張文武，熊 俊

（1.南京財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，江蘇 南京 210046；2.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093；3.江蘇經(jīng)貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 貿(mào)易金融學(xué)院，江蘇 南京 211168）

一、引 言

二、文獻綜述

自內(nèi)生增長理論產(chǎn)生以來，技術(shù)創(chuàng)新和知識溢出一直被認為是經(jīng)濟增長動力的源泉。在開放條件下，國際資本的轉(zhuǎn)移和流動是獲得這一源泉的重要途徑，對于東道國而言，F(xiàn)DI及其產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新和知識溢出效應(yīng)將對該國經(jīng)濟發(fā)展的諸多方面產(chǎn)生重要的影響，收入分配和地區(qū)差距便是其中之一。

關(guān)于FDI作用于收入分配和地區(qū)差距影響導(dǎo)致的結(jié)果，學(xué)術(shù)界一直存在爭議，從現(xiàn)有的研究成果看，主要分為兩種認識。一種觀點認為FDI流入最終將導(dǎo)致地區(qū)差距的縮小，主要以現(xiàn)代化學(xué)派的庫茲涅茨“倒U形曲線”假說和Rodrik（1997）[2]的“供求論”為代表。前者認為無論是內(nèi)資還是外資，都有促進經(jīng)濟增長并最終讓整個社會受益的作用。因此，即使外商直接投資最初只會促進某些最主要或者享受其利益程度比較高的部門的增長，最終它還是會推動更加平衡的收入分配；后者則從供求的角度出發(fā)，認為FDI增加了東道國的資本供給，會導(dǎo)致東道國資本所有者收入降低，同時與資本供給配套的勞動力的需求增加會提高勞動力的工資收入。因此，最終的結(jié)果是勞動者和資本所有者之間的收入差距會減小，尤其是對發(fā)展中國家而言，資本的最初所有者往往是富人階層，這種使收入不平等程度下降的影響就更加明顯。不過遺憾的是，后續(xù)的實證研究并沒有太多的觀點支持上述理論，更多的研究指向了另外一種認識。

Aitken，Harrison和Lipsey（1996）對美國、墨西哥和委內(nèi)瑞拉的實證分析表明，外商直接投資提升了東道國人均工資基尼系數(shù)[3]；Feenstra和Hanson（1997）提出了外部采購理論，并利用墨西哥的數(shù)據(jù)證明FDI流入會引起東道國熟練勞動力需求的增加，從而導(dǎo)致熟練勞動力和非熟練勞動力之間收入差距的擴大，兩者的研究均證明了FDI導(dǎo)致收入分配惡化的負面影響[4]。其他的學(xué)者利用不同區(qū)域的發(fā)展數(shù)據(jù)也得到了相似的結(jié)論，比如Sun（1998）利用中國的區(qū)域發(fā)展數(shù)據(jù)[5]，Haddad和Harrison（1993）針對摩洛哥制造業(yè)[6]，Aitken和Harrison（1999）選用委內(nèi)瑞拉制造業(yè)[7]，Choi Changkyu（2004）[8]采取119個國家的面板數(shù)據(jù)等分別采用不同的數(shù)據(jù)對FDI影響收入差距的結(jié)果進行了研究，均證明FDI存在不利的影響。

近年來，針對我國地區(qū)收入差距不斷擴大的現(xiàn)實問題，國內(nèi)的學(xué)者也對FDI的收入分配效應(yīng)進行了大量研究，其中部分文獻從FDI地區(qū)分布及其技術(shù)溢出效應(yīng)差異的角度論證了其對地區(qū)差距的影響，得到了富有啟發(fā)性的結(jié)論。魏后凱（2002）從中國區(qū)域經(jīng)濟增長的二元性結(jié)構(gòu)出發(fā)，研究了外商直接投資的影響，認為這種二元結(jié)構(gòu)的形成與外商投資分布的不平衡密切相關(guān)，并得出東西部差距地區(qū)之間GDP增長率的差異大約有90%是由外商投資引起的結(jié)論[9]。范言慧、段軍山（2003）同樣證明了外商直接投資對地區(qū)收入差距的拉大作用，F(xiàn)DI投資活躍的地區(qū)會通過外資部門溢出、產(chǎn)業(yè)鏈擴張、資金吸引和貿(mào)易帶動等一系列效應(yīng)加快經(jīng)濟增長，拉大與外資稀少地區(qū)的差距，能夠較好地解釋東、中、西部地區(qū)和全國收入差距的擴大[10]。武劍（2002）得到的結(jié)論則增加了對投資利用率的考察，他認為，雖然FDI的區(qū)域分布能夠有效解釋各地區(qū)經(jīng)濟的不平衡狀況，但國內(nèi)投資的區(qū)域差距，特別是在投資效率上的顯著差別，也是造成區(qū)域經(jīng)濟差距長期存在的主要因素[11]。宣燁、趙曙東（2005）利用要素價格函數(shù)模型和江蘇相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，分別對江蘇全省以及蘇南、蘇中和蘇北地區(qū)進行主成分回歸分析，結(jié)果顯示，F(xiàn)DI區(qū)域分布不均衡是地區(qū)工資率差距擴大的重要原因[12]。陳繼勇、盛楊懌（2008）在研究我國30個省份FDI知識溢出效應(yīng)時發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對東部地區(qū)技術(shù)溢出效應(yīng)要遠高于中西部地區(qū)，可以部分解釋我國地區(qū)差距的形成。戴楓（2009，2010）[13-14]分別從生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，要素稟賦的角度研究了FDI和地區(qū)收入差距的關(guān)系，在論證的過程中同樣發(fā)現(xiàn)FDI在不同區(qū)域作用的差異性，其中在東部地區(qū)貢獻最大，西部地區(qū)最小，中部地區(qū)存在不確定性。

FDI地區(qū)分布影響收入分配的研究思路越來越被學(xué)者們所重視，Krugman（1991）[15]將空間因素納入到主流經(jīng)濟分析框架創(chuàng)立的空間經(jīng)濟理論更是為未來的研究提供了理論基礎(chǔ)。Krugman（1999）證實了地區(qū)間產(chǎn)業(yè)分布差異（即產(chǎn)業(yè)集聚）源于要素流動、制造業(yè)規(guī)模經(jīng)濟、收益遞增、廠商和消費者的需求關(guān)聯(lián)效應(yīng)等特性而產(chǎn)生的循環(huán)累積效應(yīng)，其中FDI便是國際流動要素的典型代表[16]。Ottaviano（2001）把內(nèi)生經(jīng)濟增長引入到空間經(jīng)濟理論，在他們的模型（主要是全域溢出模型，簡稱GS模型）中，資本存量產(chǎn)生的溢出效應(yīng)影響新資本的形成，從而促進未來經(jīng)濟的增長[17]；Forslid和Ottaviano（2003）建立了資本存量溢出效應(yīng)的LS模型（也稱為局部溢出模型）進一步把資本的溢出效應(yīng)和空間結(jié)合起來，分析了溢出效應(yīng)對經(jīng)濟活動空間分布的影響及對內(nèi)生經(jīng)濟增長率的影響[18]。在投資溢出影響地區(qū)增長的研究方面，空間經(jīng)濟理論實際上考慮了貿(mào)易和投資的綜合，為對外直接投資區(qū)位分布和影響機制等研究開辟了更廣闊的思路。

以上述研究為基礎(chǔ)，筆者借鑒FDI區(qū)位分布及其空間效應(yīng)影響地區(qū)收入差距的分析思路，采用我國1995-2011年30個省市的面板數(shù)據(jù)，從外資集聚、技術(shù)創(chuàng)新的角度研究中國地區(qū)收入差距的變化。相對以往的文獻，本文從以下幾個方面進行了嘗試：①采用空間經(jīng)濟學(xué)的計量分析方法，考察FDI集聚效應(yīng)、技術(shù)創(chuàng)新集聚效應(yīng)，并結(jié)合其他因素進行實證研究；②將FDI的空間效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)同時納入經(jīng)驗分析的框架，有利于研究FDI影響區(qū)域經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)途徑。

三、模型設(shè)定、變量與數(shù)據(jù)處理

FDI對地區(qū)經(jīng)濟增長影響的主要機制主要依賴于資本積累的內(nèi)生效應(yīng)，在內(nèi)生增長模型中，包括FDI在內(nèi)的資本投入具有規(guī)模收益遞增的特征，隨著資本的增加，溢出效應(yīng)加強，生產(chǎn)者更易于創(chuàng)造新的知識和技術(shù)。無論是短期還是長期的外來資本投入，其相應(yīng)的知識溢出或外部性都將改變地區(qū)經(jīng)濟的內(nèi)生增長率。知識和技術(shù)的溢出強度會隨著距離逐漸衰減，因此溢出效應(yīng)具有部分的本地化特征，而這種本地化的外部性將產(chǎn)生地區(qū)經(jīng)濟的集聚力。也即是當(dāng)?shù)貐^(qū)資本存量具有較大差異時，導(dǎo)致的直接結(jié)果便是經(jīng)濟收入的地區(qū)差距。所以在本文的實證研究主要從兩個方面展開，首先我們分析FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)，主要關(guān)注FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間依賴性和空間集聚性，以考察我國FDI和技術(shù)創(chuàng)新的外部性和溢出效應(yīng)；其次，利用中國發(fā)展過程對外開放與經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，估計分析FDI、技術(shù)創(chuàng)新對地區(qū)收入的貢獻，以解釋地區(qū)經(jīng)濟增長和收入差距。

在任課老師的指導(dǎo)下，進行小組討論，討論的話題是《日語和中文哪個語言更有可能成為世界性語言》。同學(xué)們從各個不同角度發(fā)表了自己的看法。比如有人認為日語學(xué)習(xí)相對簡單，而中文比較難。從這個來看會影響中文的普及。還有同學(xué)認為日本的經(jīng)濟比較發(fā)達，屬于發(fā)達國家，這也有利于日語在國外的普及。還有人認為日本這個民族不僅善于學(xué)習(xí)，還很會進行文化輸出，比如日本的漫畫等在世界上很受歡迎，也有利于日語的學(xué)習(xí)和普及。同學(xué)們還在此基礎(chǔ)上，分析認為中國文化和中文要更好地走出去，還需要好好探討文化輸出的問題，也就是說如何更好地輸出中國文化，有人認為孔子學(xué)院是一個很好的舉措，也有人認為可以學(xué)習(xí)借鑒日本和美國的做法。

（一）模型設(shè)定與變量

基于上述兩方面的考慮和研究目標(biāo)，本文采用既側(cè)重研究截面數(shù)據(jù)（Cross-section Data）和面板數(shù)據(jù)（Panel Data），又擅長處理空間相互作用和空間結(jié)構(gòu)問題的空間計量方法（Anselin，1988）[19]進行實證研究?？臻g計量模型有多種（Anselin，2001）[20]，本文主要建立能夠反映空間相關(guān)性和空間差異性的空間常系數(shù)模型，主要包括兩種——空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）和空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）?？臻g滯后模型主要是探討各變量在某一地區(qū)是否存在溢出效應(yīng)，并研究地區(qū)內(nèi)經(jīng)濟活動產(chǎn)生的影響，其主要形式為：

其中，y代表因變量，X為自變量矩陣，ρ為空間相關(guān)變量，W為空間權(quán)值矩陣，一般用n×n的鄰接矩陣表示，Wy則表示空間滯后項，ε代表隨機誤差項。

因此，為了研究FDI、技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)及其對收入差距的影響，分別建立如下SLM模型：

空間誤差模型用以度量鄰接地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀察值的影響程度，也即考察區(qū)域經(jīng)濟因素發(fā)生變化對相鄰區(qū)域的溢出效應(yīng)。SEM模型的主要形式為：

λ為空間誤差系數(shù)，衡量樣本觀察值中的空間依賴作用，為n×1的矩陣向量，μ為隨機誤差項。

本文的SEM模型如下：

T為技術(shù)創(chuàng)新，以年度十萬人專利授權(quán)數(shù)為指標(biāo)；FDI代表年度對外直接投資流入額（以萬元計），F(xiàn)DI_S代表對外直接投資存量（以萬元計），T_S為技術(shù)創(chuàng)新存量（年末累計總數(shù)）；RGDP為年度人均GDP（元），W為空間權(quán)值矩陣，基本構(gòu)成為：

其中，dij代表雙邊距離，dmin代表所有雙邊距離中最小的一個。本文選取區(qū)域范圍是全國31個省份，dij采用省會城市間的直線距離（千米）。

（二）數(shù)據(jù)處理

本文選取變量的年份跨度為1995-2011年，人均收入、技術(shù)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》；各省市FDI數(shù)據(jù)來源于CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，鑒于數(shù)據(jù)的可得性和完整性，以上各項均取除西藏地區(qū)以外的中國內(nèi)地30個省市作為觀察樣本。為了保證數(shù)據(jù)的一致性和準(zhǔn)確性，我們對統(tǒng)計口徑不一致的數(shù)據(jù)進行了調(diào)整，并與《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》進行了分析對比，并利用中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和wind在線數(shù)據(jù)庫對缺失數(shù)據(jù)進行補充修正，盡可能使數(shù)據(jù)可靠。由于本文研究了各省市之間的空間相關(guān)性，需要用到個省會城市的直線距離，雙邊距離dij的數(shù)據(jù)來源于地理信息系統(tǒng)（GIS）數(shù)據(jù)庫。以上變量在模型估計階段均采用對數(shù)化指標(biāo)，一方面可以減少數(shù)據(jù)中的異常點，同時還可以避免數(shù)據(jù)殘差的非正態(tài)分布和異方差現(xiàn)象。

四、模型估計與結(jié)果分析

根據(jù)空間統(tǒng)計和空間計量經(jīng)濟學(xué)的原理和方法，進行空間計量經(jīng)濟分析的基本思路應(yīng)該是，首先進行因變量（被解釋變量）的空間自相關(guān)性檢驗，一般采用空間統(tǒng)計分析Moran I指數(shù)法，觀察被解釋變量的空間依賴程度和溢出效應(yīng)；然后空間計量經(jīng)濟學(xué)理論方法支持下進行空間計量模型的參數(shù)估計分析（吳玉鳴，2006）[21]。

（一）FDI、技術(shù)創(chuàng)新的空間自相關(guān)檢驗

區(qū)域空間相關(guān)性或稱為空間依賴性用以衡量某種經(jīng)濟行為與區(qū)位之間的一致性，當(dāng)相鄰地區(qū)經(jīng)濟行為變量觀察值在空間上具有集聚傾向時為正的空間相關(guān)性，而當(dāng)?shù)乩韰^(qū)域間表現(xiàn)出不同的經(jīng)濟行為分布時則為負的空間自相關(guān)。在經(jīng)濟學(xué)意義上空間相關(guān)性就表現(xiàn)為地區(qū)之間經(jīng)濟活動的溢出效應(yīng)和集聚效應(yīng)。經(jīng)濟變量空間自相關(guān)檢驗在空間計量經(jīng)濟學(xué)中常用MoranI（1950）［22］提出的MoranI指數(shù)，該指數(shù)定義為：

圖1 中國FDI和技術(shù)創(chuàng)新1991-2011年Moran I指數(shù)及其變動

圖1顯示了1995-2011年我國FDI和技術(shù)創(chuàng)新MoranI指數(shù)及其變化趨勢，由FDI和技術(shù)創(chuàng)新空間相關(guān)性的數(shù)據(jù)和趨勢圖，說明我國省域FDI和技術(shù)創(chuàng)新均具有明顯的空間正相關(guān)關(guān)系，呈現(xiàn)較強的空間集聚性。由FDI的狀況看，從1999年開始，F(xiàn)DI各年MoranI指數(shù)均大于0，且都通過了5%水平的顯著性檢驗，表明我國各省份FDI的空間分布并非獨立，而是相似地區(qū)分布的空間集聚，即FDI分布多的省份和多的省份靠近，F(xiàn)DI少的省份和少的省份相鄰。FDI這種空間集聚性間接的反映了我國FDI地區(qū)分布的不均衡性。本文MoranI指數(shù)的結(jié)果和國內(nèi)外其他學(xué)者的研究基本一致（謝杰，劉任余，2011；姚奕，倪勤，2011，等）[23-24]。我國技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)得更加明顯，從1995年開始，技術(shù)創(chuàng)新MoranI指數(shù)每年均為正值且逐年增加，反映出我國各省份技術(shù)創(chuàng)新之間逐漸增強的知識溢出依賴。將技術(shù)創(chuàng)新和FDI的MoranI指數(shù)變化趨勢進行比較，我們可以發(fā)現(xiàn)兩者存在一定的相似規(guī)律。那么，F(xiàn)DI和技術(shù)創(chuàng)新相互影響的作用究竟如何，并對地區(qū)收入產(chǎn)生何種影響就需要依據(jù)前文設(shè)定的空間模型進行實證估計和檢驗。

（二）空間模型計量策略

各地區(qū)之間的FDI和技術(shù)創(chuàng)新具有空間依賴性，因此采用已建立的空間模型檢驗FDI、技術(shù)創(chuàng)新和收入差距之間的關(guān)系，以此來考察FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚對地區(qū)收入的貢獻，得到收入差距變化的相關(guān)結(jié)論。在計量策略方面，本文根據(jù)所掌握的數(shù)據(jù)和研究的需要進行了如下設(shè)定：

（1）空間模型的估計常用的有最小二乘（OLS）估計和極大似然估計兩種方法，由于存在空間效應(yīng)，普通OLS方法估計空間滯后模型是無偏的，但不具有效性；估計空間滯后模型不僅是有偏的，而且是不一致的。因此OLS方法并不適用，我們選擇能夠克服上述問題的極大似然方法進行模型估計。

（2）本文選取的樣本數(shù)據(jù)涉及中國30個省市，時間跨度為1995-2011年，需要考慮空間面板模型適用的類型。根據(jù)研究的不同，當(dāng)個體成員單位是隨機抽自一個大的總體時，固定效應(yīng)模型適用于抽到的個體成員。在這種情形下，如果僅對樣本自身進行分析，選用固定效應(yīng)模型是合適的。但想以樣本結(jié)果對總體進行分析，隨機效應(yīng)合適（Bode，2004）[25]。我們將分別給出樣本隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型，以全面比較和觀察樣本所顯示的回歸關(guān)系。

（3）由于模型估計過程中采用了相對固定的雙邊距離作為變量，因此在固定效應(yīng)模型回歸過程中需要把距離變量排除在外，避免模型多重共線性的產(chǎn)生。另外模型中變量的設(shè)置只考慮本文研究的主要對象，并非不考慮其他因素的影響，所產(chǎn)生的誤差包含在擾動項中。

（三）結(jié)果分析

在不包含距離的固定效應(yīng)SLM模型和SEM中模型中（結(jié)果見表1），外商直接投資存量（FDI_S）和技術(shù)創(chuàng)新存量（T_S）的系數(shù)顯著，說明FDI和技術(shù)創(chuàng)新存在集聚效應(yīng)和循環(huán)累積效應(yīng)，地區(qū)外商直接投資的規(guī)模和技術(shù)創(chuàng)新積累對未來的資本流入、技術(shù)創(chuàng)新具有決定性的促進作用。技術(shù)創(chuàng)新模型中的FDI顯著說明外商直接投資越多，技術(shù)創(chuàng)新就越多，代表FDI在我國具有明顯的知識溢出效應(yīng)，可以看出FDI對區(qū)域技術(shù)進步確實存在正向外部性。值得注意的是FDI模型中的技術(shù)創(chuàng)新T系數(shù)為負，表明當(dāng)?shù)丶夹g(shù)創(chuàng)新對FDI的效應(yīng)就并非是完全的正向影響，甚至還可能產(chǎn)生逆向效應(yīng)。主要原因可能在于我國現(xiàn)階段FDI的流入主要集中于勞動密集型、技術(shù)水平較低的相關(guān)產(chǎn)業(yè)，當(dāng)“以市場換技術(shù)”的進程推進相對順利，F(xiàn)DI的引入規(guī)模和意愿可能會有所降低。另外，我國FDI的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)主要還是通過貿(mào)易擴大引致的進口增加傳遞的，東道地區(qū)技術(shù)進步、生產(chǎn)率上升將部分替代FDI的知識溢出效應(yīng)。FDI的空間滯后系數(shù)為負，說明各地區(qū)投資仍然存在競爭效應(yīng)，空間誤差系數(shù)顯著為正也印證了FDI在區(qū)域的空間溢出和空間集聚效應(yīng)。

表1 中國1995-2011年固定效應(yīng)空間面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

在對人均收入的空間模型中，F(xiàn)DI和技術(shù)創(chuàng)新的空間滯后系數(shù)均顯著為正，說明FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)對地區(qū)收入具有積極的促進作用，空間誤差模型的系數(shù)顯著為負，表示我國地區(qū)收入之間并不存在互補性，而是競爭性的關(guān)系，以上結(jié)果地說明了我國改革開放以后引入FDI的兩方面作用。一方面，對外開放和外資引進對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和收入的提高發(fā)做出了重要貢獻，F(xiàn)DI通過技術(shù)創(chuàng)新、貿(mào)易拉動和市場擴大等效應(yīng)為我國經(jīng)濟騰飛提供了巨大的動力；另一方面，F(xiàn)DI的區(qū)域分布不均衡性導(dǎo)致了地區(qū)收入差距的擴大。FDI空間集聚度在1998年以后一直持續(xù)上升，尤其是2001年我國加入WTO以后該趨勢更加明顯（見圖1），F(xiàn)DI的空間分布不均衡加劇了資本和要素的地區(qū)差異，逐漸拉大地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展的差距。

在引入雙邊距離的隨機效應(yīng)模型估計結(jié)果中（見表2），空間滯后模型的系數(shù)均通過了顯著性檢驗，且空間權(quán)值矩陣項系數(shù)均為正，說明在我國實際經(jīng)濟發(fā)展過程中，F(xiàn)DI、技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)收入之間的相互影響關(guān)系仍然受距離的影響，印證了前文對鄰近的省份和區(qū)域之間具有較強的空間關(guān)聯(lián)性的論述。同時也說明，經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域化、地方化和集群化特征具有一定的合理性，我國未來的開放格局和發(fā)展規(guī)劃會在相當(dāng)長的時期內(nèi)實行重點經(jīng)濟區(qū)開發(fā)的國家戰(zhàn)略。隨機效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型結(jié)果基本相似，投資和技術(shù)創(chuàng)新存量（FDI_S、T_S）對地區(qū)人均收入具有顯著的正向作用，以人均收入為因變量的FDI、技術(shù)創(chuàng)新系數(shù)也都通過了顯著性檢驗，且對人均收入有正向的促進作用，上述比較的結(jié)果說明本文的估計結(jié)果具有相當(dāng)程度的穩(wěn)健性。不過要說明的是，雖然兩種形式模型的結(jié)果顯示出了相似的經(jīng)濟變量關(guān)系，但從Hausman檢驗統(tǒng)計量和調(diào)整R2的比較看，隨機效應(yīng)的結(jié)果要優(yōu)于固定效應(yīng)。

表2 中國1995-2011年隨機效應(yīng)空間面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

五、簡要結(jié)論和啟示

筆者以空間計量模型為基礎(chǔ)，對FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)及其對地區(qū)收入的影響進行了實證研究，并以此考察FDI、技術(shù)創(chuàng)新與地區(qū)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。通過中國跨年度的省級數(shù)據(jù)分析，我們的發(fā)現(xiàn)主要是：①我國FDI和技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的空間集聚效應(yīng)和循環(huán)累積效應(yīng)，地區(qū)外商直接投資的規(guī)模和技術(shù)創(chuàng)新積累對未來的資本流入、技術(shù)創(chuàng)新具有決定性的促進作用；②FDI和技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟增長具有積極的促進作用，我國地區(qū)之間的FDI和技術(shù)創(chuàng)新并不存在互補性，而是競爭關(guān)系，F(xiàn)DI和技術(shù)創(chuàng)新區(qū)域分布的空間集聚在一定程度上引起了地區(qū)收入差距的擴大；③在我國實際經(jīng)濟發(fā)展過程中，F(xiàn)DI、技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)經(jīng)濟增長之間的相互影響關(guān)系仍然受地理距離的影響，臨近區(qū)域的空間溢出和空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)比較明顯，這可以部分的解釋我國不同經(jīng)濟區(qū)域之間發(fā)展差距的形成和擴大。

中央政府一直在進行著投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化、推動技術(shù)創(chuàng)新和促進地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的努力，對FDI、技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)收入差距關(guān)系的研究可以作為政策制定和調(diào)整的參考依據(jù)。本文的政策啟示主要體現(xiàn)為FDI和技術(shù)創(chuàng)新的外部性有效利用對產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移和地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的積極影響方面。在現(xiàn)階段的經(jīng)濟發(fā)展過程中，政府應(yīng)該充分重視并有效利用FDI、技術(shù)創(chuàng)新的空間集聚和空間溢出效應(yīng)，加強和完善跨區(qū)域合作機制，促進要素流動，有利于實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)有序轉(zhuǎn)移。國家應(yīng)該鼓勵外資向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，發(fā)揮東部地區(qū)對鄰近區(qū)域的溢出效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，不僅有利于中西部地區(qū)創(chuàng)新能力和人均收入的提高，而且可以最大限度地縮小其與東部發(fā)達地區(qū)的收入差距。事實上，近年來，由于東部地區(qū)勞動、環(huán)境等成本上升，已經(jīng)開始出現(xiàn)外資和產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象，中西部地區(qū)的政府也積極地制定相應(yīng)的優(yōu)惠措施吸引外資和企業(yè)的進入。

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