广东省FDI效应与区域集聚关系的实证
广东省外商直接投资状况的宏观分析
中文摘要迄今为止,中国已成为世界上接受外商直接投资最多的国家之一,所接受的外商直接投资存量仅次于美国。
本文选取广东省为研究对象，以传统的国际直接理论为基础，通过对广东省跨国投资的宏观分析以及对广东省区位特征的分析，采用理论分析与数据分析互为补充的方法，根据《历年中国统计年鉴》与《历年广东统计年鉴》整理出相应的数据，最终得出结论：在近年来政策因素、成本因素的影响正逐渐消失的情况下，广东省吸引跨国投资的主要区位特征集中于经济环境因素、集聚经济因素。
同时立足于此，对广东省及中国的产业转移及升级做出展望，并对广东省今后如何发展区位特征优势、增进区位优势做出总结。
1.引言1.1选题的背景1979年,中国实行改革开放,拉开了中国吸收外商直接投资的序幕。
随着中国投资环境的不断改善,外商直接投资流入量逐年增加。
据统计局统计,1980年中国FDI总量为0.57亿美元,1990年上升到34.9亿美元,比10年前增长了60倍;2000年进一步提高到407.2亿美元,又比10年前增长了近11倍;2010年中国FDI达到了1057.4亿美元,首次突破1000亿美元,创历史最高水平,比2000年增长了约1.6倍。
中国已成为世界重要的外商直接投资地区。
90年代中期,中国连续多年成为仅次于美国的第二大外商直接投资吸收国,2002年中国实际利用的外商直接投资达到527美元,累积利用外商直接投资达到4460亿美元,吸收了全球外商直接投资流的10%以上。
1979一2012年,中国吸引外商直接投资累计达12761.08亿美元,受全球金融危机影响,2009年吸引外商直接投资有所下降,但总的来看仍位居全球第二,发展中国家之首。
资料来源：根据《中国统计年鉴》整理。
图1.1 中国外资投资概况图1.1显示了1979一2012年中国外资投资概况。
如图所示,1979一2009年间,除了在2003年受到SARS的干扰和2009年受到金融危机的影响导致投资金额有所下滑外，即使08年以来全国进入艰难的产业升级转型期，外商直接投资金额的整体趋势也是不断上升的。
FDI的“行业集聚”与行业分布溢出——基于中国制造业分行业数据的实证分析
国家统计 局 的统计 资料 显示 ，２０ ０ ７年 我 国 （ 含 港 、澳 、 台地 区 ）实 际 使 用外 资额 达 ７ ３ ３ 不 ８ ．９ 亿 美元 。然 而 ，Ｆ Ｉ Ｄ 在我 国空 间分 布 和行业 分 布上存 在 巨大差 异 ，一定 程 度上 加 剧 了我 国区域 经济
教 授。
・
ｌ ・ Ｏ
邓 明等 Ｆ Ｉ “ Ｄ 的 行业 集 聚”与 行 业分布 溢 出
一
、
ＦＩ Ｄ 的行 业 集聚 与 分 布 溢 出 ：理 论 模 型
我们 建立 一个 简化 的理 论模 型来 分 析 Ｆ Ｉ Ｄ 的行 业 集 聚对 行 业 分 布 的影 响。假 设 某 行 业 有 ｍ家
— —
基 于 中国制 造 业分 行 业数 据 的 实证 分 析
邓 明 ， 钱 争 鸣
（ ．厦 门大 学 经 济 学 院财 政 系 ，福 建 厦 门 １
３ １０ ；２ 门大 学 经 济 学 院 计 划 统 计 系 ，福 建 厦 门 ３ １０ ） ６０ ５ ．厦 ６０５
Байду номын сангаас
摘 要 ：本 文利 用 中国制造 业 分行 业数 据 ，对影 响 Ｆ Ｉ 业 分 布 的原 因进行 了研 究 。 Ｄ行
发 展 的不平 衡和 产业 结构 的不合 理 。为 找 出这种 不平 衡 的症结所 在 ，研究 者从 不 同角度 分析 了导致
Ｆ １ 布差 异 的原 因。但是 ，当前 研究 主要 从 Ｆ Ｉ Ｄ分 Ｄ 区位分 布 的 角度进 行 考 虑 ，对 于 Ｆ Ｉ 中 国行业 Ｄ在 分布差 异及 其影 响 因素 的研 究则 比较少 。Ｈ ａｇ （９ ９ ｕｎ １９ ）将 产业 技术 容量 、产 品差 异化 、规 模 经济 、 产业 集 中度 、产 业 政 策 等 因 素 引 入模 型 来 解 释 在 华 外 商 直 接 投 资 的产 业 分 布 … ；贺灿 飞 、刘 洋 （０ ６ 引入产 业地 理集 聚系 数 、产业 联 系 等 变量 来 研 究影 响 外 资产 业 分 布 的 因素 ；陈继 勇 、郝 ２０） 群 花 （０ ９ ２ ０ ）研 究 发现外 商对华 直接 投 资选择 行业 时最 先考 虑 的因素是 行业 生产 规 模 ，其次 是 规划
FDI与产业集聚互动关系的实证研究——基于重庆制造业2005—2009年面板数据
国一些资本或技术密集型的行业快速集聚 嘲 。 （ ） 业集 聚对 Ｆ Ｉ 影响 二 产 Ｄ的
按 照 Ｐ ｒ ｒ１９） ｏｔ （９０的观 点 ， ｅ 一个 区域之 所 以对 Ｆ Ｉ Ｄ 有 吸 引力 ， 因为 它拥 有 发 达 的基 础 设 施 ， 以得 到特 定 是 可
二 、 献综 述 文
等 国 司 作 功 可 徐康宁、 （０ ３ 匝 跨 公 的用不 没 陈奇 ０ ） ２ 通过 一
对江苏句容和昆山两县级市的实证研究指 出， 外商直接 投资在国 内一些产业集群的形成过程中起着非常关键 的作用 梁琦（ ０ ） 。 ２ ３ 比较分析 了中国工业的 ２ 个行 ０ ４
１
。
随着改革开放和西部大开发战略的推进 ， 重庆作为西 部唯一的直辖市和长江上游的经济中心 ， 获得了经济发 展， 缩小东西部差距的良好契机。从 １８ 年引进第一家 ９５
外资企业 ， 重庆吸引外商投取得了一定的成绩。以工业制 造业为例， 外商投资企业数量 由２０ 年的８ 家到 ２０ 年 ００ １ ０９
力因素和区位因素等［ ９ １ 。
珠三角FDI区位选择中的产业集聚因素分析
下面使用一个 简单的模型 ， 以便 更能 清 晰 地 说 明 产 业 集聚 对 为 例 。在这 里 我 们 假 设 国 际 产 业 资 本 Ｋ 转移 到 我 国 某 地 ， 成具 形 有 技 术 水 平 ｒ ） 跨 国 公 司 。 国 公 司 向我 国 投 资 的 原 因 在 于 我 （的 ｎ 跨 国有 广 阔的 消 费 市 场 和 大 量 廉 价 的 熟 练 劳动 力 。 而对 于 我 国来 说 ，
角地 区 出现 了诸 如资源 受限 ， 用工短缺 ， 产业 升级 困难 等对集聚 经济发展 的不利 因素 ， 这严 重影响到该地 区的招商 引资。 因此 ，必须 找 出应对 策略 ，出台相应 的政策措施 ， 决这些 出现 的问题 。以促 进珠 三角地 区的更 快更好发展 。 解
关键词 ：产 业集聚 ；Ｆ ｝ Ｄ；区位 选择 ；珠 三 角；政策措 施
二 、产业 集聚影响 Ｆ Ｉ Ｄ 区位选择 的原 因分 析
跨 国公 司 是 国际 直 接 投 资 的 主 体 ， 面 也 依 此 探 讨 产 业 集 聚 运 输 到 跨 国 公 司 的 生 产 车 间 的 贸 易 成 本 Ｃ等 ， 些 可 以用 函数 Ｃ 下 这 ， 对 外 商 直 接 投 资 区 位 选 择 的影 响 。 跨 国公 司 的 投 资 行 为 进 行 研 （， ； ， ＆） 对 ｉＰ ， Ｃ， 来表 示。 ｔ 设某地所提 供的 中间投放 品的总量为 ： 究 发现 ，跨 国公 司 国际 生 产 体 系 的 布 局 呈 现 出空 间 集 聚 化 的 特
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【摘要】本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.利用1996-2016年的数据进行单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、建立误差修正模型,以衡量我国外商直接投资对经济增长的支持程度.选取国内生产总值GDP、外商直接投资FDI、国内固定资产投资额K和劳动人口L为研究指标进行分析,得出结论:我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对GDP有显著的正面效应;外商直接投资与经济增长互为Granger原因.在此基础上,针对我国外商直接投资与经济发展过程中存在的问题,提出相应的政策建议.【期刊名称】《赤峰学院学报（自然科学版）》【年(卷),期】2017(033)022【总页数】4页(P84-87)【关键词】外商直接投资;单位根检验;协整检验;格兰杰因果检验【作者】宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【作者单位】合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601【正文语种】中文【中图分类】F120.4随着对外开放程度日益扩大和国际经济的日益全球化，我国经济在发展过程中保持稳定较快且持续态势，然而经济增长已离不开外商直接投资（FDI）的必要支持.我国作为最大的发展中国家，经济改革的不断深化，体现了FDI如何推动我国经济稳定且快速发展.FDI不仅可以推动技术进步、弥补资本形成不足，更是在促进就业、增加税收等方面具有重要意义.因此为了促进我国经济健康快速的发展，势必将FDI所具有的积极作用发挥出来.外商直接投资对于我国经济的影响一直是学术界关注的焦点问题且已取得丰富的研究成果，总体可分为以下两个方面：DeGregorio(1992)对拉美12个国家36年的数据进行统计分析，得出FDI对这些国家的GDP有显著的正向影响；Balasubramanyam等(1996)认为印度和中国实施的出口导向战略可有效利用外资促进经济的发展；Abende-Nabende,J.L.Ford(1998)以台湾为例分析了外商直接投资对GDP的推动作用；DeMello(1999)认为FDI有效的补充了经合组织和非经合组织国家资本的不足，从而促进了经济增长.沈坤荣、耿强（2001）以内生增长模型为基础，选取我国1987-1998年省级面板数据进行回归分析，得到FDI的增长能促进GDP的增长；叶莉、郭继鸣（2004）从内生技术进步层面研究，得出外商直接投资对GDP的增长有至关重要的作用；贺红波、屠新黍（2005）分析得出外商直接投资与经济增长之间存在长期共存关系.大多学者认为，发达国家FDI净溢出效应显著为正，而发展中国家则不显著甚至为负.L.P.King与B.Varadi(2002）研究发现外商直接投资对GDP短期存在促进作用，长期存在阻碍作用；Chung Chen,Yimin Zhang(1995)得出1978年之后，外商直接投资对我国GDP有推动作用，而张诚、赵奇伟（2006）以京津冀1980-2003年数据为对象，研究得出以1995年为拐点，FDI溢出效应逐渐消失，且与GDP增长存在显著负相关；江锦凡（2004）研究FDI对GDP增长的影响中，发现同时存在资本效应和外溢效应；曹裕等（2008）研究得出中部地区GDP与FDI 不存在长期共存关系，经济增长的主要动力仍来自国内投资；程鹏、柳卸林（2010）从资本形成的角度研究FDI对不同地区GDP分别存在短期和长期效应. 近年来，少有学者对宏观数据进行分析，而FDI的净溢出效应是不断变化的；建立ECM（误差修正）模型的研究也寥寥无几，因而本文研究FDI对我国经济的影响具有一定的理论和实际意义.本文选取的样本区间为1996-2016年，其中G表示国内生产总值、F表示外商直接投资的年流入量、K表示国内固定资产投资总额、L表示劳动力人口，数据来源《中国统计年鉴》，美元兑换人民币汇率来自中国人民银行网站，折算出年度汇率.由于对时间序列数据进行自然对数变换不仅能够消除异方差，而且可以避免因数据变化带来的剧烈波动，使得研究结果更加精确，因此在分析中对各变量进行取对数处理，分别记为lnG、lnF、lnK与lnL.对所选指标做出如下假设：1.选择采用lnG表示国内生产总值（GPD）的自然对数值.由经济模型中存在的相关因果关系可知，国内生产总值（GDP）的自然对数值lnG为被解释变量，其余三个变量lnF、lnK与lnL为解释变量.2.选择采用lnF表示外商直接投资（FDI）年流入量的自然对数.由相关理论可知，GDP的自然对数值lnG与lnF之间存在正相关关系，也即表明若增加FDI的年流入量，则GPD也将被正向促进.3.选择采用lnK表示国内固定资产投资总额的自然对数值.由相关理论可知，GPD 的自然对数值lnG与lnK之间存在正相关关系.4.选择采用lnL表示劳动力人口的自然对数值.由相关理论可知，GPD的自然对数值lnG与lnL之间存在正相关关系.本文以内生增长理论为基础，建立柯布-道格拉斯生产函数；以国内生产总值（GDP）为被解释变量，外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资和劳动力作为解释变量，其函数关系式如下：在上式中，A代表技术进步系数；而希腊字母α、β、γ代表偏弹性系数.对公式两边取对数得线性化函数如下：为了研究取对数后得到的线性化函数中4个变量之间的具体关系，先对4个序列进行时序图分析，分析结果如下：由上图看出随着时间的变化各变量都存在不断增长的趋势，且变动的方向和步调较为一致，由此判断它们之间具有一定的共同趋势性.在计量分析时，变量的平稳性是基本要求之一，如果模型中含有非平稳序列，基于传统计量方法的估计和检验都没有意义，其推断的结论也可能是错误的.因而下面通过单位根检验来判断数据的平稳性.为防止出现“伪回归”，保证模型的有效性，首先进行单位根检验.单位根过程是非平稳过程，进行单位根检验时的原假设是变量序列存在单位根.本文用Augmented Dickey-Fuller检验各个时间序列的平稳性进行检验，检验结果如下表：检验结果看出，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL的ADF值均大于对应的5%临界值，说明这些序列均不具有平稳性，接着需要对变量序列进行一阶差分，然后再分别对其进行单位根检验；一阶差分序列的ADF统计量依然都比对应的临界值要大，还需继续进行二阶差分处理；二阶差分序列的ADF值明显小于对应的5%临界值，表明二阶差分序列均能够拒绝“存在单位根”的原假设，即不存在单位根.因此，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL全都属于二阶单整序列，满足协整分析的条件，可以继续进行协整检验.在研究中发现，虽然有些序列自身的变化是非平稳的，但序列彼此之间却存在十分密切的长期均衡关系，即协整关系.协整的经济意义在于每个变量虽然具有各自的长期波动规律，但若是协整的，则它们之间必然存在着一个长期稳定的比例关系.本文考察多变量间的协整关系，故采用Johansen协整检验法进行检验，考虑到lnF、lnK、lnL要素对于lnG的促进作用一般具有滞后性，对其进行了一阶滞后处理，迹检验结果如下表所示：从检验结果可以看出，在5%的显著性水平下拒绝了没有、至少1个、至少2个和至少3个的原假设，不能拒绝至少4个的原假设，所以各个变量之间具有三个协整关系，可以认为我国的外商直接投资与其他几个变量之间存在长期稳定的均衡关系.进一步对变量的协整关系进行分析有效，提取标准化协整向量，可以得到如下结果：将协整方程写成数学表达式如下:经检验这个协整方程式是显著的，从以上协整关系可以看出，尽管LNG、LNF、LNK、LNL尽管都是不平稳的，但它们的线性组合却存在长期稳定的均衡关系.可以看出我国外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资（K）和劳动人口（L）对我国经济增长均呈现明显正相关关系.从以上协整检验结果可以看出FDI与我国经济增长存在长期稳定的均衡关系，然而这种均衡关系是否能够构成因果关系，就需要通过格兰杰因果检验来验证，即检验外商直接投资、固定资产投资、劳动人口和GDP之间是否存在格兰杰因果关系.但是需注意的是：如果变量之间有协整关系，则至少存在一个方向上的格兰杰原因；反之，在不存在协整关系的情况下，任何原因的推断都将是无效的，检验结果如表4所示：从表4可以看出，我国外商直接投资是我国经济增长的Granger原因，经济增长也是外商直投资的Granger原因；说明我国GDP的增长依赖于FDI的存在，FDI 会通过技术溢出和资本溢出促进经济增长，同时我国经济的发展也对吸引外商直接投资产生了很大的作用.而lnK和lnG呈现互为促进、互为引导的双向因果关系；lnL和lnK呈现单向因果关系，lnL有着促进lnG变化的作用，但lnG则不能反作用于lnL；lnK、lnL是lnF的格兰杰原因，我国就业人数的增加、固定资产投资的增加也可以吸引更多的外商直接投资来我国建设生产基地，推动我国外商直接投资的利用水平.虽然我国外商直接投资与经济发展存在长期稳定的均衡关系，但是从短期来看，可能会出现一些误差，因而本文选择误差修正模型来分析变量之间的关系，以提高模型的精度.结果分析如下所示：根据上表数据，得到误差模型的修正结果如下：误差修正项反映了当变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，它将其调整到均衡状态的程度，即对偏离长期均衡的调整力度.从上式结果看出，当短期波动偏离长期均衡1%时，误差修正项将以0.813%的力度作反方向的修正，将非均衡状态修正到均衡状态.本文以内生增长理论为基础，依据柯布-道格拉斯生产函数，选取1996—2016年的数据，分别运用单位根检验、协整检验、格兰杰检验和误差修正模型，对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.结果表明，我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系，我国FDI对我国GDP有显著的正面效应；Granger因果关系检验结果表明，我国外商直接投资与我国经济增长互为Granger原因，即引进外商直接投资能够推动我国经济的增长，而经济增长后，反过来能够吸引更多的外商投资，进而形成了一种交替促进、良性循环的状况. 针对以上分析，提出以下建议：建立健全相关的法律法规，同时对我国的外资政策重新考量，使政策和现状保持统一，以便做到及时调整；出台相关政策筛选出高质量的外商直接投资企业；完善人才培养制度，从外资企业吸收借鉴先进技术，提高自身技术水平；优化外商投资结构，促进产业结构调整；改善投资环境，提高人力资本存量.【相关文献】〔1〕曹伟.外商直接投资对我国经济增长影响的实证分析[J].世界经济研究,2005(8):39-43. 〔2〕刘文勇,蒋仁开.FDI对我国经济发展影响的实证分析与政策建议[J].经济理论与经济管理,2006(4):21-26.〔3〕康晓剑.FDI对山西省经济增长的计量分析[J].工业技术经济,2008,27(6):69-71. 〔4〕翟勍,谢富纪.外商直接投资对我国经济影响效应的实证研究[J].科学技术与工程,2009,9(2):487-490.〔5〕张婧,马仁峰,王能洲.基于计量经济学模型的FDI对经济增长的影响分析[J].经济论坛,2009(13):84-86.〔6〕孔凡文,才旭,于淼.格兰杰因果关系检验模型分析与应用[J].沈阳建筑大学学报,2010,26(2):405-408.〔7〕张晓婧.我国经济增长的影响要素分析[J].我国市场,2013(41):117-133.〔8〕李颖.外商直接投资对安徽省经济影响的实证分析[J].经济论坛，2015,9(9)：35-41. 〔9〕庞浩.计量经济学[M].北京:科学出版社,2015.〔10〕Yan Liang.Does Foreign Direct Investment Provide Desirable Development Finance?The Case of China[J].Chinaamp;World Economy,2007,(2):104-120.。
产业集群、集聚经济与FDI相关关系研究述评
技 术 、管理经验和资本外 ，还 会使 当地
面临 利润外流 、专业人 员短缺 、对外依 赖性较 强等 “ 分厂经济 ”的风 险 ，这样 加强 了地 区经 济的不稳定性 ，一旦外资 撤出 ，地 区产 业可能空洞化 。发展外 资 带动型的产业 集群被认为是可 以增强地 区吸 引力和外 资稳 定性的途径之一 。因 此 ，对于 中国 来说 ，研究产业集群 、集 聚经济与 Ｆ Ｉ Ｄ 的相关关系具有很强 的现
区都会产生 国际竞 争力 ，而这种持续 的 竞争优势也是判断集群形成与否的标准 。 在论述集群 中产 业竞争力时 ，波特运 用
钻 石 模 型 认 为 产 业 持 续 竞 争 力 （ｕｔｉａｉｔ 取决于需求 、 ｓｓ ｎ ｂｌｙ） ａ ｉ 要素 、 相关
于成本 、 市场 等因素 ， 与该理论不 同， 近
关联 更被外商所 重视 。因此集 群战略可 被视 为今后招商 引资 的重要手段 。另一 方面 ，Ｆ 的涌 入除了带给 当地先进 的 ＤＩ
落 ，最后发展为具有一定竞 争优 势的产
业 集群 。中国发展最早的产业集 群一 东 莞 的Ｉ 产业 集群就是如此形成的 。 Ｔ 可见 ， 产业集群 的发 展在全球化背 景下越来 越 多的 出现 了跨 国公司的身影 ，对 于产 业
企业的作用 。
Ｈ ａ ｏ Ｃｈ ｎｇ Ｍ ｏｎ；Ａｌ ｎＲ ｕ ａ ｇｍ ａ Ａ ｌｉ ｎ； ａ ｎ
位数 （ 标准产业 分类 ）产业水平上 的集 聚经济 ，汪实了其在产业区位决定上的
效 应 。Ｓ ｔ；Ｆｏｉａ（ ９ ４） 测 算 了 ｍｉ ｈ ｌｒ ｄ １９ 也
Ｖｅ ｅ ｅ１ ９ ） １ ｒ ｋ （９ ８￣ 对波特的钻石模型提 出 ｂ Ｉ ］ 修改 。他们认 为波特 的钻石模型是单一 模型 ，由于其没有 考虑跨国公 司活动而
FDI对行业收入效应的实证分析
FDI对行业收入效应的实证分析【摘要】行业收入不平等是造成中国当前贫富差距的重要原因。
文章用2001-2010年中国食品工业的数据，分别对外商直接投资对中国食品加工业、食品制造业、饮料制造业的收入效应进行了实证分析。
结果显示：随着外商直接投资流入中国食品各行业，各行业的平均工资水平都显著提高，但不同细分行业，影响大小不同。
饮料制造业影响效果最为显著，饮料行业中外商直接投资每增长一个百分点，饮料制造业工资水平增长0.34个百分点；其次是食品加工业；对工资水平提高影响最小的是食品制造业，外商直接投资每增长一个百分点，食品制造业工资水平增长0.16个百分点。
[关键词】外商直接投资；收入效应；食品工业郑州450002引言据2011年人力资源和社会保障部工资研究所发布的数据显示，中国收入最高和最低行业的差距已扩大到15倍，跃居世界之首。
行业收入差距，是造成中国贫富差距的一个重要原因。
中国食品各行业收入（烟草制造业除外）处于全国各行业收入的较低层。
2010年全国各行业平均工资为36539元，而食品加工业、食品制造业、饮料制造业平均工资分别为23507元、19091元、21700元。
仅略高于处于最低收入水平的养殖业、种植业等农业各行业，而在食品工业各企业中，有98%来自广大的农村。
如何提高这些低收入群体的收入水平，是当前中国的一个热点问题，也是难点问题。
外商直接投资作为中国经济发展中的一个重要组成部分进入中国食品工业。
不仅会通过直接或间接的影响。
带来食品工业就业数量的挤入、挤出效应，同时会对食品工业的就业质量产生重大影响。
理论上讲，外资进入食品工业会通过影响食品工业的技术进步带来劳动生产率的变化，从而带动劳动者工资水平的变动。
但中国作为一个典型的二元经济转型国家，在把越来越多的农村剩余劳动力卷入到工业化进程中，因为非熟练劳动力有无限供给的特点，使非熟练劳动力工资水平上涨速度极其有限。
外商直接投资作为中国经济的一个重要推力。
产业集聚对FDI空间分布的影响——基于省际面板数据的实证分析
单位 ：％
年份
ｌ ９ ９５
ｌ ９ ９６
１ ９ ９７
东部地区
ＧＰ Ｄ ＦＤ Ｉ
中部地区
６Ｐ ｎ Ｆ ＤＩ
西部地区
６Ｐ ｎ ＦＩ Ｄ
价 值 链 分割 ，将 部 分生 产过 程 转 移到 国 外 。如 发达 国 家企 业将 劳 动密 集 生 产 工序 放 在 制造 成 本低 的 发展 中 国 家 ，这 一降 低交 易 成 本 的结 果 导 致 Ｆ 和 产 品 内分 工 。发 展 中 国家 跨 国 公 司 的 ＤＩ 比较优 势 在 于 劳动 密集 型 生 产环 节 上 ，垂 直 分工 将技 术 密集 活 动 ，如设 计 、Ｒ Ｄ ＆ 和市 场 开发转 移 到发达 国家 ，而 发展 中 国家企 业专 业化 于大 规模 制造 业 。垂直 Ｆ Ｉ Ｄ 属于 资源 或效 率寻 求型 ， 以 此 解 释Ｆ 以寻 求 能源 、矿产 和 资源等 动 因 此 外 ，还 有促进 对 ＤＩ 外 贸 易而 开展 Ｆ ，Ｓ ｅｊ ＆ Ｄ ｕ ｅ （ ０ ２ ＤＩ ｔ ｎ ａ ｄ ２ ０ ）提 出跨 国 公司 在 母 国 进行 生 产 以充 分 利用 规 模 经济 的 好 处 ，然后 把 产 品 出 口到
Ｈ ｌ ｍ ｎ （ ９ ４） 、 Ｈ ｌ ｍ ｎ ＆ Ｋ ｕ ｍ ｎ （ ９ ５ 提 出 垂 直 一 ｅｐ ａ １８ ｅｐａ ｒｇ ａ １８ ） 体 化 的 模 型 ， 从 贸 易 成 本 和 技 术 差 异 角 度 解 释 Ｆ Ｉ 认 为 企 业 将 Ｄ。
表１
中饵 实际利 用外资 的区位分 布情况
１．Ｏ ６８
ｌ ７ ６． ７
Ｉ． ６ ８ｌ
１． ７ Ｏ１
３２ ．５
３． ３ ２
５． ３９
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Regional Economy区域经济2182012年5月 广东省FDI效应与区域集聚关系的实证研究①华南理工大学经济与贸易学院 李敏 钟宇宏摘 要：本文采用实证的方法研究广东省FDI与制造业区域集聚关系。
结论显示广东大多数制造业行业的集聚趋势在下降或者保持不变，结论较好地反映了广东省的产业“双转移”的政策效果。
进一步地研究将FDI因素与规模经济、运输费用、行业内生增长因素作比较分析，探讨FDI对产业集聚的影响。
结果表明若单从FDI一个因素作回归分析，FDI与行业的区域集聚成负相关关系；若与其他多种变量进行回归分析，FDI对行业的区域集聚有推动作用。
关键词：FDI渗透率 制造业区域集聚 赫芬达尔・赫希曼指数中图分类号：F272 文献标识码：A 文章编号：1005-5800(2012)05(c)-218-021 广东制造业区域集聚度和FDI行业渗透率以时间维度考察，广东省FDI 早期主要集中在深圳，并逐渐发展为广州和深圳的双核发展，两地曾占据全省近50%的FDI ，继而又发展为广州、深圳、东莞、佛山吸引的FDI 数额相当的态势。
1.1 广东制造业区域集聚状况研究和测量制造业区域集聚程度，首先需要选择制造业区域集聚的“样本行业”，以及对测度尺度的选取。
考虑到数据的可获得性，本研究选取了20个制造业行业进行分析。
测度尺度采用赫芬达尔·赫希曼指数(H 指数)。
以广东省20个地级市的20个制造业行业数据为对象展开计算。
广东省20个制造业2004年至2008的H 指数。
结果显示以下若干特征。
第一，集聚程度最高与最低行业分界明显且持续不变。
在20个行业样本中，广东集聚程度最高的行业是交通运输设备制造业，5年平均H指数为0.4678，显示了很高的集聚特征，该行业主要分布在广州。
电子通信设备制造业以平均H 指数0.3717居第二，主要集聚地在深圳。
集聚程度最低的行业是纺织业和农副食品加工业，H 指数均值都在0.11附近。
第二，与全国的集聚趋势不同，广东省大多数行业的集聚趋势处于下降或保持不变的状态。
在研究的时间区间内，20个制造业行业中，集聚程度上升的有8个，集聚程度下降的有7个，集聚程度未变或略有下降的有5个。
此结果反映了广东省在产业“双转移”政策出台后，产业集聚度开始降低的趋势。
1.2 广东省FDI行业渗透率基于Blomstrom(1986)的方法，本文研究了广东省FDI 的行业渗透效应。
具体地，采用外企就业人数占行业总就业人数比率，并设定该比率与FDI 行业渗透度成正比。
依据数据的可获得性，本文计算了20个制造业行业的FDI 渗透率。
结果显示，烟草行业最为特殊，研究期间的外企数量为0。
石油加工业也较为特殊，由于国家对于石油能源企业的控制，广东区域内只有少量的外资石油加工企业，所以五年间石油加工及炼焦业的平均FDI 渗透率仅约为0.0752。
除上述两个行业外，其余18个制造业行业五年间的平均FDI 渗透率都在0.3以上。
FDI 渗透率最高的分别是仪表制造业、电子设备制造业和饮料制造业，其FDI 值都将近0.8；电气制造业、交通设备制造业、专用设备制造业、纺织业也显示出较高的FDI 渗透度，平均的FDI 值都在0.6以上。
基本上，大部分制造业行业都有着相当高的FDI 渗透度。
通过对20个制造业行业在研究期间内的平均H 指数和行业FDI 渗透率的比较，可以发现，集聚程度最高的几个行业，如交通设备制造业、电子通信设备制造业业、石油加工业、仪表制造业，其集聚程度都与行业FDI 渗透度呈现很高的负相关关系，即FDI 渗透率越高，行业的集聚程度则越低。
然而，FDI 渗透率最低的几个行业，如烟草业、石油加工业、黑色金属加工业、有色金属加工业，其H 值随着FDI 渗透率的下降而上升。
但是同时也发现，FDI 渗透率也相当高的医药制造业、化学原料制造业、专用设备制造业，其平均H 值则不具有上述的负相关关系。
对于其他行业而言，两个数据之间的相关性并不高。
对此，推测广东省区域范围内，除了政策的因素外，某些行业可能已出现因拥挤成本高而出现的行业再分散现象，具体下文再作分析。
从制造业总体的H 指数来看，从2004年的0.2124下降到2008年的0.2035，总体而言处于轻微下降的趋势。
不同行业间,H 指数或上升或下降，电子行业和仪表制造行业仍然处于高集聚状态，而原本集聚度排行前列的石油加工业则越发分散，行业间的集聚格局开始发生变化。
2 广东制造业区域集聚中的FDI因素2.1 导致产业空间集聚的变量选择由于导致制造业空间集聚的因素并不止FDI 一个，所以上述分析还不能证明FDI 与行业区域集聚之间的确切联系。
根据地理经济学的理论，行业空间集聚的主要因素包括行业增长、规模效益、运输成本、基础设施、政策、劳动力成本等，FDI 因素只属于众多因素之一。
对于这种情况，本文借助成熟模型对引起空间集聚的众多因素或多个变量同时进行回归分析[1]，观察FDI 系数的显著性，来判断FDI 对广东省制造业空间集聚的影响。
从行业的角度，本文研究FDI 因素、行业增长、规模经济以及行业运输费用四个因素对广东制造业空间集聚的影响。
具体量化方式如下：(1)FDI 因素，采用上文中的FDI 渗透率，即外企就业人数占行业总就业人数比率来衡量。
(2)行业的增长(Growth)，采用行业产值的增长率。
由于增长与集聚之间的往复影响以及可能的内生性问题，将行业增长的变量进行滞后一期来处理。
(3)规模经济(Scale)，选用行业产值的企业平均规模值。
(4)行业运输费用(Transcost)，由于具体数据的难以统计，根据国家对行业物流费用率的划分，将20个制造行业划分为高、中、低运输费用三类，按照虚拟变量的方式分别赋值。
2.2 模型设置和回归结果综合考虑前文的分析，实证分析的计量模型如下：上述方程的相关变量为：i 代表具体某地区的某行业，t 代表计①基金项目：2010年教育部人文社会科学研究一般项目(10YJC790140)、2011中央高校基本科研业务费项目(2011SM014)和2009中央高校基本科研业务费项目(2009SM0057)。
Regional Economy区域经济 2012年5月219算期(2004—2008年)，!代表每个行业所具有的不随时间变化且无法观测到的个体效应，u 代表误差干扰项，H 代表行业在t 时期的赫芬达尔指数。
1nFDI,表示广东地区各城市实际利用FDI 的自然对数值，是FDI 的增长速度，即广东各市FDI 的平均增长速度。
Growth,表示i 地区的某行业，在t-1个时间段(2004～2008年)里的行业内生增长。
Scale,表示i 地区某行业的企业平均规模值。
Transcost,表示i 地区某行业的运输费用。
现在将上述20个制造业2004～2008年间的面板数据引入模型进行回归。
通过Excel 的统计和计算，得到的计量回归方程如下：另外，R I =0.615,，调整后R I =0.512346202，F=5.990517。
取!=0.05，查得临界F 值为5.86。
这说明模型的拟合效果较好，各变量之间呈现线性相关关系。
根据回归方程可以看出，在其他因素不变的情况下，1nFDI 每提高1%，行业区域集中度提高约0.11%，FDI 对行业集聚的效应仍比行业增长因素和运输费用因素都要显著。
此外，值得注意的是规模经济对于行业集聚效应较另外三个因素都要明显。
1nScale 每提高1%，行业区域集中度提高0.38%。
表1 制造业区域集聚的决定因素估计12345常数项-1.711882528-1.734023125-1.73448726-1.601012741-1.6636406571nFDI -0.113692386——————0.1075914551nGrowth ——0.127796521————0.0634571681nScale ————0.262173371——0.373882157Transcost ——————0.027*******.040981635x 平方统计量13.9614968415.1198137621.7308678512.0404——R 平方0.0253733830.0240614140.4788696330.0186183340.615010159样本组数2020202020资料来源：作者计算所得。
货币量按1990年不变价格计算。
进一步地，分别对各个因素展开回归分析，结果见表1所示。
其中，第1～4列依次为各解释变量对行业集聚进行回归，第5列为四个解释变量的总回归。
从表中可以看出，若单独拿FDI 因素进行分析，1nFDI 每提高1%，行业集中度下降约11.4%，FDI 对行业的区域集聚成负效应。
这也对上文FDI 与行业集聚的成负相关作了合理验证。
3 FDI对不同集聚程度的行业的影响广东省20个制造业的区域集聚程度并非相同，很多行业之间存在明显差异。
基于上述分析，此处研究FDI 因素对高集聚行业和低集聚程度行业的各自影响的差别。
具体方法是，从研究的20个制造业中选出6个H 指数平均值超过0.2的行业，作为高集聚程度行业的子样本，包括石油炼焦业、有色金属制造业、交通设备制造业、电子产品制造业和化学制品制造业(考虑烟草加工业的特殊性，未纳入到样本考虑范围)。
同时，选出H 指数平均值低于0.15的6个行业作为低集聚行业的子样本，包括食品加工业、纺织业、医药制造业、金属制品制造业、普通机械制造业和造纸业。
针对两个子样本，采用同一个模型进行回归分析。
从高集聚行业的回归结果可以看出，统计结果拥有0.1的统计显著性，效果并不理想。
若单独就以FDI 因素一个变量作回归分析，FDI 对高集聚行业的影响非常不显著，每提高1%的FDI 渗透率，行业集聚程度只提高0.0043；若将FDI 与其他三个因素一同作回归分析，则可以看出FDI 渗透率对高集聚行业的影响非常显著，FDI 对行业集聚的作用效果比规模经济的还要好，FDI 渗透率每提高1%，行业集聚度就提高约0.28。
行业内生增长对高集聚行业的影响效果不显著。
从低集聚行业的回归结果看出，统计结果具有0.9的统计显著性，证明了数据统计结果非常显著。
FDI 对低集聚行业的影响并不高，同时，其他三个因素对低集聚行业也没有产生突出的影响。
以FDI 作一元回归的结果来看，FDI 渗透率每提高1%，行业集聚程度提高约0.0163；规模经济的一元回归结果则显示，规模经济测度每提高1%，行业集聚程度降低约0.0015；从多元回归的结果来看，四个因素对低集聚行业的集聚度产生的影响都十分有限。
4 结语基于广东的实证研究分析，FDI 对高集聚行业的集聚度影响非常有限，对低集聚行业的影响相比之下较为显著。