhì)量快速提高，同時(shí)地區(qū)間的競爭十分激烈。那么，F(xiàn)DI到底能對(duì)中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮怎樣的作用呢？這個(gè)問題的答案對(duì)于中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的決策者來說可能并不十分清晰，決策者可能清楚引進(jìn)外資帶來了多少投資、多少就業(yè)、多少財(cái)稅收入，但引進(jìn)外資也付出了巨大的直接成本和機(jī)會(huì)成本，對(duì)于這些成本的付出，決策者們可能并不十分清楚，因而FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)也就難以衡量。

目前，有關(guān)FDI與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究一直是專家學(xué)者探討的熱點(diǎn)。但是，相對(duì)于其他已經(jīng)構(gòu)成系統(tǒng)理論的觀點(diǎn)，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系仍然不夠明顯，缺乏具有較強(qiáng)說服力的研究成果的支持，無法形成自己特有的理論體系。更多的學(xué)者是從實(shí)證分析入手對(duì)FDI與東道國尤其是發(fā)展中國家國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行考察，但結(jié)論并不十分一致。我們認(rèn)為，F(xiàn)DI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)受多種因素影響，各地情況不同，其效應(yīng)表現(xiàn)就不一致。那么，根據(jù)我國中西部地區(qū)的情況，研究FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)及其制約因素就顯得很有必要了。本文以位于我國中西部地區(qū)的江西贛州為例來展開研究。

贛州位于江西省南部，土地面積和人口分別約占江西全省的1/4和1/5，是江西省最大的設(shè)區(qū)市，也是中西部地區(qū)最大的地級(jí)市之一，是著名的革命老區(qū)，享受西部開發(fā)的政策優(yōu)惠，毗鄰珠江三角洲和閩南三角地區(qū)，境內(nèi)資源豐富，相對(duì)于中西部及省內(nèi)其他地區(qū)而言，具有較好的區(qū)位優(yōu)勢(shì)和資源優(yōu)勢(shì)，綜合實(shí)力名列江西省第二，但發(fā)展基礎(chǔ)仍然薄弱，單位土地面積和人均發(fā)展水平仍然較低，屬于后發(fā)展、欠發(fā)達(dá)地區(qū)。改革開放以來，特別是“十一五”時(shí)期以來，贛州大力發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)，引進(jìn)外資工作取得了長足發(fā)展，但其FDI是否發(fā)揮了良好的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，仍值得深入探討。

二、外商直接投資經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)機(jī)理與模型

經(jīng)濟(jì)增長是經(jīng)濟(jì)學(xué)永恒的主題，也是眾多學(xué)派研究的重點(diǎn)。這些學(xué)派強(qiáng)調(diào)，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)起飛必須有足夠的儲(chǔ)蓄和外匯(雙缺口模型)以及技術(shù)進(jìn)步(新古典經(jīng)濟(jì)增長理論中的索洛模型)、研發(fā)(R ＆ D)、人力資本積累和外部性的作用(內(nèi)生增長理論中的羅默—盧卡斯類型的模型)。在這些不同的經(jīng)濟(jì)增長理論框架內(nèi)，對(duì)FDI促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制也有不同的解釋。

這里考慮將FDI作為一種資本或投資形式，從投入產(chǎn)出的角度研究其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，這是FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的直接或宏觀作用。

在研究投入要素與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系時(shí)，最常用的方法就是新古典主義的增長模型——索洛模型。[1]索洛模型為我們提供了資本積累促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制分析，投資增長促進(jìn)資本存量增長，再通過生產(chǎn)函數(shù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，從而對(duì)生產(chǎn)要素投入的貢獻(xiàn)作出了合理解釋。但它對(duì)于外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系只有十分有限的描述，認(rèn)為FDI只是增加了資本積累，只能對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，任何鼓勵(lì)FDI的政策都是短效的。同時(shí)，以索洛為代表的新古典增長模型雖然涉及技術(shù)進(jìn)步在經(jīng)濟(jì)增長中的作用問題，但一直把技術(shù)作為外生變量對(duì)待，使技術(shù)進(jìn)步變得不可解釋。

內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論把技術(shù)進(jìn)步納入經(jīng)濟(jì)增長過程，使技術(shù)進(jìn)步成為內(nèi)生變量，得出了通過技術(shù)進(jìn)步的變化(干中學(xué)、研發(fā)、教育投資等)導(dǎo)致規(guī)模報(bào)酬遞增，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長期增長的結(jié)論。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論的出現(xiàn)也使FDI的作用得到了全新的評(píng)價(jià)，特別是對(duì)于發(fā)展中國家來說，F(xiàn)DI的流入對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長的影響已經(jīng)不再僅僅局限于資本積累，它還可以通過技術(shù)外溢效應(yīng)使該國的技術(shù)水平、組織效率得到不斷提高，從而提高國民經(jīng)濟(jì)的綜合要素生產(chǎn)率，形成趕超效應(yīng)，使該國的國民經(jīng)濟(jì)走上內(nèi)生化增長的道路。

為此，我們利用內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，將FDI作為一種生產(chǎn)要素引入生產(chǎn)函數(shù)當(dāng)中。借鑒戰(zhàn)明華的方法，[2]為避免FDI與全社會(huì)固定資產(chǎn)之間可能存在的多重共線性問題，我們建立如下動(dòng)態(tài)柯布—道格拉斯(Cobb-Dauglas)生產(chǎn)函數(shù):

這里各變量的含義為:y為總產(chǎn)出，A為綜合技術(shù)進(jìn)步因子，t為時(shí)間，kt為全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，lt為全社會(huì)勞動(dòng)者人數(shù)，ft為全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中來自外資的部分，β1、β2、β3為相應(yīng)的彈性系數(shù)，εt為獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)且服從正態(tài)分布。

兩邊取對(duì)數(shù)，將式(1)變成線性形式:

三、變量與數(shù)據(jù)說明

由于從1984年開始可收集到贛州比較全面的FDI、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、全社會(huì)勞動(dòng)者人數(shù)等數(shù)據(jù)，因此將研究的時(shí)間范圍限定為1984～2010年。全部數(shù)據(jù)均來自于各年的《贛州統(tǒng)計(jì)年鑒》。

各變量所采用的數(shù)據(jù)說明如下:

1.總產(chǎn)出yt。以贛州各年度國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP，單位:萬元)計(jì)量，為剔除物價(jià)的影響，各年度GDP都要除以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，該指數(shù)以1984年為基期。

2.外商直接投資ft。以贛州各年度引進(jìn)外商直接投資額存量(單位:萬元。包括我國港、澳、臺(tái)企業(yè)直接投資)計(jì)量。各年度外商直接投資額通過各年平均匯價(jià)換算，以人民幣計(jì)價(jià)，然后再通過上述價(jià)格指數(shù)將之換算成可比價(jià)格(以1984年為基期)，并按照國家對(duì)國有企業(yè)的最低折舊率要求7%計(jì)提折舊后計(jì)算累計(jì)數(shù)。計(jì)算方法為:

其中，it為第t年的外商直接投資流量。

3.全社會(huì)固定資產(chǎn)投資國內(nèi)投資部分kt。以贛州各年度新增全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額(單位:萬元)累計(jì)數(shù)減去外商直接投資ft來計(jì)量。同樣按照上述方法折算成可比價(jià)格，并計(jì)提折舊。

4.全社會(huì)勞動(dòng)者人數(shù)lt。以各年度贛州勞動(dòng)就業(yè)人數(shù)(萬人)與教育水平的乘積衡量。當(dāng)然，勞動(dòng)投入還受勞動(dòng)者生理、心理健康水平的影響，但受教育水平應(yīng)該是最重要因素。受教育水平用贛州普通高校在校人數(shù)占贛州總?cè)丝诘谋嚷时硎尽?/p>

5.綜合技術(shù)進(jìn)步因子A。為簡便起見，假設(shè)其為常量。

四、平穩(wěn)性檢驗(yàn)和回歸分析

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)上述整理的數(shù)據(jù)，可作出序列l(wèi)nyt、lnft、lnkt、lnlt的散點(diǎn)圖，看出它們?cè)跇颖酒陂g都呈上升趨勢(shì)。這表明，這些時(shí)間序列可能是不平穩(wěn)的，而非平穩(wěn)的時(shí)間序列會(huì)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。也就是說，回歸的結(jié)果從表面上看很好，而實(shí)際上并不存在任何有意義的關(guān)系。因此，涉及對(duì)時(shí)間序列的回歸時(shí)，必須對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法很多，在此采用單位根檢驗(yàn)中的ADF檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果均由Eviews6.0軟件給出。

表 1 表明，lnyt、lnkt、lnlt的原序列 ADF 統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上明顯大于臨界值，說明這些時(shí)間序列是平穩(wěn)的。lnft二階差分序列的ADF統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，lnft為二階單整序列。

2.相關(guān)分析

只有與因變量高度相關(guān)的自變量才適合引入模型，因此為保證線性模型的合理性，需要分析因變量與自變量的相關(guān)性，通過計(jì)算簡單相關(guān)系數(shù)來分析。yt、kt、lt、ft等變量的相關(guān)系數(shù)結(jié)果見表 2。

從表 2 可以看出，yt、kt、lt、ft等變量都呈高度相關(guān)，表明線性模型在解釋它們的關(guān)系時(shí)是比較合適的。

3.回歸分析

對(duì)方程(2)分別引入不同的自變量進(jìn)行最小二乘法回歸，得到表3所示的結(jié)果。結(jié)果分析如下:

(1)模型的擬合效果總體較好，國內(nèi)資本投入、勞動(dòng)投入及外資投入能較好地解釋經(jīng)濟(jì)增長。從模型1到模型7，R2和Adj.R2都在85%以上，除模型7外，其他模型的R2和Ad j.R2都在90%以上，而模型1、模型2、模型4、模型6都十分接近于1。各模型F檢驗(yàn)的相伴概率均為0.0000，說明各模型變量間呈高度線性相關(guān)，回歸方程高度顯著，各模型中的變量能較好地解釋lnyt的變化。

(2)在技術(shù)進(jìn)步已定的情況下，勞動(dòng)投入和國內(nèi)資本投入是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的主要原動(dòng)力。從模型1、模型2、模型4、模型6的結(jié)果可以看出，lnlt對(duì)lnyt具有顯著的正向沖擊。從模型1、模型2、模型3、模型5的結(jié)果可以看出，lnkt對(duì)lnyt具有顯著的正向沖擊。

(3)外資投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有一定的正面貢獻(xiàn)，但作用十分有限。從模型4和模型7的結(jié)果可以看出，lnft對(duì)lnyt具有顯著的正向沖擊。但當(dāng)模型中同時(shí)納入lnkt時(shí)，lnft對(duì)lnyt的沖擊是負(fù)向的，只不過并不顯著。

(4)對(duì)贛州而言，勞動(dòng)投入在經(jīng)濟(jì)增長中具有特別重要的作用。從同時(shí)考慮勞動(dòng)投入和資本投入的模型1和模型2可知，lnlt的系數(shù)均大于lnkt；從分別只考慮勞動(dòng)投入或資本投入的模型6和模型5來看，lnlt的系數(shù)也大于lnkt。這說明對(duì)贛州而言，豐富的勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮了一定的作用。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 回歸分析結(jié)果

五、脈沖響應(yīng)和格蘭杰因果檢驗(yàn)

1.脈沖響應(yīng)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function，IRF)可用來衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前與未來取值的影響，是研究變量間相互影響關(guān)系的有效工具。脈沖響應(yīng)函數(shù)要建立在VAR模型的基礎(chǔ)之上。

向量自回歸(Vector Autoregression，VAR)模型通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)變量系統(tǒng)動(dòng)態(tài)影響的分析，適用于經(jīng)濟(jì)理論不能為變量動(dòng)態(tài)關(guān)系提供嚴(yán)格定義，不能確定內(nèi)生變量出現(xiàn)在方程左邊還是右邊的情況。下面，首先建立序列 lnyt、lnkt、lnlt、lnft的 VAR 模型，然后考慮其脈沖響應(yīng)(圖 1中的 LNYT、LNKT、LNLT、LNFT分別表示lnyt、lnkt、lnlt、lnft)。脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如下:

(1)圖1中左上方的小圖表示lnyt對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)。具體表現(xiàn)為:①lnyt對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加了約0.032，但第二期后迅速回落，第三期后達(dá)到較低值0.014后開始上升，第四期達(dá)到高點(diǎn)后趨向收斂。該序列對(duì)來自其他方程的新息在第一期都沒有反應(yīng)。②lnlt對(duì)lnyt在第二期后產(chǎn)生了較大的正向沖擊，且沖擊影響不斷增強(qiáng)，說明贛州的勞動(dòng)力資源正在日益不斷地發(fā)揮著拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的作用，這與前述回歸分析結(jié)果十分一致。③lnkt對(duì)lnyt的影響在第二期后走向了正向沖擊，且穩(wěn)定上升，但到第七期后其影響被lnft超過。④lnft的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息對(duì)lnyt的影響比較微弱，但在第二期產(chǎn)生了明顯的負(fù)向沖擊，直達(dá)-0.3后迅速上升，第三期到第五期均為接近于0的負(fù)向沖擊，第五期后正向沖擊愈演愈烈，說明外商投資隨著規(guī)模的擴(kuò)張與投資項(xiàng)目質(zhì)量的提高，將在長期內(nèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，這也在一定程度上印證了前述回歸分析的結(jié)論。

(2)圖1中右上方的小圖表示lnkt對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)。具體分析為:①lnyt在第一期就對(duì)lnkt產(chǎn)生了正向影響，且這種正向影響穩(wěn)定增強(qiáng)，表明贛州的經(jīng)濟(jì)增長是連續(xù)不斷吸引國內(nèi)投資流入的重要因素。②lnlt對(duì)lnkt在第一期沒有沖擊，但第一期后形成負(fù)向沖擊，在第二期到達(dá)低點(diǎn)，第四期后才擺脫負(fù)向沖擊并不斷形成較強(qiáng)的正向影響，說明贛州的勞動(dòng)力資源也會(huì)成為吸引國內(nèi)投資的重要?jiǎng)恿Α＂踠nkt對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息在第一期就有較強(qiáng)的正向反應(yīng)，并在第二期進(jìn)一步加強(qiáng)，第二期后逐漸減弱。④lnft對(duì)lnkt的沖擊均為負(fù)向，說明贛州外商投資對(duì)國內(nèi)投資具有擠出效應(yīng)。

(3)圖1中左下方的小圖表示lnlt對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)。除第一期外，lnft對(duì)lnlt的沖擊都是正向的，且這種正向沖擊不斷強(qiáng)化，說明外商投資吸引了勞動(dòng)力就業(yè)，包括吸引沿海務(wù)工人員回流，并提高了勞動(dòng)者素質(zhì)。

(4)圖1中右下方的小圖表示lnft對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)。具體說明如下:①雖然lnft自身和lnkt在第一期對(duì)lnft具有很強(qiáng)的正向沖擊，且始終保持正向沖擊，但強(qiáng)度在第二期迅速降低，此后穩(wěn)定下降。這說明，外商投資本身和國內(nèi)投資是吸引外資流入的初始因素，因?yàn)橥馍掏顿Y本身具有示范效應(yīng)，而國內(nèi)投資主要是改善了基礎(chǔ)設(shè)施狀況并提供了配套產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。②總體來看，lnyt、lnlt對(duì)lnft并沒有形成明顯的沖擊，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和勞動(dòng)力狀況并沒有成為吸引外資的顯著因素。

2.格蘭杰因果檢驗(yàn)

圖1 脈沖響應(yīng)

運(yùn)用線性回歸分析方法分析橫截面數(shù)據(jù)，并以此說明FDI對(duì)GDP的影響，從方法論上講有一定的缺陷。這是因?yàn)?，F(xiàn)DI變量與GDP變量之間的同方向變化關(guān)系并不能說明它們之間存在因果關(guān)系，而且它們反映的是一個(gè)靜態(tài)而非動(dòng)態(tài)的行為。基于單個(gè)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列分析雖然可以證明GDP與FDI之間存在同方向變化的正相關(guān)關(guān)系，但并不能證明兩者之間的因果關(guān)系，即GDP增長是由FDI引起的，或FDI增長是由GDP引起的，或兩者互為因果。目前，國際上在解決這一問題時(shí)使用最為廣泛的手段是格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法。這一方法可從統(tǒng)計(jì)表變量之間的關(guān)系來探尋因果關(guān)系的方向和強(qiáng)度。

下面就利用這一方法來檢驗(yàn)GDP與FDI之間的因果關(guān)系，使用各期以不變價(jià)格表示的流量數(shù)值，以0.05的概率作為判斷臨界值，利用Eviews統(tǒng)計(jì)軟件，運(yùn)行結(jié)果見表4。

表4的結(jié)果顯示，在滯后1、2、3期的情況下，GDP是FDI的格蘭杰原因，即贛州經(jīng)濟(jì)的增長吸引外商直接投資的流入，但FDI不是GDP的格蘭杰原因，即贛州外商直接投資的流入沒有帶來經(jīng)濟(jì)的增長。在滯后4期的情況下，GDP的增長沒有吸引FDI的流入，同時(shí)沒有證據(jù)顯示FDI促進(jìn)了GDP的增長。因此，無論在哪期，外商直接投資的流入都沒有促進(jìn)贛州經(jīng)濟(jì)的增長。

六、結(jié)論與原因的進(jìn)一步分析

FDI對(duì)GDP的回歸分析表明，相對(duì)于勞動(dòng)力投入和國內(nèi)資本投入，贛州FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用十分有限。脈沖響應(yīng)分析進(jìn)一步證明，贛州的勞動(dòng)力資源正在日益發(fā)揮著拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的作用，國內(nèi)資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用也在一定時(shí)期內(nèi)穩(wěn)定上升。在期初的一定時(shí)期內(nèi)，贛州FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用仍然十分有限，甚至是負(fù)面的，但隨著FDI規(guī)模的擴(kuò)張與投資項(xiàng)目質(zhì)量的提高，將在長期內(nèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，這種拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的作用會(huì)在一定時(shí)期后超過國內(nèi)投資。而格蘭杰因果分析表明，F(xiàn)DI并沒有促進(jìn)贛州經(jīng)濟(jì)的增長。

總體而言，可以斷定，自1984年以來，贛州引進(jìn)外資工作雖然取得了巨大成就，對(duì)贛州經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展作出了一定貢獻(xiàn)，但相對(duì)而言，其作用并未得到充分發(fā)揮。主要原因在于:

第一，贛州利用外資的總體規(guī)模仍然很小。如表5所示，1995年之前贛州利用外資的總體規(guī)模最高也不足全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的5%，在2006年這一比值達(dá)到21.27%的高點(diǎn)后，近年來有所下降。如此小的FDI總體規(guī)模不足以對(duì)經(jīng)濟(jì)增長造成明顯影響。因此，下大力氣擴(kuò)大FDI的總體規(guī)模仍然十分必要。

第二，贛州外資產(chǎn)業(yè)規(guī)模小，層次低，技術(shù)含量低，難以實(shí)現(xiàn)自主技術(shù)創(chuàng)新能力和企業(yè)家的培養(yǎng)，沒有充分帶動(dòng)本地企業(yè)技術(shù)升級(jí)和產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展。用溢出效應(yīng)衡量，它們是非優(yōu)質(zhì)的FDI，只是利用當(dāng)?shù)氐土耐恋睾蛣趧?dòng)力資源來實(shí)行產(chǎn)能的低技術(shù)擴(kuò)散轉(zhuǎn)移，既沒有帶來更有力度的技術(shù)升級(jí)，也沒有提高全要素生產(chǎn)效率。“十一五”期間，贛州新批引進(jìn)外資項(xiàng)目的合同外資平均規(guī)模只有450萬美元，2007～2010年新批合同外資在1000萬美元以上的項(xiàng)目只占項(xiàng)目總數(shù)的9.2%，世界500強(qiáng)跨國公司中僅有四家到贛州投資。截至2010年底，在所有贛州引進(jìn)的目前正常運(yùn)作的外資企業(yè)中，生產(chǎn)高新技術(shù)產(chǎn)品的企業(yè)僅占6.7%，而93%以上的企業(yè)均為生產(chǎn)普通加工產(chǎn)品的企業(yè)或出口加工型的企業(yè)。據(jù)有關(guān)資料介紹，早在上個(gè)世紀(jì)，發(fā)達(dá)國家境外投資項(xiàng)目平均規(guī)模就達(dá)到了600萬美元。[3]沿海地區(qū)之所以每年都有那么大的引資規(guī)模，主要是大項(xiàng)目的支撐，特別是世界500強(qiáng)企業(yè)，一個(gè)項(xiàng)目的投資便是幾億甚至幾十億美元，從而帶動(dòng)了相關(guān)行業(yè)的投資，迅速形成了圍繞大項(xiàng)目生產(chǎn)和服務(wù)的上下游產(chǎn)業(yè)鏈條，形成了以主要產(chǎn)品為核心的產(chǎn)業(yè)群。因此，引進(jìn)優(yōu)質(zhì)FDI并推動(dòng)現(xiàn)有FDI企業(yè)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和發(fā)展轉(zhuǎn)型極為重要。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

表5 贛州FDI占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的比重(%)

第三，無論從全部產(chǎn)業(yè)，還是從贛州六大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)分析，贛州外資產(chǎn)業(yè)與本土產(chǎn)業(yè)配套發(fā)展都存在不足。對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言，利用外商投資的利益應(yīng)更多表現(xiàn)為促進(jìn)本區(qū)域相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)利益。欠發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)在大力引進(jìn)外商投資的同時(shí)，利用外商投資大量進(jìn)入的機(jī)遇，通過發(fā)展外向配套來促進(jìn)以民營企業(yè)為代表的本土企業(yè)的發(fā)展，而這反過來又能優(yōu)化當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)配套環(huán)境，促使外商投資生根。所謂外向配套是指外商投資企業(yè)進(jìn)入后，通過聯(lián)系而產(chǎn)生的本地企業(yè)向外商投資企業(yè)提供中間品的行為，外向配套的發(fā)展使欠發(fā)達(dá)地區(qū)的本土企業(yè)越來越成為產(chǎn)業(yè)集群中價(jià)值鏈的重要環(huán)節(jié)。[4]有兩種機(jī)制可以產(chǎn)生外商投資對(duì)承接地本土產(chǎn)業(yè)發(fā)展的外部效應(yīng):技術(shù)溢出以及外商投資企業(yè)與承接地本土企業(yè)基于價(jià)值鏈的聯(lián)系效應(yīng)。[5]近期的研究越來越關(guān)注外商投資的聯(lián)系效應(yīng)，這種聯(lián)系效應(yīng)表現(xiàn)為中間品提供需求，促進(jìn)承接地中間品生產(chǎn)廠商的發(fā)展(即后向聯(lián)系效應(yīng))以及間接為承接地下游產(chǎn)品廠商提供多樣化的低成本中間品投入(即前后聯(lián)系效應(yīng))，而且這種價(jià)值鏈聯(lián)系還是外商投資企業(yè)向承接地本土企業(yè)進(jìn)行技術(shù)溢出的一個(gè)主要渠道。[6]、[7]但是，無論從全部產(chǎn)業(yè)分析，還是從六大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)分析，贛州外資產(chǎn)業(yè)與本土產(chǎn)業(yè)配套發(fā)展都存在不足。[8]由于配套發(fā)展不足，本土產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢(shì)沒有得到充分發(fā)揮，外資產(chǎn)業(yè)的聯(lián)系效應(yīng)和溢出效應(yīng)沒有充分顯現(xiàn)，從而進(jìn)一步限制了引進(jìn)外資的質(zhì)量，導(dǎo)致前述的外資產(chǎn)業(yè)規(guī)模小，層次低，技術(shù)含量低，難以實(shí)現(xiàn)自主技術(shù)創(chuàng)新能力和企業(yè)家的培養(yǎng)，不能充分帶動(dòng)本地企業(yè)技術(shù)升級(jí)和集群發(fā)展。配套不足與外資質(zhì)量低下是一個(gè)非良性互動(dòng)狀態(tài)，必須采取措施加以改變，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)配套，扶植本地配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展，利用良好的配套促進(jìn)外資質(zhì)量的提高，形成良性互動(dòng)狀態(tài)。

[1]劉建明，等.中國引進(jìn)外資經(jīng)濟(jì)效應(yīng)實(shí)證分析[M].北京:人民出版社，2008:3-6.

[2]戰(zhàn)明華.經(jīng)濟(jì)內(nèi)生與外資的利用績效[J].中國軟科學(xué)，2004(2):32-37.

[3]黃衛(wèi)東，等.沖破廣西利用外資“低水平徘徊”的怪圈[J].廣西經(jīng)濟(jì)，2005(8):3-6.

[4]安禮偉.外資推動(dòng)型經(jīng)濟(jì)發(fā)展與本土企業(yè)成長——江蘇昆山經(jīng)驗(yàn)剖析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2007(2):52-57.

[5]Markusen James R.and Anthony J.Venables.Foreign Direct Investment as A Catalyst for Industrial Development[J].European Economic Review，1999(43):335-356.

[6]Haskel Jonathan E.，Sonia Pereira，and Matthew J.Slaughte.Does Inward Foreign Direct Investment Boost the Productivity of Domestic Firms？ [R].NBER Working Paper，2002:1-30.

[7]梁琦.產(chǎn)業(yè)集聚的均衡性和穩(wěn)定性[J].世界經(jīng)濟(jì)，2004(6):21-28.

[8]王滿四.欠發(fā)達(dá)地區(qū)利用外資的問題分析:以贛州市為例[J].中國流通經(jīng)濟(jì)，2011(6):22-27.