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摘要:加快FDI流入是促使中部崛起的重要因素。本文运用FDI选择因素进行实证分析,得出中部地区的整体判断和FDI选择因素在中部各省之间的结构性差异,并在此基础上对中部地区深化FDI战略从区际和省际两个层面提出政策建议。
关键词:崛起;中部地区;FDI;实证分析
作者简介:贺虹(1974-),女,湖南衡阳人,怀化学院讲师,硕士,研究方向:理论经济学。
中图分类号:F222.33 文献标识码:A文章编号:1672-3309(2009)12-0005-04
一、深化FDI战略是中部地区快速崛起的突破口
改革开放以来,我国中部六省经济发展迅速,但相对情况不尽人意。以1997年不变价格计算,1998-2008年间,中部地区年均GDP增速为10%, 高于东北三省的9.8%和西部地区的8.9%,但略低于全国的10.24%,更低于东部地区的10.9%。这使得中部地区在全国地位中处于总体稳定;但是,它与东部地区的差距却在拉大。
这种情况的发生,与国家的区域差异改革政策是分不开的。区域差异改革使东部地区在对外开放中获得先发优势,而中部地区则处于相对不利处境。中部与东部在吸收FDI方面的巨大差距,则更是经济落后于东部的基本原因之一。1998-2008年间,东部累计利用FDI达 4077.4亿美元;在2007年,该地区吸收的FDI占全国的比重仍达81.3%,高于其GDP占全国的比重即53%。而在同期,中部累计利用FDI只有355.3亿美元,仅为东部的8.7%,远低于同期中部GDP占东部的比重即46.7%。
统计数据表明,利用FDI规模大的地区,经济发展较快。理论也表明, FDI通过弥补资本缺口提高投资质量、产业结构升级和技术进步、就业创造和贸易扩展等多种渠道作用于宏观经济增长。对中部地区来说,FDI方面的不足影响了经济快速发展,成为崛起的瓶颈之一。
就FDI对增长的重要性来说,中部远低于全国的平均水平,也低于东部地区。这充分表明,相对其它地区来说,FDI是制约中部崛起的重要因素,它是扩大中部与东部地区经济差距的基本因素。
虽然FDI在经济贡献上,中部地区逊色于东部和全国,但在边际产出水平方面,中部地区(0.74)则高于全国(0.71)和东部地区(0.68),也高于东北三省(0.69)。它暗示着:FDI也受到边际生产率递减规律的影响,FDI产出弹性表现出了显著的收敛性。故而,尽管各FDI存量是区域经济差异的重要因素,但从生产效率的动态演变趋势看,东部地区的增长效应势必呈下降状态。东部原有的优势(如政策)在淡化,而中部地区综合优势逐渐发挥,FDI比重逐渐上升。相比之下,中部地区可以充分发挥后发优势,通过大力吸收FDI来缩小与东部地区的经济差距。本文试图在区域和省际两个层面上对FDI影响因素进行实证分析,从而为该地区FDI战略的转型提供必要的理论依据和经验支持。
二、中部地区FDI选择因素的实证分析
1.理论推导、模型设定、变量界定与数据选取
可以说,一切影响区域经济增长(发展)的因素,都对FDI施加了不同程度的影响。在众多因素中,我们选择生产要素、聚集效应和市场三大因素。
生产要素包括以下几个方面:首先,是劳动力成本。以各地区职工的平均工资作为替代。其次,是土地价格。由于土地价格主要源于区位,对于出口导向的FDI来说具有较强敏感性。我们以外商投资企业出口总值来表示区位。再次,是知识与技术。我们以专利批准量来度量技术创新能力。
市场规模用GDP表示。GDP包括了折旧、所得税和公司未分配利润而难以完全度量市场规模。
聚集效应则主要源于产业集群和公共资本状况。对于前者以FDI存量来表示;本文选取公路和铁路密度这两个具有一定代表性的指标表示公共资本。
以上选取的变量用下表显示:
2.模型的数学形式及其设定
根据FDI理论及我们对变量的定义和选取,可对FDI设定简单的函数形式:
FDI=f(ex,zl,gz,gdp,gl,tl,jj,?着)(1)
为对(1)式进行回归,我们设定双对数回归模型即:ln(FDI)=c+?茁1ln(ex)+?茁2ln(zl)+?茁3ln(gz)+?茁4ln(gdp)+?茁5ln(gl)+?茁6ln(tl)+?茁7ln(jj)+?着
对面板数据进行回归分析时,首先需要对模型形式进行取舍和设定。面板数据的形式,根据扰动项性质的差异有合并模型、固定影响模型等,具体形式是:
形式1:约束模型
ln(y)=?茁′ln(X)+?着(2)
其中?茁′为行向量,表示各系数(含常数项);ln(X)为列向量,表示各解释变量或回归因子;ε为扰动项。在约束模型中,扰动项之间没有时间序列相关,没有组间异方差性和横截面相关性,常数项和斜率都是相同的。
形式2:非约束模型
ln(y)=i?琢+?茁′ln(x)+εi
此时i?琢为常数项,?茁′为行向量但不包括常数项,ln(x)为列向量。
其中?琢=c+i?琢(3)
上述中,各变量斜率相同但常数项不同的,跨单位的差异可由常数项的差异来表示,扰动项受单位(i)影响。如果把扰动项的下标变成时间t,模型则表示扰动项之间存在序列相关性。
在实证分析中,需要在约束模型和非约束模型之间进行取舍。取舍的检验方法,可分别就合并模型和固定模型进行回归,然后进行F统计量检验。F统计量的计算方法是:
F(n-1,nT-n-k)=(Ru2-Rp2)/(n-1)(1-Ru2)/(nT-n-k)
其中R2 为判决系数,u为非约束模型,而p则表示约束模型,n、K分别是单位和自变量的个数。将模型分析得到的F统计量与F临界值进行对比,便可对两个模型进行取舍。如果F统计量大于临界值,则拒绝原假设,选择非约束模型;反之,则选择约束模型。
3.实证分析:四大区域FDI选择因素的整体判断
我们首先运用面板数据来研究所选变量作为整体,对四大区域FDI的影响是否存在实质性差异进行分析:
模型1:
ln(FDI) = -3.16 + 0.30*ln(ex) + 0.13*ln(ZL) + 0.33*ln(GL)
(3.52)(0.99)(0.74)(-0.64)
- 0.25*ln(TL)+0.36*ln(GDP) - 1.22*ln(GZ) + 0.42*ln(jj)
(-1.64)(1.00)(-4.59)(2.48)
R2=0.975116, DW=1.433
为与非约束模型进行对比,我们设定最小二乘虚拟变量模型(LSDV),并以d1、d2、d3、d4 分别作为东部、东北、中部和西部四地区的虚拟变量。为方便起见,我们估计全局常数和3个虚拟变量的模型,非约束回归的结果是:
模型2:
ln(FDI) = -13.36 + 0.52*D2 - 0.90*D3 + 1.62*D4 +0.006*ln(QW) - 0.22*ln(ZL) + 0.74*ln(GL) + 0.89*ln(TL) + 1.73*ln(GDP) - 1.90*ln(GZ) + 0.37*ln(jj)
(-1.78) (―1.94)(-1.98)(-1.72)(0.04)(-1.42)
(1.50)(1.85)(1.72) (-3.61)(1.87)
R2=0.983684,DW=1.28
利用约束模型和非约束模型回归的结果,可计算F值:
F= [(0.983684-0.975116)/3]/[1-0.983684/(44-4-7)]=5.784
F=5.784>F0.01(3,33)=4.4>F0.05(3.33)=2.88,无论在5%还是在1%的显著性水平下,F值都大于临界值,否定约束模型的原假设而选取非约束模型。根据回归结果,可计算出东北、中部和西部地区的固定影响系数:-12.84,-14.26和-11.74。结果表明,选取变量作为整体,它对四大区域FDI布局之差异有着实质性影响。在变量的总体影响力方面,按照(绝对值)大小,依次是东部、中部、东北和西部地区。这也证明了FDI的经济发展阶段理论对中国的适用性:经济发展水平越高,FDI的内生性越强,动机也越复杂。
4.实证分析:中部FDI选择因素整体判断与省际差异
我们已经证明,作为整体,FDI选择因素在中部与其他三大地区之间存在结构性差异。我们可从下列回归分析的结果得知:
LOG(FDI) = -1.39*LOG(JJ) - 1.67*LOG(GL) + 0.85*LOG(GZ) - 0.53*LOG(EX) + 5.62*LOG(GDP) + 0.48*LOG(TL) –0.22LOG(Zl)
(-2.34)(-2.08) (1.58)(-3.60) (3.34)(0.54) (-2.82)
R2=0.9682,DW=2.52
分析表明:中部FDI聚集效应仍然是比较弱的;公路密度较低、技术创新能力不足;与其它研究不同的是,该地区FDI深受市场影响;与此对应,就FDI的市场动机来说,出口总量与FDI之间存在负相关关系。遗憾的是,工资水平和铁路密度影响有限。
以上是中部整体情况。我们现在需要了解所选变量作为整体是否对各省FDI存在结构性差异。利用面板数据进行的约束回归结果是:
LOG(FDI) = 6.95 + 0.39*LOG(JJ) + 0.05*LOG(GL) - 1.54*LOG(TL) - 0.08*LOG(GZ) - 0.04*LOG(EX) + 0.41*LOG(GDP) + 0.11*LOG(ZL)
(4.52) (3.23) (0.22) (-4.24)(-0.28)(-0.32)(1.37)(0.83)
R2=0.754655 ,DW=1.136
非约束模型的结果是:
LOG(FDI) = 4.77 + 0.19*LOG(JJ) + 0.18*LOG(GL) - 0.44*LOG(TL) - 1.27*LOG(GZ) - 0.13*LOG(EX) + 2.57*LOG(GDP) - 0.45*LOG(ZL) - 1.08*D2 + 0.69*D3 - 0.68*D4 + 0.25*D5 + 0.52*D6
(3.03) (1.39) (0.83) (-0.79) (-1.64) (-1.07) (2.4) (-2.33) (-1.60)(2.72)(-0.92)(0.42)(1.17)
R2=0.824044,DW=1.1837
利用合并模型和非约束回归的结果,可以计算F值:
F(5,53)=(0.824044-0.754655)/5/(1-0.824044)/53=4.1802
F(5.53)﹥F0.01(5.60)=4.13﹥F0.05(5.53)=2.40
结论是显然的:FDI对中部六省的偏好存在结构性差异。为了解FDI选择因素的省际差异,我们还需要对各省情况进行实证分析,其结果见表2
上表揭示了六省FDI影响因素的差异性。安徽因毗邻长三角而有市场上的较大优势,但科技水平较为落后。江西各方面的基础都比较弱,但FDI聚集效应初步出现。河南技术水平较低,铁路建设滞后于发展需要。湖北公路建设尤其是高速公路建设较快对FDI产生了较大的促进作用,它地处长江中游,在市场方面具有较强的竞争优势。湖南公路建设的投资严重不足,但在中部六省中湖南的第三产业较为发达,消费市场比较活跃,它也是辐射西南地区的重要地区,故而市场因素的作用比较重要。
在具体因素方面,各个省份的禀赋是不同的。中部六省无一例外的都尚未出现显著的聚集效应,但湖南和江西的情况相对较好。交通方面,河南铁路建设增加较少,影响了外资的进入;公路方面,湖北情况较好但其它地区都明显不足,湖南更是落后优势。劳动力因素方面,湖南优势最为显著,人均职工工资每降低1%将导致FDI增加3.6%,其它省份并不显著。市场因素方面,中部地区在整体上具有优势,而尤以湖南、安徽和湖北为甚。在市场动机方面,外资进入该地区主要是本地市场而非国家市场,故而区位方面并不重要。在科技方面,整个中部地区的劣势明显,河南和安徽的劣势尤其明显。
三、深化中部FDI战略的政策建议
政策方面的考虑,在区域和省际两个层面应该是不同的。作为国家促进中部地区崛起集合的子集,FDI方面应具有较强的针对性:在实施行业准入、所得税等优惠政策的同时,采取一些针对性更强的措施:如,既然FDI进入该地区主要动机在于本地市场,因而可放宽外商投资企业出口比重的要求,同时着力改善消费环境,使该地区的市场优势得以充分发挥;该地区劳动力成本具有较强的优势,要改革户籍政策,促进剩余劳动力的自由流动,鼓励发展劳动密集型产业;该地区科教资源丰富,以加速折旧、促进科技转化等方式鼓励地方政府和企业加大研发投入,提高科技创新能力;国家在干线铁路和公路建设方面对该地区予以必要支持。
在省际层面上,各省根据自身禀赋情况调整FDI促进政策。山西在FDI方面要想取得突破尚待时日;安徽主要提高技术创新能力,大幅度改善基础设施,加强与长三角地区的人才交流一体化,使市场和区位优势充分发挥;江西吸引外资的成绩较为显著,出现微弱的聚集效应,这在中西部地区是比较少见的,但更需要重视基础设施、科技创新、消费环境等竞争力,以增强FDI的可持续性,保持利用外资的良好势头;河南主要加强铁路建设,快速提高科技创新能力;湖北经济发展水平较高,在中部崛起的过程中,需要以提高科技创新能力为主要措施,以使其综合优势充分发挥出来;湖南需要加大公路等基础设施的建设力度,更好地发挥其市场、劳动力等优势,确保FDI涌入的良好势头。 (责任编辑:王福生)
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参考文献:
[1] 刘荣添、林峰. 我国东、中、西部外商直接投资(FDI)区位差异因素的Panel Data 分析[J].数量技术经济研究,2006,(07):25-34.
[2] 杨晓明. FDI区位选择因素研究——对我国三大经济圈及中西部地区的实证研究[J].财经研究,2007,(11):98-107.
[3] 朱玉杰.中国FDI区位因素的实证分析[J].财经问题研究,2008,(11):51-58。
[4] 商务部和中国社科院联合课题组.我国外商投资梯度转移问题研究[J].中国工业经济,2004,(04):56-12.
[5] H.Dunning. International Production and Multinational Enterprise.London:George Allen and Unwin,1981,pp.23-34.
关键词:崛起;中部地区;FDI;实证分析
作者简介:贺虹(1974-),女,湖南衡阳人,怀化学院讲师,硕士,研究方向:理论经济学。
中图分类号:F222.33 文献标识码:A文章编号:1672-3309(2009)12-0005-04
一、深化FDI战略是中部地区快速崛起的突破口
改革开放以来,我国中部六省经济发展迅速,但相对情况不尽人意。以1997年不变价格计算,1998-2008年间,中部地区年均GDP增速为10%, 高于东北三省的9.8%和西部地区的8.9%,但略低于全国的10.24%,更低于东部地区的10.9%。这使得中部地区在全国地位中处于总体稳定;但是,它与东部地区的差距却在拉大。
这种情况的发生,与国家的区域差异改革政策是分不开的。区域差异改革使东部地区在对外开放中获得先发优势,而中部地区则处于相对不利处境。中部与东部在吸收FDI方面的巨大差距,则更是经济落后于东部的基本原因之一。1998-2008年间,东部累计利用FDI达 4077.4亿美元;在2007年,该地区吸收的FDI占全国的比重仍达81.3%,高于其GDP占全国的比重即53%。而在同期,中部累计利用FDI只有355.3亿美元,仅为东部的8.7%,远低于同期中部GDP占东部的比重即46.7%。
统计数据表明,利用FDI规模大的地区,经济发展较快。理论也表明, FDI通过弥补资本缺口提高投资质量、产业结构升级和技术进步、就业创造和贸易扩展等多种渠道作用于宏观经济增长。对中部地区来说,FDI方面的不足影响了经济快速发展,成为崛起的瓶颈之一。
就FDI对增长的重要性来说,中部远低于全国的平均水平,也低于东部地区。这充分表明,相对其它地区来说,FDI是制约中部崛起的重要因素,它是扩大中部与东部地区经济差距的基本因素。
虽然FDI在经济贡献上,中部地区逊色于东部和全国,但在边际产出水平方面,中部地区(0.74)则高于全国(0.71)和东部地区(0.68),也高于东北三省(0.69)。它暗示着:FDI也受到边际生产率递减规律的影响,FDI产出弹性表现出了显著的收敛性。故而,尽管各FDI存量是区域经济差异的重要因素,但从生产效率的动态演变趋势看,东部地区的增长效应势必呈下降状态。东部原有的优势(如政策)在淡化,而中部地区综合优势逐渐发挥,FDI比重逐渐上升。相比之下,中部地区可以充分发挥后发优势,通过大力吸收FDI来缩小与东部地区的经济差距。本文试图在区域和省际两个层面上对FDI影响因素进行实证分析,从而为该地区FDI战略的转型提供必要的理论依据和经验支持。
二、中部地区FDI选择因素的实证分析
1.理论推导、模型设定、变量界定与数据选取
可以说,一切影响区域经济增长(发展)的因素,都对FDI施加了不同程度的影响。在众多因素中,我们选择生产要素、聚集效应和市场三大因素。
生产要素包括以下几个方面:首先,是劳动力成本。以各地区职工的平均工资作为替代。其次,是土地价格。由于土地价格主要源于区位,对于出口导向的FDI来说具有较强敏感性。我们以外商投资企业出口总值来表示区位。再次,是知识与技术。我们以专利批准量来度量技术创新能力。
市场规模用GDP表示。GDP包括了折旧、所得税和公司未分配利润而难以完全度量市场规模。
聚集效应则主要源于产业集群和公共资本状况。对于前者以FDI存量来表示;本文选取公路和铁路密度这两个具有一定代表性的指标表示公共资本。
以上选取的变量用下表显示:
2.模型的数学形式及其设定
根据FDI理论及我们对变量的定义和选取,可对FDI设定简单的函数形式:
FDI=f(ex,zl,gz,gdp,gl,tl,jj,?着)(1)
为对(1)式进行回归,我们设定双对数回归模型即:ln(FDI)=c+?茁1ln(ex)+?茁2ln(zl)+?茁3ln(gz)+?茁4ln(gdp)+?茁5ln(gl)+?茁6ln(tl)+?茁7ln(jj)+?着
对面板数据进行回归分析时,首先需要对模型形式进行取舍和设定。面板数据的形式,根据扰动项性质的差异有合并模型、固定影响模型等,具体形式是:
形式1:约束模型
ln(y)=?茁′ln(X)+?着(2)
其中?茁′为行向量,表示各系数(含常数项);ln(X)为列向量,表示各解释变量或回归因子;ε为扰动项。在约束模型中,扰动项之间没有时间序列相关,没有组间异方差性和横截面相关性,常数项和斜率都是相同的。
形式2:非约束模型
ln(y)=i?琢+?茁′ln(x)+εi
此时i?琢为常数项,?茁′为行向量但不包括常数项,ln(x)为列向量。
其中?琢=c+i?琢(3)
上述中,各变量斜率相同但常数项不同的,跨单位的差异可由常数项的差异来表示,扰动项受单位(i)影响。如果把扰动项的下标变成时间t,模型则表示扰动项之间存在序列相关性。
在实证分析中,需要在约束模型和非约束模型之间进行取舍。取舍的检验方法,可分别就合并模型和固定模型进行回归,然后进行F统计量检验。F统计量的计算方法是:
F(n-1,nT-n-k)=(Ru2-Rp2)/(n-1)(1-Ru2)/(nT-n-k)
其中R2 为判决系数,u为非约束模型,而p则表示约束模型,n、K分别是单位和自变量的个数。将模型分析得到的F统计量与F临界值进行对比,便可对两个模型进行取舍。如果F统计量大于临界值,则拒绝原假设,选择非约束模型;反之,则选择约束模型。
3.实证分析:四大区域FDI选择因素的整体判断
我们首先运用面板数据来研究所选变量作为整体,对四大区域FDI的影响是否存在实质性差异进行分析:
模型1:
ln(FDI) = -3.16 + 0.30*ln(ex) + 0.13*ln(ZL) + 0.33*ln(GL)
(3.52)(0.99)(0.74)(-0.64)
- 0.25*ln(TL)+0.36*ln(GDP) - 1.22*ln(GZ) + 0.42*ln(jj)
(-1.64)(1.00)(-4.59)(2.48)
R2=0.975116, DW=1.433
为与非约束模型进行对比,我们设定最小二乘虚拟变量模型(LSDV),并以d1、d2、d3、d4 分别作为东部、东北、中部和西部四地区的虚拟变量。为方便起见,我们估计全局常数和3个虚拟变量的模型,非约束回归的结果是:
模型2:
ln(FDI) = -13.36 + 0.52*D2 - 0.90*D3 + 1.62*D4 +0.006*ln(QW) - 0.22*ln(ZL) + 0.74*ln(GL) + 0.89*ln(TL) + 1.73*ln(GDP) - 1.90*ln(GZ) + 0.37*ln(jj)
(-1.78) (―1.94)(-1.98)(-1.72)(0.04)(-1.42)
(1.50)(1.85)(1.72) (-3.61)(1.87)
R2=0.983684,DW=1.28
利用约束模型和非约束模型回归的结果,可计算F值:
F= [(0.983684-0.975116)/3]/[1-0.983684/(44-4-7)]=5.784
F=5.784>F0.01(3,33)=4.4>F0.05(3.33)=2.88,无论在5%还是在1%的显著性水平下,F值都大于临界值,否定约束模型的原假设而选取非约束模型。根据回归结果,可计算出东北、中部和西部地区的固定影响系数:-12.84,-14.26和-11.74。结果表明,选取变量作为整体,它对四大区域FDI布局之差异有着实质性影响。在变量的总体影响力方面,按照(绝对值)大小,依次是东部、中部、东北和西部地区。这也证明了FDI的经济发展阶段理论对中国的适用性:经济发展水平越高,FDI的内生性越强,动机也越复杂。
4.实证分析:中部FDI选择因素整体判断与省际差异
我们已经证明,作为整体,FDI选择因素在中部与其他三大地区之间存在结构性差异。我们可从下列回归分析的结果得知:
LOG(FDI) = -1.39*LOG(JJ) - 1.67*LOG(GL) + 0.85*LOG(GZ) - 0.53*LOG(EX) + 5.62*LOG(GDP) + 0.48*LOG(TL) –0.22LOG(Zl)
(-2.34)(-2.08) (1.58)(-3.60) (3.34)(0.54) (-2.82)
R2=0.9682,DW=2.52
分析表明:中部FDI聚集效应仍然是比较弱的;公路密度较低、技术创新能力不足;与其它研究不同的是,该地区FDI深受市场影响;与此对应,就FDI的市场动机来说,出口总量与FDI之间存在负相关关系。遗憾的是,工资水平和铁路密度影响有限。
以上是中部整体情况。我们现在需要了解所选变量作为整体是否对各省FDI存在结构性差异。利用面板数据进行的约束回归结果是:
LOG(FDI) = 6.95 + 0.39*LOG(JJ) + 0.05*LOG(GL) - 1.54*LOG(TL) - 0.08*LOG(GZ) - 0.04*LOG(EX) + 0.41*LOG(GDP) + 0.11*LOG(ZL)
(4.52) (3.23) (0.22) (-4.24)(-0.28)(-0.32)(1.37)(0.83)
R2=0.754655 ,DW=1.136
非约束模型的结果是:
LOG(FDI) = 4.77 + 0.19*LOG(JJ) + 0.18*LOG(GL) - 0.44*LOG(TL) - 1.27*LOG(GZ) - 0.13*LOG(EX) + 2.57*LOG(GDP) - 0.45*LOG(ZL) - 1.08*D2 + 0.69*D3 - 0.68*D4 + 0.25*D5 + 0.52*D6
(3.03) (1.39) (0.83) (-0.79) (-1.64) (-1.07) (2.4) (-2.33) (-1.60)(2.72)(-0.92)(0.42)(1.17)
R2=0.824044,DW=1.1837
利用合并模型和非约束回归的结果,可以计算F值:
F(5,53)=(0.824044-0.754655)/5/(1-0.824044)/53=4.1802
F(5.53)﹥F0.01(5.60)=4.13﹥F0.05(5.53)=2.40
结论是显然的:FDI对中部六省的偏好存在结构性差异。为了解FDI选择因素的省际差异,我们还需要对各省情况进行实证分析,其结果见表2
上表揭示了六省FDI影响因素的差异性。安徽因毗邻长三角而有市场上的较大优势,但科技水平较为落后。江西各方面的基础都比较弱,但FDI聚集效应初步出现。河南技术水平较低,铁路建设滞后于发展需要。湖北公路建设尤其是高速公路建设较快对FDI产生了较大的促进作用,它地处长江中游,在市场方面具有较强的竞争优势。湖南公路建设的投资严重不足,但在中部六省中湖南的第三产业较为发达,消费市场比较活跃,它也是辐射西南地区的重要地区,故而市场因素的作用比较重要。
在具体因素方面,各个省份的禀赋是不同的。中部六省无一例外的都尚未出现显著的聚集效应,但湖南和江西的情况相对较好。交通方面,河南铁路建设增加较少,影响了外资的进入;公路方面,湖北情况较好但其它地区都明显不足,湖南更是落后优势。劳动力因素方面,湖南优势最为显著,人均职工工资每降低1%将导致FDI增加3.6%,其它省份并不显著。市场因素方面,中部地区在整体上具有优势,而尤以湖南、安徽和湖北为甚。在市场动机方面,外资进入该地区主要是本地市场而非国家市场,故而区位方面并不重要。在科技方面,整个中部地区的劣势明显,河南和安徽的劣势尤其明显。
三、深化中部FDI战略的政策建议
政策方面的考虑,在区域和省际两个层面应该是不同的。作为国家促进中部地区崛起集合的子集,FDI方面应具有较强的针对性:在实施行业准入、所得税等优惠政策的同时,采取一些针对性更强的措施:如,既然FDI进入该地区主要动机在于本地市场,因而可放宽外商投资企业出口比重的要求,同时着力改善消费环境,使该地区的市场优势得以充分发挥;该地区劳动力成本具有较强的优势,要改革户籍政策,促进剩余劳动力的自由流动,鼓励发展劳动密集型产业;该地区科教资源丰富,以加速折旧、促进科技转化等方式鼓励地方政府和企业加大研发投入,提高科技创新能力;国家在干线铁路和公路建设方面对该地区予以必要支持。
在省际层面上,各省根据自身禀赋情况调整FDI促进政策。山西在FDI方面要想取得突破尚待时日;安徽主要提高技术创新能力,大幅度改善基础设施,加强与长三角地区的人才交流一体化,使市场和区位优势充分发挥;江西吸引外资的成绩较为显著,出现微弱的聚集效应,这在中西部地区是比较少见的,但更需要重视基础设施、科技创新、消费环境等竞争力,以增强FDI的可持续性,保持利用外资的良好势头;河南主要加强铁路建设,快速提高科技创新能力;湖北经济发展水平较高,在中部崛起的过程中,需要以提高科技创新能力为主要措施,以使其综合优势充分发挥出来;湖南需要加大公路等基础设施的建设力度,更好地发挥其市场、劳动力等优势,确保FDI涌入的良好势头。 (责任编辑:王福生)
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参考文献:
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