陳 平,歐 燕

我國勞動(dòng)力成本上升對(duì)FD I地區(qū)轉(zhuǎn)移的影響
——來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和FD I空間效應(yīng)的證據(jù)*

陳 平,歐 燕

利用我國30個(gè)省38個(gè)工業(yè)行業(yè)1998—2007年的數(shù)據(jù),就我國勞動(dòng)力成本對(duì)FD I的影響分時(shí)段、分地區(qū)、分行業(yè)作了深入研究,與以往研究結(jié)論不同的是:發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力成本對(duì)FD I的影響會(huì)因時(shí)間、地區(qū)和行業(yè)特征的不同而不同,不能一概而論。在模型中,添加了FD I的空間效應(yīng)因素,發(fā)現(xiàn)周邊地區(qū)的FD I集聚會(huì)增加一個(gè)地區(qū)的FD I,而這種效應(yīng)受地理距離的影響,距離越近,效應(yīng)越大,反之越小。因此,我國東部地區(qū)勞動(dòng)力成本上升后,受影響的FD I若發(fā)生地區(qū)轉(zhuǎn)移,其首選的地區(qū)不是鄰國,而是我國其他地區(qū)。

勞動(dòng)力;成本上升;FD I地區(qū)轉(zhuǎn)移;空間效應(yīng)

一、引言

最近幾年,我國東部地區(qū)勞動(dòng)力成本上升,我們會(huì)不會(huì)逐步失去勞動(dòng)力成本的比較優(yōu)勢,而導(dǎo)致FD I轉(zhuǎn)向周邊鄰國,或從東部沿海流向全國其他勞動(dòng)力成本相對(duì)較低的地區(qū)?對(duì)此作深入細(xì)致的研究以解除疑惑很有必要。

理論上,在FD I區(qū)位選擇的影響因素中,不可避免地要討論勞動(dòng)力成本的作用。然而,遺憾的是,這種作用是否顯著?是顯著為正還是顯著為負(fù)?以往的研究沒有得出相對(duì)一致的結(jié)論。魏后凱等(2001)曾采用問卷調(diào)查的方式,對(duì)秦皇島市135個(gè)外商投資企業(yè)來華投資的動(dòng)機(jī)進(jìn)行了實(shí)證分析,認(rèn)為利用當(dāng)?shù)亓畠r(jià)的勞動(dòng)力在外商對(duì)華投資動(dòng)機(jī)的相對(duì)重要性中排第一位。而徐康寧等(2008)則認(rèn)為,來自美國的FD I以及高端跨國公司,在區(qū)位選擇上對(duì)我國低成本勞動(dòng)力這一重要因素并不敏感。黃肖琦和柴敏(2006)也發(fā)現(xiàn)我國勞動(dòng)力成本對(duì)FD I區(qū)位選擇沒有顯著影響。何興強(qiáng)等(2008)則在模型中預(yù)期我國勞動(dòng)力成本對(duì)引進(jìn)外資的凈效應(yīng)為負(fù),卻得到不顯著的結(jié)論。

現(xiàn)實(shí)給我們的感覺是,長期以來,我國廉價(jià)而豐富的勞動(dòng)力成本優(yōu)勢是吸引FD I不可否認(rèn)的一個(gè)重要因素。勞動(dòng)力成本在基數(shù)較低時(shí)對(duì)FD I尤其是勞動(dòng)密集型FD I的流入,反向效應(yīng)不明顯,當(dāng)勞動(dòng)力成本上升后開始產(chǎn)生顯著負(fù)向的影響,FD I有可能轉(zhuǎn)向周邊的越南、老撾等勞動(dòng)力成本更低的鄰國。而事實(shí)上,時(shí)間特征、地區(qū)特征以及行業(yè)特征均會(huì)對(duì)勞動(dòng)力成本影響FD I的流入產(chǎn)生不同的效應(yīng),不能一概而論。

較多的實(shí)證結(jié)果之所以會(huì)得出不顯著的結(jié)論,主要的原因可能有二:第一,沒有分時(shí)段加以分析。由于勞動(dòng)力成本在不同的時(shí)間段很有可能會(huì)有比較大的變化,因而就整個(gè)樣本期實(shí)證將得不到細(xì)致準(zhǔn)確的結(jié)果。第二,沒有分地區(qū)、分行業(yè)分別加以考察。而不同地區(qū)的勞動(dòng)力成本會(huì)有較大的差異,不同行業(yè)的贏利等特征不同,其勞動(dòng)力成本對(duì)該行業(yè)FD I的流入也會(huì)有很大的區(qū)別,對(duì)此不作處理所得的結(jié)果過于籠統(tǒng),有失偏頗。

本文利用我國1998年到2007年30個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)38個(gè)工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù),分區(qū)域、分時(shí)段、分行業(yè)對(duì)勞動(dòng)力成本吸引外資的作用進(jìn)行實(shí)證分析,并從FD I集聚的空間效應(yīng)方面分析其轉(zhuǎn)移流入地是周邊鄰國還是我國其他地區(qū)。我們建立以下理論假說:

第一,以5年一個(gè)周期來看,將1998—2007年分為兩個(gè)時(shí)段,即1998—2002年和2003—2007年。后一時(shí)段,我國勞動(dòng)力成本開始上升,因而兩個(gè)時(shí)段我國勞動(dòng)力成本對(duì)外資的吸引作用有所不同,后期的負(fù)向作用日益明顯。

第二,在我國東、中、西部地區(qū),勞動(dòng)力成本對(duì)外資流入這些地區(qū)的影響不同。東部地區(qū)勞動(dòng)力成本上升幅度大,對(duì)外資流入產(chǎn)生擠出效應(yīng),西部地區(qū)勞動(dòng)力成本基數(shù)小、上升慢,負(fù)向效應(yīng)還沒有顯現(xiàn),中部地區(qū)處于二者之間,有可能顯著為負(fù),也可能不顯著。

第三,在不同的工業(yè)行業(yè),勞動(dòng)力成本上升對(duì)該行業(yè)外資的流入影響也會(huì)有較大差異。在壟斷性、贏利高或技術(shù)密集型的行業(yè),有可能為顯著正向的影響,而在競爭激烈、贏利不高、勞動(dòng)密集型的行業(yè)有可能顯著為負(fù)。

第四,FD I集聚具有空間擴(kuò)散效應(yīng),并且這種效應(yīng)具有距離依賴性,因此,已經(jīng)流入我國的勞動(dòng)力成本敏感型FD I更多地會(huì)轉(zhuǎn)移到我國勞動(dòng)力成本相對(duì)較低的地區(qū),而不是轉(zhuǎn)到周邊鄰國。

二、數(shù)據(jù)、變量說明與統(tǒng)計(jì)描述

(一)樣本數(shù)據(jù)

文中的FD I、應(yīng)發(fā)工資、應(yīng)發(fā)福利及行業(yè)就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。由于2008年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)不全,其他可得的數(shù)據(jù)來源也缺乏相應(yīng)的替代指標(biāo)數(shù)據(jù),因而我們的數(shù)據(jù)時(shí)間為1998—2007年。38個(gè)行業(yè)(二位代碼),出于可比性,作了各年各地區(qū)的相互匹配,剔除了無法匹配的數(shù)據(jù)。地區(qū)GDP、人口、道路鋪裝面積、地區(qū)物價(jià)指數(shù)、各地外資企業(yè)進(jìn)口、出口水平、各年的平均匯率來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)、中經(jīng)網(wǎng)和中國資訊行數(shù)據(jù)庫。

(二)變量說明

以下變量均按1998年為基期折算,以剔除通脹的影響。所有變量的單位均換算為人民幣的“萬元”。t=1998,……,2008,表示年份;p=1,……,30,表示地區(qū);i=1,……,38,代表行業(yè)。

以下控制變量的選取參考了已有研究成果,在顯著性和數(shù)據(jù)可得、可比性的基礎(chǔ)上加以挑選得出。

3.Exp,t和I mp,t。分別表示某地區(qū)某年外資企業(yè)的出口和進(jìn)口。從運(yùn)輸成本的角度看,兩個(gè)指標(biāo)的系數(shù)符號(hào)應(yīng)為負(fù),然而,如果是核心技術(shù)設(shè)備的引進(jìn),則符號(hào)為正;如果滿足國外需求能帶來更豐厚的利潤或是生產(chǎn)本身就是針對(duì)國外市場,則符號(hào)也可為正。

4.物流變量WLp,t。用道路鋪裝面積表示。修路面積是基礎(chǔ)的交通設(shè)施狀況的表現(xiàn),交通設(shè)施越健全,對(duì)FD I的吸引力越強(qiáng),預(yù)期符號(hào)為正。

5.地區(qū)人均GDPp,t。作為市場需求變量,通常認(rèn)為中國廣大的市場需求是吸引外資的一個(gè)重要因素,因此預(yù)期符號(hào)為正。

6.地區(qū)FD I存量DFD Ip,t。參考之前研究的處理方法,由于無法獲得外資退出的信息,只能用各地區(qū)各年度的累積數(shù)近似表示。由于集聚會(huì)帶來生產(chǎn)和管理技術(shù)、信息的外溢和人才的流動(dòng)等效應(yīng),預(yù)期符號(hào)為正。

(三)統(tǒng)計(jì)描述

由圖1所示,我國三個(gè)區(qū)域的勞動(dòng)力成本均顯示出上升的趨勢,但西部地區(qū)增長緩慢,增量不大,東部地區(qū)上升幅度很大,中部地區(qū)也有較大上升。

圖1 我國東部、中部、西部地區(qū)1998—2007年勞動(dòng)力成本的變化對(duì)比

表1 我國30個(gè)省(直轄市、自治區(qū))勞動(dòng)力成本比較(單位:%)

由表1可見,勞動(dòng)力成本在全國的占比超過5%的地區(qū)主要集中在東部,按大小排序是廣東、江蘇、上海、山東和浙江,而中部地區(qū)的湖南省勞動(dòng)力成本全國占比也超過了5%,高于山東和浙江地區(qū)。勞動(dòng)力成本在全國占比不超過1%的地區(qū)是甘肅、寧夏、青海、廣西。

從行業(yè)的角度來看,勞動(dòng)力成本全國占比超過5%的行業(yè)有電力熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、紡織業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、煤炭開采和洗選業(yè)、通信設(shè)備計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)。

表2 我國38個(gè)工業(yè)行業(yè)勞動(dòng)力成本的變化統(tǒng)計(jì)(單位:%)

圖2 我國38個(gè)工業(yè)行業(yè)勞動(dòng)力成本變化情況

由圖2可見,從1998年到2002年我國工業(yè)38個(gè)行業(yè)的勞動(dòng)力成本變化不大,從2002年到2007年部分行業(yè)的勞動(dòng)力成本有了較大提高。

三、模型設(shè)定與實(shí)證結(jié)論

(一)模型設(shè)定

根據(jù)以上分析,參考以往研究,我們設(shè)立基本模型如下:

其中,Xk是控制變量,k=1,2,3,4。為避免潛在的內(nèi)生問題,控制變量中的集聚變量即地區(qū)FD I存量作滯后一期處理(Haaland et al.,1999;趙偉等,2007)。參考大多數(shù)空間計(jì)量的研究(Coughlin et al.,2000;Garretsen et al,2006;王立平等,2006;何興強(qiáng),2008;楊海生等,2010),選取空間權(quán)重矩陣W。W·lnFD Ii,t度量周圍地區(qū)的FD I流入量加權(quán)和對(duì)某一省區(qū)FD I流入的影響,這一影響跟地理距離有關(guān),距離越近,影響越大,距離越遠(yuǎn),影響越小,由W體現(xiàn)。β為正,說明空間影響效應(yīng)為正。

W作為空間權(quán)重矩陣,在W內(nèi)的非對(duì)角元素全為0,對(duì)角線上每個(gè)元素V為一個(gè)30＊30的方陣。假定距離不隨時(shí)間而改變,所以V1998=……=V2007。每個(gè)V方陣的元素值Γij為兩個(gè)省省會(huì)之間的歐氏距離的倒數(shù),i=j時(shí),Γij為0。

參考吉米等(Jimmy Ran et al,2007;Julien Lefilleur et.al,2010),我們分別在控制行業(yè)、控制地區(qū)和控制行業(yè)與地區(qū)三種情況下對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)前,經(jīng)Wooldridge(2002)的序列相關(guān)檢驗(yàn),模型存在AR(1);經(jīng)Pesaran(2004)檢驗(yàn),模型不存在截面相關(guān);經(jīng)修正的White檢驗(yàn),模型存在組間異方差。因此,采用GLS方法進(jìn)行估計(jì)。另外,設(shè)5年為一個(gè)時(shí)段,我們就1998年到2002年、2003年到2007年兩個(gè)時(shí)段分開進(jìn)行了估計(jì),結(jié)果列于表3(3)—(6)。本文所有檢驗(yàn)和估計(jì)均采用Stata 10.0軟件進(jìn)行,顯著性水平控制在5%以下。

表3 行業(yè)控制下、行業(yè)與地區(qū)控制下全樣本GLS估計(jì)系數(shù)

(二)實(shí)證結(jié)果

表3報(bào)告了行業(yè)控制下全樣本及行業(yè)、地區(qū)控制下1998年到2002年、2003年到2007年兩個(gè)時(shí)段的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示:以地區(qū)各行業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表中的人均應(yīng)發(fā)工資和福利表示的勞動(dòng)力成本對(duì)引資有顯著負(fù)向影響(回歸(1)(2)),這種作用在1998到2002年不顯著,2003年到2007年表現(xiàn)出來,這可能是因?yàn)榍耙粫r(shí)段我國的勞動(dòng)力成本還不高,因而其負(fù)向影響暫未顯現(xiàn),而到2003年以后,我國勞動(dòng)力成本上升,其反向作用逐漸顯著(回歸(3)(4)(5)(6))。這驗(yàn)證了假說一。

控制變量中,人均GDP作為市場容量指標(biāo),對(duì)引資有顯著正向的影響,這種影響在2003年以后表現(xiàn)特別突出(回歸(5))。人均GDP每增加1%,外資的流入就增加0.51%(回歸(5))。外資企業(yè)本身的進(jìn)口和出口對(duì)外資的增加正向作用顯著,這與東部地區(qū)的加工貿(mào)易發(fā)達(dá)的現(xiàn)實(shí)相符。由FD I集聚所帶來的技術(shù)、管理培訓(xùn)等外溢效應(yīng)的作用,FD I存量系數(shù)顯著為正,這與其他相關(guān)研究的結(jié)論一致。物流的發(fā)展對(duì)FD I顯著的正向作用隨著我國各地交通運(yùn)輸設(shè)施和效率的不斷提高而顯現(xiàn)出來。

表4 行業(yè)控制下子樣本(東部、中部和西部)GLS估計(jì)系數(shù)

表4區(qū)分了東部、中部和西部三個(gè)地區(qū),報(bào)告了三個(gè)子樣區(qū)勞動(dòng)力成本對(duì)FD I流入的影響。勞動(dòng)力成本的顯著反向作用在東部和中部地區(qū)比較突出,而在西部地區(qū)則不顯著。這驗(yàn)證了假說二。

控制變量中,東部、中部地區(qū)的物流基礎(chǔ)設(shè)施越完善,則FD I流入東部和中部地區(qū)就越多,西部地區(qū)則沒有這種顯著效應(yīng),這可能與西部地區(qū)基礎(chǔ)交通設(shè)施的建設(shè)滯后有關(guān)。外資企業(yè)的出口越多,流入東部地區(qū)的FD I就越多,而中部和西部地區(qū)則沒有顯著影響。外資企業(yè)的出口每增加1%,流入東部的外資就增加0.437%。外資企業(yè)的進(jìn)口越多,流入各地區(qū)的FD I也顯著增多,這種效應(yīng)在東部地區(qū)最大,這可能是因?yàn)闁|部存在大量加工貿(mào)易的緣故。FD I存量顯著正向效應(yīng)一如既往研究所得的結(jié)論。

表5中具體行業(yè)見表2。

表5報(bào)告了地區(qū)控制下各個(gè)行業(yè)的估計(jì)結(jié)果。勞動(dòng)力成本對(duì)外資有顯著負(fù)向作用的行業(yè)有8個(gè)(i11、i12、i19、i22、i23、i26、i28、i29),系數(shù)絕對(duì)值由大到小的前6個(gè)分別是:(1)塑料制品業(yè)(回歸系數(shù)為-21.061);(2)紡織服裝鞋帽制造業(yè);(3)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè);(4)有色金屬冶煉及壓延加工業(yè);(5)橡膠制品業(yè);(6)皮革毛皮羽毛(絨)及其制品業(yè)(回歸系數(shù)為-0.44)。這些行業(yè)的FD I對(duì)勞動(dòng)力成本比較敏感,當(dāng)勞動(dòng)力成本增加時(shí),會(huì)引起這些行業(yè)的FD I撤走,另尋該行業(yè)勞動(dòng)力水平較低的其他國家或地區(qū)進(jìn)行投資;有顯著正向作用的行業(yè)有4個(gè)(i6、i18、i36、i37),效應(yīng)由大到小排列:(1)燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)(回歸系數(shù)為5.9791);(2)石油加工煉焦及核燃料加工業(yè);(3)農(nóng)副食品加工業(yè);(4)水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)(回歸系數(shù)為0.7512)。這些行業(yè)的勞動(dòng)力成本增加,反而吸引更多的FD I,可能是這些行業(yè)為生活或生產(chǎn)必需品行業(yè),具有剛性需求的緣故。

本估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了假說三,即在工業(yè)的不同行業(yè),該行業(yè)的勞動(dòng)力成本對(duì)本行業(yè)外資的吸引作用也會(huì)有較大差異。在壟斷性、贏利越高或技術(shù)密集型的行業(yè),越有可能為顯著正向的作用,而在競爭激烈、贏利不高、勞動(dòng)密集型的行業(yè)有可能顯著為負(fù),使得FD I區(qū)位選擇發(fā)生轉(zhuǎn)向。

表3中,周邊地區(qū)的FD I流入量加權(quán)和系數(shù)為正,說明周圍FD I增量會(huì)增加某地的FD I。表4中,東部、中部和西部地區(qū)的周邊FD I加權(quán)和系數(shù)也為正,說明三大區(qū)域周邊的FD I集聚均會(huì)導(dǎo)致區(qū)域FD I流入的增加。由于這種正向的FD I空間效應(yīng),加上空間權(quán)重,表明這種空間效應(yīng)具有地理距離依賴性,即已經(jīng)流入我國的FD I,在發(fā)生地區(qū)轉(zhuǎn)移時(shí),距離越近的地區(qū)被選擇的可能性越大。所以,我國東部地區(qū)的FD I,在勞動(dòng)力成本上升后,對(duì)此敏感的部分,轉(zhuǎn)移到我國其余地區(qū)的可能性大于周邊鄰國。這驗(yàn)證了假說四。

表5 地區(qū)控制下分行業(yè)GLS估計(jì)系數(shù)

以上勞動(dòng)力成本變量用相對(duì)工資率指標(biāo)再次驗(yàn)證,估計(jì)系數(shù)均無顯著變化,說明結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與政策建議

本文對(duì)我國、尤其是東部地區(qū)勞動(dòng)力成本的上升,是引起FD I轉(zhuǎn)移到周邊鄰國,還是轉(zhuǎn)移到我國其他地區(qū)作了實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)所得結(jié)論

1.從時(shí)間來看,由于2002年之前我國的勞動(dòng)力成本不高,以地區(qū)各行業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表中的人均應(yīng)發(fā)工資和應(yīng)發(fā)福利表示的勞動(dòng)力成本,對(duì)引資的顯著負(fù)向影響在1998到2002年并不顯著。2003年后,我國勞動(dòng)力成本逐漸上升,這種反向作用也日益顯著。就地區(qū)而言,勞動(dòng)力成本上升對(duì)FD I的顯著反向作用在東部和中部地區(qū)比較突出,而在西部地區(qū)則不顯著。從行業(yè)來看,勞動(dòng)力成本對(duì)外資的影響在不同行業(yè)表現(xiàn)不同。38個(gè)行業(yè)中有顯著負(fù)向影響的有8個(gè),主要是勞動(dòng)密集型和勞動(dòng)資本密集型行業(yè),如紡織服裝鞋帽制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)和通用設(shè)備制造業(yè)等。但有4個(gè)行業(yè)有顯著正向的影響,如石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)等,均為生產(chǎn)或生活必需品行業(yè)。

2.控制變量中,人均GDP作為市場容量指標(biāo),對(duì)引資有顯著正向的影響,這種影響在2003年以后表現(xiàn)特別突出。外資企業(yè)本身的進(jìn)口和出口對(duì)外資的增加正向作用顯著,外資企業(yè)的出口越多,流入東部地區(qū)的FD I就越多,而中部和西部地區(qū)則沒有顯著影響。外資企業(yè)的進(jìn)口越多,流入三大地區(qū)的FD I也顯著增多,這種正向作用與我國的技術(shù)設(shè)備引進(jìn)和某些緊缺原材料的進(jìn)口有關(guān)。物流的發(fā)展對(duì)FD I顯著的正向作用隨著我國各地交通運(yùn)輸設(shè)施和效率的不斷提高而顯現(xiàn)出來。這在東部和中部地區(qū)表現(xiàn)尤為突出,但西部地區(qū)尚未體現(xiàn)出來。這與西部地區(qū)物流業(yè)的發(fā)展滯后有關(guān)。

3.由于FD I集聚所帶來的生產(chǎn)、管理技術(shù)和產(chǎn)業(yè)鏈配套等外溢效應(yīng)等原因,周邊地區(qū)的FD I集聚會(huì)增加省區(qū)或區(qū)域的FD I流入,空間距離越近,擴(kuò)散效應(yīng)越強(qiáng),距離越遠(yuǎn),效應(yīng)越弱。因此,我國東部地區(qū)勞動(dòng)力成本的上升會(huì)導(dǎo)致部分FD I進(jìn)行地區(qū)轉(zhuǎn)移,但這種轉(zhuǎn)移更多可能是流向我國其余地區(qū),而不是周邊鄰國。

(二)政策建議

1.東部地區(qū)可以利用已有的優(yōu)勢條件,進(jìn)一步加大物流業(yè)的建設(shè)、提高服務(wù)水平,加強(qiáng)供應(yīng)鏈的建設(shè)與完善,培育、引進(jìn)與儲(chǔ)備各種高端人才,走技術(shù)創(chuàng)新之路,以加大吸引高新技術(shù)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和高端制造業(yè)的FD I,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí),不斷發(fā)揮對(duì)中、西部地區(qū)的輻射作用。同時(shí),合理產(chǎn)業(yè)規(guī)劃布局,使部分FD I轉(zhuǎn)移到中部和西部地區(qū),帶動(dòng)兩地區(qū)的發(fā)展。

2.中部地區(qū)作為承東啟西的區(qū)域,要大力發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長;還要繼續(xù)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),大力吸引對(duì)勞動(dòng)力成本不敏感或者勞動(dòng)力成本對(duì)外資有顯著正向作用的行業(yè)的FD I。同時(shí),大力吸引具有顯著正向外資集聚效應(yīng)的17個(gè)行業(yè)的FD I。充分發(fā)揮對(duì)東部的承接和向西部的擴(kuò)散效應(yīng)。

3.西部地區(qū)可以繼續(xù)利用資源和廉價(jià)勞動(dòng)力的優(yōu)勢,在進(jìn)一步加大物流基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的力度、提高服務(wù)效率、加強(qiáng)勞動(dòng)力職業(yè)技能的培養(yǎng)、大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí),合理規(guī)劃產(chǎn)業(yè)布局,因地制宜,積極吸引東部和中部地區(qū)勞動(dòng)力成本上升而進(jìn)行地區(qū)轉(zhuǎn)移的外資,并努力吸引FD I具有顯著正向集聚效應(yīng)的17個(gè)行業(yè)的外資,使其不斷地產(chǎn)生集聚的關(guān)聯(lián)效應(yīng),從而很好地完成對(duì)東、中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)承接,促進(jìn)當(dāng)?shù)叵嚓P(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

Coughlin,Cletus and Eran Segev.,Foreign Direct Investment in China.World Economy,2000,23,(1).

Garretsen,Harry and Jolanda Peeters.FD I and the Relevance of Spatial Linkages:Do Third Country Effects Matter for Dutch FD I?.2006,http:∥ideas.repec.org/r/nbr/nberwo/ 9517.html

Haaland et al.,What Determines the Economic Geograph of Europe?.CEPR Discussion paper.1999,No.2072.

J Ran,JP Voon and G Li.How does FD I affect China?Evidence from industries and provinces.Journal of Comparative Economics,2007,35(4):774—799.

Julien Lefilleur and Mathilde Maurel.Inter-and intra-industry Linkages as a Deter minant of FD I in Central and Eastern Europe.Economic Systems,2010,34(3):309—330.

何興強(qiáng),王利霞.中國FD I區(qū)位分布的空間效應(yīng)研究.經(jīng)濟(jì)研究,2008,(11).

黃肖琦,柴敏.新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)視角下的FD I區(qū)位選擇——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析.管理世界,2006, (10).

王立平,彭繼年,任志安.我國FD I區(qū)域分布的區(qū)位條件及其地理溢出程度的經(jīng)濟(jì)研究.經(jīng)濟(jì)地理,2006,(2).

魏后凱,賀燦飛,王新.外商在華直接投資動(dòng)機(jī)與區(qū)位因素分析——對(duì)秦皇島市外商直接投資的實(shí)證研究.經(jīng)濟(jì)研究,2001,(2).

徐康寧,陳健.跨國公司價(jià)值鏈的區(qū)位選擇及其決定因素.經(jīng)濟(jì)研究,2008,(3).

楊海生,聶海峰,徐現(xiàn)祥.我國FD I區(qū)位選擇中的“第三方效應(yīng)”——基于空間面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2010,(4).

趙偉,張萃.FD I與中國制造業(yè)區(qū)域集聚——基于20個(gè)行業(yè)的實(shí)證分析.經(jīng)濟(jì)研究,2007,(11).

【責(zé)任編輯:許玉蘭:責(zé)任校對(duì):許玉蘭,楊海文】

郭彥文,徐盈之.現(xiàn)代服務(wù)業(yè)知識(shí)管理能力綜合評(píng)價(jià)模型研究.廣東經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院學(xué)報(bào),2006,21(5).

李丹,郭遲.組織學(xué)習(xí)與知識(shí)轉(zhuǎn)化的關(guān)系及IT對(duì)二者影響的探討.管理學(xué)報(bào),2009,(5).

林山,藍(lán)海林,黃培倫.組織學(xué)習(xí),知識(shí)創(chuàng)新與組織創(chuàng)新的互動(dòng)研究.科學(xué)管理研究,2004,22(5).

林義屏.市場導(dǎo)向,組織學(xué)習(xí),組織創(chuàng)新與組織績效間關(guān)系之研究——以科學(xué)園區(qū)信息電子產(chǎn)業(yè)為例.管理評(píng)論(臺(tái)灣),2004,23(1).

劉蕾,唐博華,雷森.基于知識(shí)管理能力評(píng)價(jià)的企業(yè)創(chuàng)新模式選擇研究.經(jīng)濟(jì)問題探索,2010,(1).

路琳,梁學(xué)玲.知識(shí)共享在人際互動(dòng)與創(chuàng)新之間的中介作用研究.南開管理評(píng)論,2009,(1).

馬宏建.中國高技術(shù)企業(yè)知識(shí)管理能力與績效研究.上海:復(fù)旦大學(xué)出版社,2005.

孫曉強(qiáng).從組織學(xué)習(xí)過程模型看組織學(xué)習(xí)在知識(shí)管理過程中的角色.技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究,2007,(1).

譚可欣,郭東強(qiáng).隱性知識(shí)管理及其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響.管理評(píng)論,2007,19(12).

魏江,焦豪.創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向、組織學(xué)習(xí)與動(dòng)態(tài)能力關(guān)系研究.外國經(jīng)濟(jì)與管理,2008,(2).

謝洪明,王成,羅惠玲,等.學(xué)習(xí)、知識(shí)整合與創(chuàng)新的關(guān)系研究.南開管理評(píng)論,2007,10(2).

曾萍,藍(lán)海林.組織學(xué)習(xí)、知識(shí)創(chuàng)新與動(dòng)態(tài)能力:機(jī)制和路徑.中國軟科學(xué),2009,(5).

鄭文山,胡揚(yáng)成.市場導(dǎo)向與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系:組織學(xué)習(xí)的中介作用——基于浙江中小企業(yè)的實(shí)證研究.科學(xué)管理研究,2010,(1).

朱少英,齊二石.組織學(xué)習(xí)中群體間知識(shí)共享行為影響因素分析.管理學(xué)報(bào),2009,6(4).

【責(zé)任編輯:許玉蘭;責(zé)任校對(duì):許玉蘭,楊海文】

F831.6/F249.21

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1000-9639(2011)02-0185-07

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教育部規(guī)劃基金項(xiàng)目(07JA790087);國家海洋局908專項(xiàng)課題(GD908—02—018);中山大學(xué)優(yōu)秀研究生導(dǎo)師逸仙創(chuàng)新人才培養(yǎng)計(jì)劃項(xiàng)目(10000—3126202)

陳 平(1965—),男,福建南平人,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,中山大學(xué)嶺南學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師(廣州510275);

歐 燕(1975—),女,貴州貴陽人,中山大學(xué)嶺南學(xué)院博士生(廣州510275)。