楊 勇

(重慶三峽學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶 404100)

一、引 言

金融危機(jī)導(dǎo)致全國2010年2 500萬農(nóng)民工失業(yè)，而緊接其后卻是“用工荒”，學(xué)者們對(duì)于短時(shí)間內(nèi)出現(xiàn)“失業(yè)”到“缺工”的逆轉(zhuǎn)見仁見智，莫衷一是［1］。眾所周知的是，1999年以來60%的世界貿(mào)易量和FDI總量的70%都是由小部分的工業(yè)國家所主導(dǎo)的［2］，因此，本文試圖從FDI在東道國的組織方式如何決定中國可持續(xù)發(fā)展能力方面來解釋這一問題。從收集的文獻(xiàn)來看，研究結(jié)果還存有明顯分歧。例如，針對(duì)既有文獻(xiàn)僅關(guān)注FDI是惡化還是改善東道國“貿(mào)易價(jià)格條件”的片面性，楊勇曾試圖在古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的基礎(chǔ)上整合新古典經(jīng)濟(jì)理論的分析框架來解釋FDI、發(fā)展模式與東道國TFP變化動(dòng)態(tài)之間的聯(lián)系［3］。其實(shí)，“貿(mào)易條件”并不能全面反映一國貿(mào)易利益的實(shí)際變動(dòng)［4］，其原因是忽略了外資企業(yè)本身的生產(chǎn)率對(duì)外資企業(yè)組織形式(出口或FDI)的決定作用。例如，Helpman等提出，假如是為了節(jié)約貿(mào)易成本，較高生產(chǎn)率的外資企業(yè)就會(huì)以直接投資的形式進(jìn)入海外市場(chǎng)［5］，Head和Ries還發(fā)現(xiàn)，假如是為了獲取生產(chǎn)成本優(yōu)勢(shì)，較高生產(chǎn)率的外資企業(yè)是否采用直接投資形式進(jìn)入海外市場(chǎng)則是不確定的［6］。而劉渝林使用“福利條件”代替“貿(mào)易條件”作為東道國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可持續(xù)性的衡量標(biāo)準(zhǔn)，在委托—代理框架中建立了一個(gè)防范“貧困化增長(zhǎng)”的FDI甄別模型，后來她又將外商直接投資效應(yīng)分為數(shù)量效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)［7］。就東道國引資動(dòng)機(jī)、外資性質(zhì)與東道國技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系進(jìn)行研究的還有成力為和楊勇等［8］［9］。總的看來，現(xiàn)有研究還沒有能夠很好地解釋引致的數(shù)量型FDI或質(zhì)量型FDI的本質(zhì)原因，從而對(duì)進(jìn)一步研究FDI影響東道國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展能力的機(jī)制留下了空間。

本文從外資進(jìn)入海外市場(chǎng)的方式及FDI區(qū)位選擇動(dòng)機(jī)出發(fā)，采用“經(jīng)濟(jì)可持續(xù)能力”作為衡量東道國貿(mào)易利益的標(biāo)準(zhǔn)，在新古典框架中建立外資企業(yè)生產(chǎn)率、進(jìn)入方式與東道國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)性之間的關(guān)系模型;通過構(gòu)建我國東中西及東北部四大區(qū)域的綜合可持續(xù)性發(fā)展能力指數(shù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)論。

本文假定，中國是一個(gè)非常開放的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，國際貿(mào)易活動(dòng)不考慮關(guān)稅成本，將決定外資進(jìn)入方式的主要變量區(qū)分為以運(yùn)輸成本為主的貿(mào)易成本和以資源、勞動(dòng)力價(jià)格為主的生產(chǎn)成本。在國內(nèi)勞動(dòng)力自由流動(dòng)的前提下，外資主要為降低生產(chǎn)成本進(jìn)入東部沿海地區(qū)，而隨著外資由數(shù)量型轉(zhuǎn)向質(zhì)量型時(shí)，東部沿海地區(qū)的吸引力將會(huì)降低，因此，該地區(qū)由于數(shù)量型外資的集聚而弱化其可持續(xù)發(fā)展能力;反之，進(jìn)入內(nèi)陸地區(qū)的外資主要是為了獲取貿(mào)易成本優(yōu)勢(shì)，反而質(zhì)量型外資會(huì)在內(nèi)部地區(qū)集聚，進(jìn)而提高其可持續(xù)發(fā)展能力。在工業(yè)化國家生產(chǎn)率不斷提高的情形下，內(nèi)陸地區(qū)會(huì)因?yàn)橥赓Y活動(dòng)而大幅度促進(jìn)生產(chǎn)率提升，沿海地區(qū)生產(chǎn)率的上升空間則會(huì)進(jìn)一步放緩。本文與一些早期文獻(xiàn)的結(jié)論基本相同，即在不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)中的自由貿(mào)易可能會(huì)降低東道國可持續(xù)發(fā)展能力［10－11］，但本文不僅建立了更為完整的分析框架，而且得到了發(fā)生弱化作用的條件。

二、模型推導(dǎo)

事件假定:一個(gè)母國和一個(gè)東道國兩個(gè)國家，其中，位于母國的企業(yè)在出口和FDI兩種生產(chǎn)組織形式之間選擇，并以此與東道國發(fā)生經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。前者在母國生產(chǎn)并將產(chǎn)品賣到東道國，后者在東道國生產(chǎn)并在東道國出售產(chǎn)品，但因此會(huì)耗費(fèi)固定的沉沒成本F。并假定兩種生產(chǎn)組織均僅需唯一的、不可以在國際流動(dòng)的生產(chǎn)要素L。最后，假定規(guī)模報(bào)酬不變。設(shè)λ為生產(chǎn)率指數(shù)，生產(chǎn)單位產(chǎn)品需要1/λ個(gè)單位的L。兩個(gè)國家的勞動(dòng)力市場(chǎng)假定為完全競(jìng)爭(zhēng)，母國的工資率為w。最后，按照Head和Ries的做法，將東道國商品需求方程簡(jiǎn)化為:

其中，q為需求量，p是價(jià)格。以上假設(shè)有一個(gè)自然的推論:縱然將我們研究的對(duì)象無限復(fù)制n倍也不會(huì)改變模型的結(jié)論。

1.情形Ⅰ:FDI為獲取貿(mào)易成本優(yōu)勢(shì)

隱含假定是，兩國的工資率都為w，出口單位產(chǎn)品要承擔(dān)t的貿(mào)易成本，F(xiàn)DI則不會(huì)有此成本支出。假如貿(mào)易成本主要是關(guān)稅，母國企業(yè)采取出口形式則會(huì)因?yàn)殛P(guān)稅收入而增加?xùn)|道國福利;但假如主要是運(yùn)輸成本，母國企業(yè)采取何種方式生產(chǎn)也不會(huì)因?yàn)殛P(guān)稅收入方面影響到東道國福利。因此，我們將分別討論這兩種情況下的東道國福利的總效應(yīng)。

貿(mào)易成本主要由運(yùn)輸成本構(gòu)成的時(shí)候，假如母國企業(yè)選擇出口，最大化條件為:

因此，該企業(yè)的最優(yōu)產(chǎn)出為qx=(a－w/λt)/2，相應(yīng)利潤為 πx=(a－w/λ－t)2/4。

假如母國企業(yè)選擇FDI，最大化條件則為:

其均衡的產(chǎn)出和利潤分別為 qf=(a－w/λ)/2 和 πf=(a－w/λ)2/4－F。因此，母國企業(yè)要實(shí)施FDI必須滿足以下條件:

πf=(a－w/λ)2/4－F＞πx=(a－w/λ－t)2/4，也就是

命題1:母國企業(yè)的生產(chǎn)率與FDI激勵(lì)正相關(guān) (證明略)。

顯然，假如貿(mào)易成本主要是運(yùn)輸成本，更高生產(chǎn)率的外資企業(yè)由出口轉(zhuǎn)為FDI組織生產(chǎn)，東道國消費(fèi)者剩余會(huì)相應(yīng)的更高，從而提高東道國總體福利水平。但是，當(dāng)貿(mào)易成本主要由外生的關(guān)稅率所決定的時(shí)候，結(jié)果則會(huì)發(fā)生變化。因?yàn)楫?dāng)更高生產(chǎn)率的母國企業(yè)轉(zhuǎn)為FDI企業(yè)之后，東道國得到的將會(huì)是更低的關(guān)稅收入，從而對(duì)東道國福利水平產(chǎn)生負(fù)面影響。例如，假定母國企業(yè)的生產(chǎn)率從λ1上升到λ2，并使該企業(yè)由出口轉(zhuǎn)向FDI組織生產(chǎn)，東道國相應(yīng)的福利水平分別為(a－w/λ1－t)2/8+ (a － w/λ1－ t)t/2 和(a－w/λ2)2/8。因此，只有(a－w/λ1－t)2/8+(aw/λ1－t)t/2＜(a－w/λ2)2/8 時(shí)，母國企業(yè)的 FDI才會(huì)提高東道國的福利水平。即滿足式 (5)的條件:

命題2:假如母國企業(yè)FDI是為了獲取貿(mào)易成本優(yōu)勢(shì)，(1)假如貿(mào)易成本主要由運(yùn)輸成本等組成，東道國福利與母國企業(yè)的生產(chǎn)率會(huì)同方向變動(dòng);(2)假如貿(mào)易成本主要是由關(guān)稅率構(gòu)成，東道國福利與母國企業(yè)生產(chǎn)率一般會(huì)反向變化，除非滿足 (5)式。

2.情形Ⅱ:FDI為獲取生產(chǎn)成本優(yōu)勢(shì)

生產(chǎn)成本優(yōu)勢(shì)主要是由較低的要素成本所構(gòu)成，包括工資率和資源價(jià)格等。假定貿(mào)易成本為t=0，但工資率卻有差別，母國的工資率為w，而東道國的工資率則為 (w－α)，其中，α∈(0，w］。

母國企業(yè)采用出口形式時(shí)的最大化條件是:

因此，最優(yōu)產(chǎn)出水平和利潤分別是qx=(a－w/λ)/2，πx=(a－w/λ)2/4。相反，假如采用FDI，其相應(yīng)的最大化條件為:

其最優(yōu)化產(chǎn)出和利潤分別是qf=(a－(wα)/λ)/2，πf=(a－ (w－α)/λ)2/4－F。顯然，母國企業(yè)要進(jìn)行FDI，除非滿足πf＞πx，即:

命題3:如果母國企業(yè)生產(chǎn)率滿足λ＜λ*=(w－α/2)/a，母國企業(yè)的生產(chǎn)率與FDI激勵(lì)正相關(guān)，否則，就呈負(fù)相關(guān) (證明略)。

從上面的討論中可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)外資企業(yè)出于獲取生產(chǎn)成本優(yōu)勢(shì)而進(jìn)行FDI的話，只會(huì)在一個(gè)有限制的生產(chǎn)率水平之內(nèi)才會(huì)出現(xiàn)FDI激勵(lì)與其生產(chǎn)率正向變化的規(guī)律，當(dāng)生產(chǎn)率水平超過了這一閾值，外資企業(yè)FDI的激勵(lì)就會(huì)下降。這樣一種生產(chǎn)率與FDI激勵(lì)強(qiáng)度之間的規(guī)律必然帶來不同的東道國福利效應(yīng)。

假如母國企業(yè)的生產(chǎn)率由λ1上升到λ2，其間越過了生產(chǎn)率閾值 λ*，即有 λ1＜λ*＜λ2，因此，母國企業(yè)將會(huì)從FDI轉(zhuǎn)為出口來組織生產(chǎn)。顯然，F(xiàn)DI時(shí)和出口時(shí)東道國的整體福利分別為各自狀態(tài)下的生產(chǎn)者剩余，即 和2()。顯然，東道國在母國企業(yè)采用出口組織生產(chǎn)時(shí)所獲得的福利要明顯小于母國以FDI組織生產(chǎn)時(shí)的福利水平。

命題4:假設(shè)母國企業(yè)為獲取生產(chǎn)成本優(yōu)勢(shì)而實(shí)施FDI，當(dāng)生產(chǎn)率λ＞λ*時(shí)，由于母國企業(yè)會(huì)更加傾向于以出口組織生產(chǎn)，進(jìn)而會(huì)降低東道國的整體福利，但是，當(dāng)λ＜λ*時(shí)，由于母國企業(yè)更加傾向于以FDI組織生產(chǎn)，因此會(huì)提高東道國的整體福利水平。

三、理論模型的實(shí)證檢驗(yàn)

1.實(shí)證假設(shè)及依據(jù)

假設(shè)1:假定關(guān)稅負(fù)擔(dān)不是外資在選擇對(duì)中國出口或FDI時(shí)的決定因素之一。

依據(jù):依據(jù)UNCTAD Handbook of statistics(2009)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)［12］，就HS系統(tǒng)六位數(shù)產(chǎn)業(yè)分類水平的簡(jiǎn)單平均的實(shí)際進(jìn)口稅率來看，從1992年我國全面開始引進(jìn)外資以來，平均實(shí)際進(jìn)口關(guān)稅率也一直處于快速下降的階段。特別是，中國的平均實(shí)際進(jìn)口稅率與世界同期平均實(shí)際進(jìn)口稅率相比，自2002年以來一直低于世界平均水平，特別是2003、2004和2005三年更是低達(dá)近20%①具體的產(chǎn)品類別不包括農(nóng)產(chǎn)品和燃料等，按照以下六類產(chǎn)品的平均實(shí)際進(jìn)口關(guān)稅率再進(jìn)行簡(jiǎn)單平均得到最終的平均實(shí)際進(jìn)口關(guān)稅率:SITC(Re 3):5+6+7+8+27+28;SITC(Rev.3):27+28+68:SITC(Rev.3):5+6+7+8 less 68;SITC(Rev.3):5;SITC(Rev.3):7;SITC(Rev.3):6+8 less 68。

假設(shè)2:開放條件下東部地區(qū)存在“產(chǎn)業(yè)鎖定”效應(yīng)。

依據(jù):命題3和命題4。

假設(shè)3:開放條件下西部地區(qū)“高技術(shù)聚集效應(yīng)”逐步顯現(xiàn)。

依據(jù):命題1和命題2。

2.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)能力及測(cè)算

全面評(píng)價(jià)社會(huì)福利水平及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)發(fā)展能力及其變化這一抽象指標(biāo)并沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。FDI對(duì)東道國福利和可持續(xù)發(fā)展能力的影響主要是通過生產(chǎn)和消費(fèi)兩個(gè)渠道。對(duì)于前者，主要表現(xiàn)為影響東道國產(chǎn)出水平的直接效應(yīng)和通過影響東道國生產(chǎn)要素配置方式及結(jié)構(gòu)，從而對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)所產(chǎn)生的間接效應(yīng)這兩個(gè)方面。而對(duì)后者，主要是通過改變東道國的居民收入水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、國際貿(mào)易條件和環(huán)境，間接影響東道國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展能力。將可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù) 記為w，具體測(cè)算指標(biāo)見表1所示。

表1 可持續(xù)增長(zhǎng)能力指數(shù)測(cè)算的成分及其方法描述

所有數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、相關(guān)年份的《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》及相關(guān)省市有關(guān)年份的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。為避免指標(biāo)之間信息重疊所產(chǎn)生的估計(jì)誤差，本文采用基于主成分分析的因子分析方法對(duì)可持續(xù)發(fā)展能力w進(jìn)行評(píng)價(jià)。因子分析方法有兩個(gè)核心問題，即如何構(gòu)建因子變量和如何對(duì)因子變量進(jìn)行命名解釋。因此，在具體測(cè)算的時(shí)候，筆者遵循以下三個(gè)步驟:

首先，對(duì)指標(biāo)變量進(jìn)行相關(guān)性分析，以確定是否適合進(jìn)一步的因子分析過程。最簡(jiǎn)單的方法就是計(jì)算變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣。如果相關(guān)系數(shù)矩陣在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中，大部分相關(guān)系數(shù)都小于0.3，并且未通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，那么這些變量就不適合于進(jìn)行因子分析。本文數(shù)據(jù)通過了KMO相關(guān)性檢驗(yàn)。

其次，構(gòu)建因子變量。本文采用基于主成分模型的主成分分析方法，即將原有p個(gè)相關(guān)變量xi做線性變換，轉(zhuǎn)換為另外一組不相關(guān)變量yi，即有:

其中，yi就是構(gòu)建的主成分，一般選取特征值大于1的主成分作為公因子變量。由于原始數(shù)據(jù)存有不同量綱，需要對(duì)之進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，其計(jì)算公式為:

其中， 是第j個(gè)變量的均值，Sj則是其標(biāo)準(zhǔn)差。接下來利用SPSS16.0專業(yè)軟件對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)計(jì)算其協(xié)方差矩陣R、矩陣R的特征值、各指標(biāo)的方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)方差貢獻(xiàn)率。

最后，計(jì)算利用回歸方法得出所選取的公因子得分。再利用各公因子的方差貢獻(xiàn)率占所有公因子總方差貢獻(xiàn)率真的比例作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)求和，得到30個(gè)省市歷年的可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)w(如表2所示)。

從總體均值來看，中國可持續(xù)發(fā)展能力從1985年以來呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì)，標(biāo)準(zhǔn)分布值顯示，從 1985—1988年的－0.9129上升到了2005—2008年的1.6390。但違背我們的常規(guī)思維所設(shè)定的是，最初1985—1988年的均值顯示，優(yōu)勢(shì)最強(qiáng)的順序?yàn)闁|北地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)。這種優(yōu)劣勢(shì)的區(qū)域分布直到2005—2008年也沒有發(fā)生根本變化，由強(qiáng)到弱分別為中部地區(qū)、西部地區(qū)、東部地區(qū)和東北地區(qū)。除了東北地區(qū)的三個(gè)省以外，這一變化態(tài)勢(shì)明顯呈現(xiàn)內(nèi)陸地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展能力不斷提高，而沿海地區(qū)的這一能力卻不斷弱化的趨勢(shì)。而這一此消彼長(zhǎng)的變化過程無疑是與中國對(duì)外開放由沿海向內(nèi)陸地區(qū)迅速延伸的過程相伴隨的。而且，對(duì)外開放全方位和全區(qū)域迅速深化過程中，表現(xiàn)出的可持續(xù)發(fā)展能力的區(qū)域分化現(xiàn)象明顯自2000年開始。而從中國90年代大規(guī)模引進(jìn)FDI以來，1998年達(dá)到一個(gè)拐點(diǎn)，而這之后，不同區(qū)域?qū)嶋H利用外資的結(jié)構(gòu)和數(shù)量也明顯表現(xiàn)出異質(zhì)性波動(dòng)的規(guī)律。而這些我們觀察到的現(xiàn)象能否利用本文建立的理論模型來解釋呢?接下來，我們就來實(shí)證檢驗(yàn)這種設(shè)定的理論聯(lián)系。

表2 各省市1985—2008年中六個(gè)時(shí)段的平均可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)

3.建立計(jì)量模型

本文基于省際面板數(shù)據(jù)對(duì)FDI占當(dāng)年實(shí)際GDP的比例與綜合可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行分析。假定可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)是上期該指數(shù)、FDI占GDP比例與隨機(jī)因素共同影響的結(jié)果。因此，建立如下計(jì)量模型:

其中，w是可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)，下標(biāo)i和t分別是省別及時(shí)間。FDI為當(dāng)年FDI占GDP的比率。ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。我們采用30個(gè)省份的1985—2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。所有數(shù)據(jù)均轉(zhuǎn)化為以1985年為基的可比數(shù)據(jù)序列。

(1)單位根檢驗(yàn)

對(duì)于面板數(shù)據(jù)建立以下AR(1)過程:

其中，i=1，2，…，N，t=1，2，…，Ti。N表示總截面數(shù)，Ti表示第i個(gè)截面的時(shí)期數(shù)，X表示模型中外生變量向量，包括了固定效應(yīng)或時(shí)間趨勢(shì)，εit服從IID分布。如果 ρi＜1，則說明序列是平穩(wěn)的，如果 ρi=1，則說明序列含有單位根過程［13］。

根據(jù)截面數(shù)據(jù)是否含有相同單位根過程，可以將單位根檢驗(yàn)方法分為同質(zhì)單位根檢驗(yàn)和異質(zhì)單位根檢驗(yàn)兩類。前者又有LLC、Breitung和Hadri三種具體的方法;后者也有IPS、Fisher－ADF及Fisher－PP三種方法。雖然上述幾種方法各有利弊，為使檢驗(yàn)更加可信，我們同時(shí)運(yùn)用LLC、Breitung、IPS、Fisher－ADF 及 Fisher－PP四種方法對(duì)使用的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告在表3中。

表3 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，F(xiàn)DI序列無論在哪一種工具下都是一階單整的。但是對(duì)于W序列，卻在五種檢驗(yàn)方法之間出現(xiàn)了差異。LLC和Breitung的檢驗(yàn)結(jié)果沒有標(biāo)明其一階單整的性質(zhì)，而IPS、ADF和PP－Fisher則一致性的表明了W面板序列的一階單整性質(zhì)。有此，我們認(rèn)為，W和FDI兩個(gè)面板數(shù)據(jù)序列均是一階單整的，它們之間的回歸關(guān)系要依賴于協(xié)整檢驗(yàn)才能可信。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

至于面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，一種是基于回歸殘差的檢驗(yàn)理論，有Pedroni、Kao兩種具體的方法，還有一類是基于最大似然比的理論，主要是Johansen－Fisher聯(lián)合檢驗(yàn)方法。Pedroni(1999)在E－G兩步法回歸殘差的基礎(chǔ)上，針對(duì)異質(zhì)性面板數(shù)據(jù)，提出了四個(gè)組內(nèi)和三個(gè)組間協(xié)整統(tǒng)計(jì)量。分別使用的是Philips和Perron兩種非參數(shù)修正檢驗(yàn)技術(shù)及ADF參數(shù)檢驗(yàn)技術(shù)。它們的原假設(shè)均是無協(xié)整關(guān)系。Kao檢驗(yàn)則是針對(duì)同質(zhì)面板數(shù)據(jù)的，比較常用的是基于所有回歸元嚴(yán)格外生的假定，得到協(xié)整系數(shù)后構(gòu)建相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量，該統(tǒng)計(jì)量在原假設(shè)下服從正態(tài)分布。而Fisher則進(jìn)一步將截面時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果加總至面板數(shù)據(jù)層面，并將之應(yīng)用到異質(zhì)性面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。及令pi是耽擱截面Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的p值，假如不存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，統(tǒng)計(jì)量為p=－2(2N)，其中，N是截面的個(gè)數(shù)。

為穩(wěn)妥起見，根據(jù)不同檢驗(yàn)理論的適應(yīng)性特點(diǎn)，我們選取Johansen聯(lián)合檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)兩種方法對(duì)本文涉及的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果報(bào)告在表4中。通過表4發(fā)現(xiàn)，兩種檢驗(yàn)方法均得到了W和FDI這二者之間的協(xié)整關(guān)系，并且在1%的水平上顯著。因此，我們拒絕了無協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)。并因此可以據(jù)此回歸此二者之間的協(xié)整關(guān)系。

表4 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

(3)協(xié)整關(guān)系估計(jì)

根據(jù)中國引進(jìn)FDI的時(shí)間變化態(tài)勢(shì)，以1998作為研究時(shí)段的分界點(diǎn)，借以表現(xiàn)不同階段引進(jìn)的FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)能力的影響;同時(shí)，為印證本文理論模型的推導(dǎo)結(jié)論，同時(shí)又將中國區(qū)分為東部、中部、西部和東北三個(gè)區(qū)域，在不同時(shí)段上研究FDI對(duì)這三個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可持續(xù)能力的影響。表5是針對(duì)這二者的分時(shí)段、分區(qū)域的完全修正的最小二乘法(FMOLS)協(xié)整關(guān)系的估計(jì)結(jié)果。

所有方程的擬合度都非常好，調(diào)整后的R2值一般都高于99%。從全國層面來看，所有系數(shù)都在1%的水平上顯著，但與劉渝林和曹華(2007)計(jì)算的結(jié)果略有差異。FDI對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)能力的影響力度來看，雖然從1985—2008年全時(shí)段以及1985—1997年的引資前期與他們的計(jì)算得出的趨勢(shì)一致，即引資前期，F(xiàn)DI具有顯著正面的影響，而引資后期這種正面影響顯著弱化。不同的是，本文的系數(shù)比他們的要低得多，而且，1998—2008年引資后期的FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可持續(xù)能力的影響雖然極端小，但也顯著為正。因此，還沒有得到1998年以后得FDI屬于“福利惡化型”的結(jié)論，縱然這種惡化趨勢(shì)很明顯。

表5 面板數(shù)據(jù)的時(shí)空協(xié)整關(guān)系估計(jì)

另外，我們也證明了可持續(xù)發(fā)展能力指數(shù)滯后一期的影響也非常顯著。這不僅證明了模型設(shè)定的合理性，還說明了可持續(xù)發(fā)展能力的“棘輪效應(yīng)”。但我們的結(jié)果要比劉渝林等 (2007)的結(jié)果明顯大得多，這可能是數(shù)據(jù)采集的時(shí)間長(zhǎng)短不一致所引起的。

實(shí)際上，東部沿海省市引進(jìn)FDI所導(dǎo)致的可持續(xù)發(fā)展能力的變化趨勢(shì)完全與全國的趨勢(shì)一致，而且，影響力度也相差無幾。1998—2008年FDI的影響方面變?yōu)樨?fù)值。看來，F(xiàn)DI的方面影響完全來自于東部地區(qū)和東北地區(qū)FDI的負(fù)面貢獻(xiàn)。

中部地區(qū)FDI的正面效應(yīng)雖然也像東部省市一樣呈現(xiàn)不斷弱化的趨勢(shì)，如從顯著的0.081下降為不顯著的0.025，但效應(yīng)值卻要比相應(yīng)時(shí)期的東部省市大得多。而西部地區(qū)的FDI雖然在全時(shí)段內(nèi)依然呈現(xiàn)負(fù)面效應(yīng)，但已經(jīng)從不顯著的引資前期的0.0006上升到了顯著的0.022，略比中部地區(qū)低。而東北沿邊地區(qū)也與東部沿海地區(qū)具有幾乎一致的變化規(guī)律，F(xiàn)DI效應(yīng)由前期的正效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)楹笃陲@著的負(fù)面效應(yīng)。

因此，分時(shí)空的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果給予我們的整體印象就是:隨著對(duì)外開放和引進(jìn)外資的深化，沿海沿邊地區(qū)的FDI對(duì)其可持續(xù)發(fā)展能力的影響由強(qiáng)變?nèi)?，甚至轉(zhuǎn)化為負(fù)面效應(yīng);與之相反的是，內(nèi)陸地區(qū)省市卻由弱變強(qiáng)，越來越分享到了世界高生產(chǎn)率外資企業(yè)的技術(shù)、管理和產(chǎn)品的外溢好處，不斷增強(qiáng)著它們可持續(xù)發(fā)展能力。假如與中國發(fā)生著密切聯(lián)系的外資企業(yè)的技術(shù)水平在過去的25年內(nèi)得到了顯著提升的假定得到認(rèn)可的話，那么，這種我們觀察到的現(xiàn)象就可以利用本文建立的理論模型得到很好的解釋。

四、結(jié)論和政策建議

外資企業(yè)作為逐利主體，其生產(chǎn)率的異質(zhì)性必然影響到它們的生產(chǎn)組織形式及FDI的區(qū)位選擇動(dòng)機(jī)，并因此決定其在東道國的技術(shù)外溢效應(yīng)、東道國福利水平及可持續(xù)發(fā)展能力。假如外資是為了節(jié)約貿(mào)易成本，更高生產(chǎn)率會(huì)激勵(lì)其實(shí)施FDI;假如貿(mào)易成本主要是運(yùn)輸成本，則國外企業(yè)的生產(chǎn)率、FDI與東道國可持續(xù)發(fā)展能力這三者有著一脈相承的正向聯(lián)動(dòng)機(jī)制;假如貿(mào)易成本主要是關(guān)稅等，生產(chǎn)率提高反而會(huì)弱化東道國福利和可持續(xù)發(fā)展能力;假如外資是為節(jié)約生產(chǎn)成本并具有較高生產(chǎn)率，生產(chǎn)率是否正向激勵(lì)FDI存有閾值，生產(chǎn)率高于閾值，二者關(guān)系是反向的，反之則反;假如生產(chǎn)率提高到致使其將FDI轉(zhuǎn)為出口，外資生產(chǎn)率與東道國可持續(xù)發(fā)展能力則反向變化。實(shí)證表明:1985—2008年間，內(nèi)陸地區(qū)可持續(xù)發(fā)展能力不斷提高，而沿海沿邊卻不斷弱化的這一此消彼長(zhǎng)的過程與中國90年代大規(guī)模引進(jìn)FDI，1998年達(dá)到拐點(diǎn)后，不同區(qū)域利用外資的結(jié)構(gòu)和數(shù)量也明顯表現(xiàn)出異質(zhì)性波動(dòng)的規(guī)律一致，而可持續(xù)發(fā)展能力的區(qū)域分化也明顯始自2000年。

因此，構(gòu)建內(nèi)陸開放型經(jīng)濟(jì)過程中外資政策的首要問題是端正思想，避免地區(qū)之間策略雷同性的引資競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象，以誘導(dǎo)外資合理布局。另外，還需著眼長(zhǎng)遠(yuǎn)和夯實(shí)可持續(xù)發(fā)展能力，做好以下幾個(gè)基礎(chǔ)性問題:第一，著重勞動(dòng)者的知識(shí)積累和教育投資，提高其整體素質(zhì);第二，從制度上不斷提高勞動(dòng)者在第一次分配中的份額，其實(shí)，古典的分工促進(jìn)技術(shù)和社會(huì)進(jìn)步的思想就可以導(dǎo)出勞動(dòng)者報(bào)酬對(duì)于社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用［13］;第三，改革官員政績(jī)考核指標(biāo)體系，避免去輕發(fā)展過程、重短期結(jié)果的開放導(dǎo)向。

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