FDI溢出对高经济产出区的增长影响，本文主要内容关键词为：经济论文,FDI论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1979～2012年我国以年均9.8%的增速创造了世人瞩目的成就。该成就的产生被认为与快速引进外商直接投资（foreign direct investment，FDI）密切相关。实际上，中国自1992年以来一直保持发展中国家（地区）第一和全球第二（仅次于美国）的FDI流入大国地位。1979年我国FDI不足1亿美元，但到2012年FDI流入量增至1117亿美元，年均增速16%以上（1985～2012年）。至2012年年末，我国累计FDI流入量达1.28万亿美元。FDI具有显著经济增长贡献，以2012年为例，总资本形成中FDI占6.1%，外资企业对全国总税收的贡献占21.3%，对全部工业产值的贡献达27.4%，对出口额的贡献达49.1%。但是中国的FDI地域分布极不平衡，1979年以来，FDI主要偏集以长三角、珠三角等城市密集的东部沿海地区，空间格局30余年未有大的变化。
伴随FDI的大量涌入，有关中国FDI经济增长效应的研究也备受关注（Hale和Long,2006）。其中多数文献以省域为分析对象（Zhang，2006; Agarwal和Milner,2011），然而其分析结论因中国省域空间尺度相差悬殊而可能提供的政策信息有限。因此，对现实应用而言，城市层次的分析对政策制定意义更大，但因数据可得性等原因，城市层面的文献仅见于少数研究（Madariaga和Poncet，2007）。
理论上，学界广泛讨论了FDI可以不同方式对东道国（地区）企业生产率产生正向影响，包括技术扩散（Caves，1982）、管理提升和出口营销（Rodriguez-Clare，1996）、竞争和示范效应（Wang和Blomstr
m，1992）、劳动力流动（Haaker,1999；Fosfuri等，2001; Glass和Saggi，2002）等。然而，有关FDI溢出的经验研究迄今为止得到的却是模糊的结论，未能确切给出FDI溢出存在的一致证据（Rodrik,1999；Madariaga和Poncet，2007），正如Rodrik（1999）指出，“现今的政策文献充斥了大量有关FDI溢出的论调，然而证据却语焉不详”。Javorcik（2004）将这一不足归咎为数据的限制和分离各种混杂效应的困难。
本文以我国高经济产出区的大长三角地区（本文指沪苏浙三省份，下简称长三角）和大珠三角地区（本文指广东省，下简称珠三角）为对象，研究FDI对城市经济增长的溢出效应。之所以选择长三角和珠三角，是因为自20世纪70年代末中国经济改革以来，此二地区是中国FDI的最大吸收地，1990～2012年间两者合计占全国51%以上的FDI份额，2003年该比例甚至高达79%。图1显示了长三角和珠三角FDI流入量及其在全国地位的演变情况，1990年二地区流入FDI共仅19.7亿美元，占全国的56.51%，2012年达875.64亿美元，占全国近八成。作为我国最主要的FDI聚集区，流入的FDI对二地区城市增长产生什么影响？溢出效应是否存在？在核心和外围的作用是否不同？本文分别利用1991～2012年25个长三角和21个珠三角地级以上城市面板数据，明确引入空间作用因素并分区（核心和外围）对比研究二地区FDI的增长效应，探讨二地区城市FDI和经济增长是互补还是替代的分布模式，并动态比较其时变趋势。
一、溢出途径和经验证据
1.FDI溢出途径
很多文献对FDI对东道国生产率或经济增长的溢出效应进行探讨，并识别了多个FDI溢出途径，如示范、竞争、劳动力流动、出口、外资与内资产业关联等（Grg和Greenaway，2004；Madariaga和Poncet，2007）。在跨国企业（Multi-national Enterprises，MNEs）的示范作用下，典型的新产品和新工艺传播机制就是内资企业对外资企业的模仿（Grg和Greenaway，2004；Crespo等，2009），这也是最明显的途径（Das，1987; Wang和Blomstrm,1992; Crespo，等，2009）。一般因不确定性因素，内资企业盲目引进新技术可能会承担高风险及付出高昂代价，但如果外资企业已经成功应用了某种技术，那么内资企业就有动力去模仿。这种示范效应有助于本地技术进步并正向影响本地生产率。不少学者都认为竞争会带来溢出（Glass和Saggi,2002; Madariaga和Poncet,2007; Gorg和Greenaway，2004），若无垄断，外资企业进入后会与内资企业产生行业竞争，内资企业被迫提高已有技术和资源的使用效率，甚至不惜引入先进技术，以提高效率和减少损失。劳动力流动也是溢出的重要途径，内资企业为了提高生产率，会聘用外企流出但掌握一定技术与管理知识的人才，甚至不惜重金挖走外企人才为我所用，这一渠道已得到很多理论和实证研究的支持（Haaker,1999; Fosfuri等，2001; Glass和Saggi，2002；Grg和Strobl,2005）。然而，因很难追随劳动力流动和获取其影响其他工人生产率的资料，现实中不容易分析该因素对内资企业效率的影响（Saggi，2002）。相反若外企以高薪等手段挖走内企技术骨干，还会起到负向作用（Sinani和Meyer，2004）。出口溢出实际上是内企学习外企出口战略提高生产率而产生的间接效应（Greenaway等，2004；Gorg和Greenaway，2004）。出口一般需要解决投入建设分发网络和交通通信设施、了解国外市场规制和消费者行为偏好等问题，本地企业倾向于依靠与外企合作或模仿外企的方式打入出口市场以提高生产率。内企与外企间的产业联系包括外企向内企供给投入的后向联系和外企消费内企中间投入的前向联系（Rodriguez-Clare，1996；Markusen和Venables,1999; Lin和Saggi,2004; Crespo等，2009）。后向联系中，若外企对内企的投入品需求增加，在规模经济条件下内企将会受益并提高其生产率，而且在此过程中，外企为了保证内企提供符合其质量标准的投入品，通常会向内企提供必要的技术支持和管理援助（Driffield等，2004; Crespo等，2009），从而产生溢出。前向联系中，如果内企能够获得外企提供更为价廉质高的投入品，那么内企也可因受益而提高生产率（Markusen和Venables，1999），如果其期间外企愿意为内企提供新的管理知识和生产工艺，也有助于提升内企的生产能力（Dunning，1993）。
地理邻近是影响FDI溢出的另一因素。我们可以合理地推测，邻近外企的本地企业要比那些距离远的内企更有可能与其产生关联。有文献表明，FDI溢出受地理限制或具有距离衰减特征（Audretsch和Feldman，1996；Agarwal和Milner，2011），尤其是示范效应（Blomstrom和Kokko，1998）、劳动力流动（Greenaway等，2002）和竞争效应（Agarwal和Milner，2011）等都会受一定空间范围限制，本地企业离外企越近，相互影响也越强，劳动力、资本和技术在企业间的流动以及空间外部性都会随距离衰减，最终结果是生产率相似的地区会形成地理聚集（Anselin，2001）。这种空间模式的重要性已经得到很多经验证据，如Madariaga和Poncet（2007）、Blonigen等（2007）。也就是说，如果空间效应存在但被忽略，模型则会产生严重误设和结果推断偏差（Baltagi等，2007）。近年的一些研究证实了地区生产率或增长受FDI空间溢出影响和空间依赖效应的存在性（Bode等，2012；Madariaga和Poncet,2007）。
2.经验证据
理论上FDI可以通过劳动力流动、示范、模仿、竞争、出口和产业联系对东道国生产率或经济增长形成溢出效应。然而，实证研究中有关FDI对生产率或增长影响的存在性、方向及程度要么结论不一致（Grg和Greenaway,2004; Wooster和Diebel,2010），要么证据不能令人信服（Agarwal和Milner,2011）。近年来，有关中国FDI对生产率或经济增长溢出效应的经验研究不断增多，这些分析可分为区域、部门和企业3种层次。多数区域性经验研究集中在省域层次并且一般认为FDI产生正向溢出，例如Cheung和Lin（2004）用1995～2000年省域数据发现FDI对专利应用具有正向溢出效应；Huang（2004）用省域工业截面数据提供FDI对生产率和TFP产生正向溢出的证据，Zhang（2006）用1992～2004年的省域面板数据得到FDI对中国收入增长有正效应并有增强趋势的结论。区域层次中城市层面的经验研究较少，近年有Madariaga和Poncet（2007）分析中国180个城市1991～2002年的样本发现FDI对增长有正向溢出效应。
部门层次的FDI溢出结论不稳健。基于中国1995年第三次工业普查的制造业数据，Buckley等（2002）发现FDI对企业出口绩效和劳动生产率产生正向溢出的证据。采用深圳特区29个制造业1993～1998年数据，Liu（2002）发现以全部制造业总平均度量的FDI对增长率和生产率都有显著正效应，而用产业平均测度的FDI对其所在产业的溢出不显著。Liu等（2001）对1996～1997年中国电子产业41个行业的数据分析发现，FDI对产业生产率的溢出为正。可见，产业层次的FDI溢出证据缺乏稳健性。
FDI在企业层次的溢出更无确切证据。Chuang和Hsu（2004）发现FDI对与外企存在技术差距的内企有正溢出，但对技术差距小的内企溢出更大。Tong和Hu（2003）利用近50万个内企汇总的10601个4位数产业样本分析发现，来自港澳台的资金对内企生产率的效应为负，而来自其他经济体的外资则产生正效应。Hu和Jefferson（2002）用国内2289个电子企业的数据发现FDI对电子企业的TFP具有显著负效应并降低了国企的生产率，而用8917个纺织企业作同样检验时却没有产生这一效果。Agarwal和Milner（2011）利用20460个2001～2005年中国制造业企业面板数据，发现FDI在29个省域和各省域10个制造业部门中的溢出具有异质性。Hale和Long（2011）利用2001年世界银行调查的企业数据并未发现FDI对中国生产率具有系统性正效应。
地理邻近性对溢出效应影响的经验分析尚不多见，最近Crespo等（2009）以1996～2000年葡萄牙企业数据分析并证实了地理邻近性在FDI对内资企业溢出中的重要影响。Madariaga和Poncet（2007）对中国180个城市经济增长的分析发现，FDI产生了正向空间溢出。Bode等（2012）以1977～2003年美国州域数据发现，空间依赖是FDI对国内TFP产生正外部性的重要因素。可见地理邻近性产生的空间依赖对溢出效应不应忽略。
综上，有关生产率或经济增长的FDI溢出，无论省域和城市层面还是部门和企业层面，均没有稳健的经验证据，经验结论也是混合性的，且大多属于静态研究，未考虑FDI影响的时变性，尤其像我国这样处于快速转型的国家，时间变迁因素更应予以重视。考虑到城市FDI溢出及其空间效应的实证分析还很少，对中国高经济产出区的相关研究也不多，本文以我国经济密度和产出最高的长三角和珠三角为对象，顾及空间依赖因素，比较检验FDI对城市生产率的空间溢出效应及其在核心与外围的差异和时期变化。
二、分析框架
以上讨论表明，FDI可通过多种途径对城市增长或生产率产生溢出，因此可合理假设FDI溢出是生产率或增长的一种外部影响因素，该溢出的性质和程度可在C-D生产函数中反映。考虑如下生产函数：
其中，
为i城市在t时间的真实产出，
和
分别为i城市在t时间的国内资本存量和劳动投入，
可看成i城市在t时间的技术水平即全要素生产率（TFP）。假定FDI溢出作为外生因素作用影响城市产出绩效，这时可将写成：
其中，
是i城市在t时间的TFP，
和
分别是i城市在t时间的FDI存量和其他影响因素向量。
其基本逻辑是，外企比内企生产效率更高源于其技术的先进性和组织结构的高效性。但实践证明，即使严格保密的先进技术和组织管理知识也会逐步为人所知，并终将变成企业运营环境的共享知识（Agarwal和Milner,2011），因此对内企获得外企溢出的假定具有合理性。当然FDI溢出的产生、性质和程度还依赖于该城市的特征因素如发展水平、劳动素质、人口增长等。尽管上述因素对FDI溢出性质和范围的作用机理尚不十分明确，但逻辑上可以假设本地内企的技术吸收能力会受到城市发展水平、劳动素质和人口增长等因素的影响，那些处于发展水平低、劳动素质差的城市中的内企，会因竞争赶超而可能获得更多的外企技术溢出（Agarwal和Milner,2011）。但技术差距过大会产生FDI进入障碍，会导致这些城市的内企难以获得外企的技术溢出。
此外如前所述，地理邻近性可能会影响到FDI的城际溢出，因此本文假设城市TFP会产生空间效应，并在模型中明确检验这些空间效应，后文将详细阐述该问题。
三、数据与模型
本文资料来源于国家统计局出版的1991～2012年历年《中国城市统计年鉴》、《上海统计年鉴》、《江苏统计年鉴》、《浙江统计年鉴》和《广东统计年鉴》与2012年上述地区的统计公报。长三角包括上海、江苏和浙江三省份25个地级以上城市，根据《国务院关于长江三角洲地区区域规划的批复》（国函[2010]38号），核心区指上海、南京、无锡、常州、苏州、南通、扬州、镇江、泰州、杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、舟山和台州16个城市，外围区指徐州、连云港、淮安、盐城、宿迁、温州、金华、衢州和丽水9个城市。珠三角包括广东省21个地级以上城市，根据国家发展改革委印发的《珠江三角洲地区改革发展规划纲要（2008～2020年）》，其核心区指广州、深圳、佛山、珠海、东莞、惠州、中山、江门和肇庆9个城市，外围区指韶关、汕头、湛江、茂名、梅州、汕尾、河源、阳江、清远、潮州、揭阳和云浮12个城市。我国地级以上城市往往含有农业县，但因城区更强的集聚效应、更发达的基础设施和更高的经济密度及经济联系，城区发生的溢出效应相比乡镇要大得多，因而本文仅考察市辖区部分。
本文以1990年为始点年份，经变量滞后一期后实际始点是1991年，样本期1991～2012年。为使时间序列数据可比，各市人均GDP（y）和固定资产投资用该市所在省份的消费价格指数（CPI）和固定资产价格指数（FAPI）以1990年不变价格进行换算。各市资本存量序列按照Chow（1993）的方法以1990年不变价格构建：首先用FAPI对各市新增名义固定资产投资进行换算；然后以1990年为初始年，该年资本存量根据Chow（1993）用资本产出比的2.58倍计算；最后，各市历年资本存量就等于前一年的资本存量加上该年新增部分再减去年度折旧，除以年度总人口后得到人均资本存量（k），这里折旧系数取张军等（2004）建议的9.6%。FDI流入额先以汇率折成人民币后，以1990年不变价格用历年CPI修正。考虑1990年前我国利用FDI总体水平很低，基年1990年各市的FDI存量就以该年度的FDI流入量作粗略估计。各市历年FDI存量为前一年FDI存量减去年度折旧（仍取9.6%的折旧率）再加上该年FDI流入量，除以年度总人口后得到人均FDI存量（CFDI）。由于无法得到各市劳动人口的受教育年限数据，根据Madariaga和Poncet（2007），人力资本（H）以大学和中等职业学校在读学生占总人口比例作为代理，人口增长率（n）采用城市市区年度平均人口增长率，g+δ是技术进步率（g）和折旧率（δ）之和。极少数缺失数据采用插值得到。表1给出本文所用变量的统计特征。
空间权重矩阵构建。通常有3种反映空间作用机制的空间权重构建方法（Anselin和Bera，1998）：邻接矩阵、距离和k个最近邻域，其中最广泛应用的是前两种。因空间权重矩阵必须严格外生，否则计量模型可能产生高度非线性（Keller，2002），而以城市间距离构建的权重矩阵外生性明确，故这里以该方法构建权重矩阵：
其中，
为权重矩阵元素，
为城市i和j的距离，用等级公路最短里程衡量。采用反平方距离以反映城际作用与距离呈指数衰减关系。权重矩阵作行标准化后进入模型，这样可使每行加总为1并且每个权重可解释为该城市在整个空间溢出中的份额。
2.模型设定
参考Aitken和Harrison（1999）、Madariaga和Poncet（2007）、钟昌标（2010），本文以传统跨国经验框架来分析FDI对产出绩效的溢出效应，将FDI项嵌入扩展Solow模型来反映生产率或增长受FDI的影响，为确定FDI溢出的性质和强度，本文以是否顾及空间效应设定了两种模型。此外，根据Barro和Sala-i-Matin（2003），模型还引入经济初始水平（用滞后T年的人均GDP表示）和人力资本两个变量，以控制初始状态和人力投资对生产率或增长的影响。根据Crespo等（2009）的建议，回归模型将除初始水平之外的变量都滞后一期，这样处理既符合当期产出主要是前一期变量结果的经济逻辑，又可减弱内生性问题。不含空间效应的基准模型如下：
模型是否应包含空间效应取决于空间依赖的存在性。通常空间依赖有空间滞后和空间误差两种形式（Anselin和Bera，1998），前者空间依赖存在于被解释变量的空间滞后项，后者空间依赖存在于邻域冲击的关联，二者之一存在但被忽略，则会导致显著的解释变量遗漏或者估计偏差，并最终导致统计推断无效。为检验空间依赖性，可从不含空间效应的式（4）开始，对其回归残差，在包括和不包括解释变量空间滞后项的条件下，分别用拉格朗日乘数（LM）法检验被解释变量空间滞后和空间误差自相关的存在性。结果见表2。
从表2可知，不包括解释变量空间滞后项时，对空间滞后的LM检验值长三角、珠三角分别为8.61和7.04，对空间误差的LM检验值长三角、珠三角分别为5.12和4.69，该模型的对数似然值长三角、珠三角分别为147.3和122.2。相似地，包括解释变量空间滞后项时，空间滞后的LM值长三角、珠三角分别为4.22和3.57，空间误差的LM值长三角、珠三角分别为3.13和2.68，该模型的对数似然值长三角、珠三角分别为153.4和127.3。进一步还可发现，一是空间滞后解释变量联合显著性的似然比率（LR）检验值长三角、珠三角分别为12.54和10.65，表明空间滞后解释变量应该包括进来；二是无论是否控制空间滞后解释变量，经验证据都显示空间滞后被解释变量模型要好于空间自相关误差模型。可见，以上分析检验结果表明设定空间Durbin模型（SDM）比较合理。此外本文还对空间固定效应和时间固定效应联合显著性进行了LR检验，前者LR值长三角、珠三角分别为416.55和303.54，后者LR值长三角、珠三角分别为95.75和106.14，表明空间和时间固定效应应包括在SDM模型中。此外，为了检验长三角、珠三角核心区和外围区的城际作用是否显著不同，将SDM模型进一步扩展为两分区模型：
对式（5）的估计不仅可确定某城市的收入是否受其相邻城市收入、FDI和其他控制变量的影响，测度空间溢出效应的大小，而且可反映城市间收入、FDI和各控制变量的空间作用模式及其作用强度，还可检验城市经济增长是否具有收敛性。此外，通过分析前后两个时期的估计结果，可了解城市收入、FDI及控制变量的空间作用模式演化特征。
四、结果分析
1.经验估计方法与策略
本文面板数据的SDM模型（5）采用Elhorst和Sandy（2009）建议的极大似然估计法MLE估计①，按照单向单分区SDM模型、双向单分区SDM模型和单向双分区SDM模型的顺序和是否包含FDI项的策略来估计受限的扩展Solow模型。估计结果列于表3～表6。
2.单分区SDM模型的估计结果
表3和表4列出模型估计结果。如普通Solow模型所预期，在长三角和珠三角地区，人均资本存量k在所有回归中都显著为正。跟理论和Madariaga和Poncet（2007）等已有研究相吻合，人力资本H在长三角和珠三角所有回归中除少数情形外都显示了其对经济增长的显著正向效应（长三角第3、第4栏不显著）。但跟理论和一些经验研究（Tian等，2010；Madariaga和Poncet，2007）相左，二地区的人口增长（n+g+δ）与人均收入几乎都呈正向关系，该现象可能与二地区人口增长构成有一定关系②；然而，该变量在长三角除第3、第4栏外都显著（见表3），但珠三角无一显著（见表4），该现象可能与二地区不同的人口增长过程有关③。
在考虑FDI不同的城际特性后，扩展Solow模型结果表现稳健。人均FDI存量（CFDI）在各种设定下对生产率的影响都显著为正。与一些已有中国经济增长受FDI影响效应的经验结果类似（Démurger和Berthélemy,2000; Madariaga和Poncet,2007），本文结果也表明长三角和珠三角的城市都获得了FDI的经济增长效应。为避免单纯截面或时间序列数据的估计偏误，估计同时包括空间和时间固定效应的扩展Solow模型双向SDM，结果表明（表3、表4的第5、第6栏），整体拟合优度得到提高，对数似然值检验也支持了该扩展，即双向SDM模型更具合理性，下面主要依据该模型进行分析。
双向SDM下，人均收入（y）空间滞后项在长三角和珠三角二地区行为显著不同，在长三角，各城市人均收入与其邻近城市显著正相关，表明存在正向空间溢出。相反地，在珠三角，所有回归都显示各城市的增长与其邻域没有稳定空间关系。与Madariaga和Poncet（2007）和Zhang（2006）的研究结论相左，人均FDI存量（CFDI）在长三角的空间滞后系数显著为负，FDI对城市增长负向空间溢出明显，即FDI对某城市的增长效应会以消弱相邻城市为代价，也表明该地区城市间对FDI争夺较为激烈。CFDI在珠三角则表现相反，产生了显著正向溢出效应，这意味着珠三角城市的经济增长能从流入邻域的FDI中获益，各城市引入FDI与其邻域城市表现为共赢关系而非竞争关系，这与Madariaga和Poncet（2007）和Zhang（2006）的结论吻合。人均资本存量k的空间滞后项在长三角和珠三角都不显著，显示某城市能受益于其邻域城市资本积累的证据不明确。邻域城市人力资本积累在长三角对给定城市增长效应不明显，但在珠三角增长空间溢出效应显著。邻域城市人口增长（n+g+δ）对给定城市的经济增长在长三角表现为显著负效应，但在珠三角效应不确定，前者可能与近10年来长三角人口增长经历减速和流入邻域的主要是劳龄人口可为流入区带来“人口红利”因素相关，后者则可能与近10年来珠三角人口增长经历增速下流入邻域人口产生的“人口红利”相对不明显有关。
根据Barro和Sala-i-Martin（2003）的新古典经济增长收敛理论，初始真实收入水平与后继增长反相关，据此初始人均收入的回归系数在控制其他变量和空间效应下可标识经济增长条件收敛的存在性。双向SDM下，以1991年人均GDP作为初始水平，出乎意料，在控制人均FDI存量CFDI、人力资本H、人口增长（n+g+δ）和其他控制变量空间效应后，长三角和珠三角均未发现城市间条件收敛的证据（但后文长期估计中长三角和珠三角有不同的表现，这里可视为短期估计结果），表明短期内二地区城市间经济不平衡性都没有减弱迹象。
3.双分区SDM模型结果
根据Partridge（2005）和Elhorst和Sandy（2009），如果模型包含空间固定效应则仅用到数据的时间序列成分，给出的是短期估计，而不包含空间固定效应时则属于长期估计。据此，本文以仅包含时间固定效应的单向双分区SDM模型对长三角和珠三角二地区的经济分布模式和FDI溢出效应进行长期估计，其结果如表5和表6。比较表3与表5、表4与表6可发现，个别情形除外，长三角和珠三角地区单向双分区SDM模型与单向单分区SDM模型的估计结果在全样本1991～2012年间基本一致。从长期估计上讲，长三角核心和外围两区都显著存在收入增长的空间溢出正效应，并且核心区
城市间空间作用要强于外围区
。相反，珠三角核心区和外围区收入增长则表现为负向空间溢出，且其核心区城市增长竞争程度要高于外围区。分阶段考察，长三角两分区在前期（1991～2001年）增长空间溢出都不显著，但后期（2002～2012年）都转为显著正效应，这表明，随着中国“入世”和经济快速转型及长三角经济一体化的推进，城市间增长的空间作用日益增强，核心区更甚。珠三角核心区城市增长经历了前期（1991～2001年）不明显的空间竞争到后期（2002～2012年）激烈空间竞争的过程，而其外围区则经历了从前期激烈竞争到后期产生正向空间溢出的过程，显示珠三角核心区和外围区不同于长三角的增长空间模式。
单向双分区下，长三角的FDI对所在城市增长的效应显著为正并呈增强趋势，但其空间溢出为负，不过呈弱化趋势，各城市间有必要协商协作利用FDI，避免引资竞争。珠三角FDI对城市增长有正向效应但随时间减弱，与长三角不同，该地区FDI的增长空间溢出经历由不显著的负向效应（1991～2001年）向显著正向效应（2002～2012年）转变的过程，表明FDI已成为珠三角各城市协调发展的重要力量，也表明该地区各城市FDI流入从竞争走向共赢。
控制变量k和（n+g+δ）对城市增长的影响在长三角和珠三角大体都随时间呈正向增强趋势，但H对二地区城市增长的贡献则随时间减弱。k和（n+g+δ）的空间滞后项在1991～2001年间对长三角城市增长有负向效应，但至2002～2012年间转为正向效应，而H则表现为空间负溢出并有增强趋势。珠三角城市的经济增长不能从其邻域的资本积累中获益，但在早期（1991～2001年）可获得邻域人力资本H的空间溢出，后期（2002～2012年）该溢出也变得不显著。意外的是，（n+g+δ）在珠三角表现随时间增强的正向空间溢出，这可能与该地区近10年来快速城市化进程中劳动人口持续流入有关。
最后讨论增长收敛性。在长三角，λ显著为正表明该地区存在条件收敛。表5显示，当顾及FDI因素及其空间效应后，λ从3.0%上升至3.5%，并呈加速趋势，从1991～2001年的1.8%升至2002～2012年的4.9%。该收敛速度比Weeks和Yao（2003）研究1978～1997年中国增长得到的最大收敛速度2.5%和Tian等（2010）分析1991～2007年中国城市增长发现的最大收敛速度2.3%要高，但比Madariaga和Poncet（2007）研究1991～2002年中国城市增长得出的最高收敛速度8%要低。前文已提及，仅包含时间固定效应的单向SDM与双向SDM的估计结果相左。但根据Partridge（2005）、Elhorst和Sandy（2009）的观点，仅有时间固定效应的单向SDM模型提供的是长期估计，而双向SDM模型则只提供短期估计，因此，从长期趋势预测而言，本文认为单向SDM模型结果更可取，显然在此设定下，FDI因素有助于提高长三角地区增长的收敛速度。在珠三角，根据单向双分区估计结果表6，不管有无FDI项，在全样本期（1991 ～2012年）均未显示有明显收敛趋势。但分阶段看，珠三角在前期（1991～2001年）未表现收敛，但在后期（2002～2012年）则表现了显著的收敛趋势（收敛速度6.7%）。在单向单分区情形下（见表4），珠三角城市增长收敛速度为7.3%，当纳入FDI及其空间效应后，该收敛速度升至8.0%，表明FDI对城际增长收敛具有提升效应。
4.稳健性分析
本文进行了多种稳健性分析检验。首先，本文重点关注的是FDI空间溢出的存在性及其程度，而测度空间溢出与空间权重矩阵的构建密切相关，因此首先检验不同权重矩阵下的估计稳健性。分别以邻接矩阵（包括Root和Queen）、反距离权重（IDW，包括简单IDW和反距离立方）、用城市GDP及人口对上述权重加权等不同权重构建方式，重新计算式（5）。结果发现，反距离立方及其GDP和人口加权方式构建的权重矩阵下估计结果偏差较大，其他方式构造的权重矩阵除了变量回归系数的大小和显著性有轻微变化外（少数变量也变得不显著甚至符合相反），但总体与前述估计结果并无大的出入，基本验证了本文结果的稳健性。
其次，用GDP、资本存量、FDI存量的劳均量分别代替这些变量的人均量重新估计式（5），尽管变量回归系数在不同设定下有一定变化，但估计结果显示各变量的符号和显著性水平大体上未受明显影响，稳健性得到再次检验。
最后，考虑到集聚效应可能对经济增长及溢出产生重要影响。本文以城市人口和每平方公里规模企业数代表的经济密度分别和联合衡量的集聚效应来检验其对FDI空间效应的影响，结果表明集聚因素确实是影响FDI溢出的重要因素，但总体上并未改变FDI的增长溢出空间模式。
五、结论与讨论
本文以我国高经济产出区长三角25个城市和珠三角21个城市的1991～2012年面板数据对比研究了FDI对二地区近20余年来经济增长的溢出问题，以扩展新古典Solow模型为框架建立了明确包含空间效应的Durbin模型（SDM），分别估计了二地区单分区和双分区的SDM，并进行了稳健性检验，主要结论及启示如下：
第一，Solow模型扩展为SDM后，长三角和珠三角城市间经济增长的FDI空间溢出效应显著存在，这表明上述二地区在解释不考虑空间依赖关系的FDI溢出估计结果时应该谨慎，空间依赖存在而被模型忽略可能引发统计推断偏误甚至错误的政策意义。
第二，本文结果表明，在长三角和珠三角二地区FDI对所在城市经济增长具有显著正向效应并呈增强趋势，提高了地方生产率，表明城市促进FDI流入的刺激政策是合理的，未来仍应坚持改善投资环境和创新促进外商投资的激励措施，以吸引更多外资推动经济增长。
第三，FDI在长三角和珠三角二地区的空间溢出效应相反。长三角表现为FDI的负向空间效应，各城市间FDI流入存在竞争性，而珠三角表现为FDI的正向空间溢出，各城市间FDI流入呈空间互补关系。这表明二地区应分别采取不同的政策措施来应付外资的城市分配和协调FDI流入的城际关系，长三角应加强城际产业联系、协调城际关系进行分工合作以避免外资引进的恶性竞争，珠三角的政策应侧重提升基础设施和公共服务通畅各城市间的交流，为外资更好地促进经济增长创造良好条件。
第四，FDI的流入提高了长三角和珠三角城市经济增长的条件收敛速度（对珠三角限于单分区情形），未来二地区应进一步营造适宜的环境氛围，更好地发挥FDI的经济增长收敛作用，推进地区经济的协调均衡发展。
第五，城市经济增长影响具有跨界性，一城市的经济增长既会影响其邻域城市，反过来，邻域城市的经济增长也会影响到该城市，空间依赖在城市增长中扮演重要角色。长期而言，长三角和珠三角的城市增长表现了显著但相反的空间效应，长三角核心区和外围区都有显著的正向增长溢出，其中核心区溢出更强，而珠三角核心区和外围区的增长都表现为显著负向空间效应，且核心区城市增长竞争更为激烈。动态而言，长三角所有城市增长的空间依赖呈增强趋势，而珠三角核心区城市增长的空间竞争有加剧迹象，其外围区则从空间竞争转向正向空间溢出。有关政策启示为：二地区都应对本区域城市进行统筹协调，建立城际协商沟通机制，推进统一市场建设，促进要素合理流动，深化城市分工与合作，激发城际经济增长的正向溢出效应，弱化空间竞争，加速区域一体化协调发展。
此外，为了获得更强的政策结论，本文的分析可作进一步扩展。第一，如果数据可得，可用外资和内资企业的产业部门数据来取代本文的汇总数据，这样可以识别FDI对一个城市各部门增长的溢出，而不是仅仅识别FDI对该城市的增长溢出，甚至可以捕获外资企业异质性特征；第二，开发更有效的估计方法以避免或减弱极大对数似然估计（MLE）方法被认为不能很好处理内生解释变量的问题（Fingleton和LeGallo，2008）；第三，可考虑采用更灵活的生产函数（如CES函数等）来检验本文的分析结果；第四，将本文的分析扩展到中国其他（其他国家）高经济产出区进行比较和检验结果。
①关于MLE估计，Anselin（2006）指出，当N大于1000时，计算Jacobian项会产生不稳定性，然而本文的N最大为25，远未达到不稳定的条件。另限于篇幅，略去的参数估计方差—协方差矩阵推导可向作者索取。
②根据《中国2010年人口普查资料》（中国统计出版社，2012），2010年跨省流动人口达8600万人，其中流入长三角（包括沪苏浙）的占32.81%，流入珠三角（广东）的占25.03%，而流动人口中绝大多数处于18岁～49岁劳动年龄，同时上述二地区人口年均自然增长率分别为2.84‰和6.87‰（2001～2010年），也就是说，伴随快速城市化，像长三角、珠三角这样比较发达的地区主要是通过劳动人口流入方式获得人口增长，而这些流入人口显然有助于地区的经济增长。
③长三角在研究期间经历了人口增长减速过程，城市平均人口增长率从2001年的3.03‰减至2010年的2.62‰，而珠三角则相反，经历了增速过程，城市平均人口增长率从2001年的6.21‰增至2010年9.58‰。
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