我國外商直接投資空間布局收斂性研究

姜亞鵬　屈娜

摘要：為考察在華外商直接投資空間布局狀況與區域間引資差異，文章從FDI區位選擇理論出發，在收斂理論基礎上，構建FDI收斂模型，考察空間效應在不同空間權重矩陣下對FDI收斂的影響。研究顯示，首先，1997-2019年中國各省份FDI存在正的空間相關性，存在一定的集聚效應；其次，收斂特征方面，在華外資不存在顯著的整體α收斂，各地區FDI存量差距并沒有明顯的縮減趨勢，但存在絕對p收斂和條件β收斂，這意味著地區間引進外資具有“追趕效應”，FDI低存量地區具有較高增速，并且，引入空間效應后的收斂系數和收斂速度都有所增加；最后，影響因素方面，除了FDI空間溢出有利于區域間引資均衡以外，傳統的戰略資源狀況、一般性資源狀況、市場狀況、技術水平等因素對引資收斂的積極作用仍值得重視。文章據此提出了重視空間聚集與空間溢出效應、引導區域間錯位發展、落實全國性重大區域發展戰略、提升區域引資能力等對策建議。

關鍵詞：外商直接投資空間布局；收斂模型；空間效應；追趕效應

一、前言與綜述

外商直接投資空間布局反映外資在東道國的區域配置特征，它通過投資乘數效應、技術溢出效應、就業帶動效應等方式促進著所在東道國駐地的經濟發展。自十一屆三中全會我國確立改革開放政策之后，中國引資能力和引資規模持續增長，外資日漸成為拉動我國經濟增長的重要力量，外資的區位選擇深刻影響著區域經濟發展和社會福利提升。

在華外資空間布局呈現緩慢演變的長期不均衡態勢。改革開放數十年來，在改革開放初期所執行的東部地區優先發展戰略背景下，我國各地引進外資規模長期不均衡，區域間差距顯著，總體仍呈現不均衡態勢，始終在東部高度聚集，中西部發展雖然較快但總體規模仍顯著較小。最近出現了些許緩慢的變化跡象，外商直接投資空間由集聚趨向分散均衡，呈現緩慢的北進西移態勢，其中外資高值集聚區逐漸向北推進，低值聚集區向西南收縮（胡志強，2018）。2018年中國外商直接投資企業共計593276家，其中廣東、上海、江蘇、浙江等東部沿海省（市、區）為483073家，合計占比高達81. 4%。以2018年的廣東和新疆兩地為例進行比較，2018年廣東省GDP為97278億元，外商直接投資額為1458.8億美元，新疆維吾爾族自治區GDP為12199億元，外商直接投資額則僅有0. 169億美元，差距之巨大顯而易見。

觀察在華外資空間布局收斂演變趨勢、識別外資空間收斂影響因素具有重要意義?！丁笆奈濉崩猛赓Y發展規劃》明確提出，“十四五”時期我國利用外資發展的目標是“利用外資規模位居世界前列，利用外資大國地位穩固，利用外資結構持續優化”，三個目標中的第一項我們己基本實現，但后兩項仍需進一步努力，而實現兩項目標的必由之路就是優化外資空間布局，這己成為我國供給側改革的題中應有之意，是國家高水平對外開放戰略的重要組成部分。本研究的理論意義至少有兩方面，首先，外資空間布局的表征、空間收斂進程的測度有助于豐富跨國公司區位選擇理論；其次，引入空間方法的收斂模型分析有助于更高效地實現研究對象的可視化，提升研究結論的可操作性。實踐意義亦至少有兩方面，首先，外資收斂趨勢分析有助于引導外資合理選址，提升外資區位選擇微觀決策與“西部大開發”、“中原崛起”“東北振興”等國家宏觀引資意愿的契合度；其次，影響外資收斂趨勢的因素分析有助于協調東道國區域間引資競爭，提升投資效率，減少資源錯配與逆向選擇。

對外資空間收斂分析及其影響因素識別具有支撐作用的文獻可以大體分為三類：收斂性研究、FDI空間布局研究、FDI空間溢出研究。首先，關于收斂理論的討論最早出現于新古典增長的經濟增長收斂問題研究中，之后延伸到其它領域。Mankiw等（1992）對索洛模型進行了擴展，將人力資本和物質資本同時加入模型中，得到了Mankiw-Romer-Weil收斂模型（MRW模型），他在文中提出了條件收斂的存在。這一新鮮領域的出現吸引了大量學者進入，但是于本研究有直接關系研究外商直接投資空間收斂的文獻上非常少見，多數文獻關注外資進入與經濟收斂間的因果關系。Wei（2007）的研究表明中國FDI地區分布不均衡性會導致地區間經濟增長差異增大，導致地區經濟持續發散；馬晶梅（2013）基于人力資本視角研究FDI與經濟增長空間收斂關系的觀察表明，FDI和人力資本要素對促進中國地區經濟增長均具有顯著推動作用；雷俐（2020）在空間收斂視閾下對外資對長江經濟帶區域經濟協調影響的討論表明，空間溢出和制度環境視角下的外商直接投資助推了長江經濟帶區域經濟發展，但由于長江經濟帶存在“以資引資”問題，外資可能僅對該區域資本存量較高地區產生水平增長效應，因而可能對長江經濟帶區域經濟的協調發展產生負向作用。汪文姣（ 2015）針對環渤海城市群外資中心收斂性和空間溢出性的研究發現，中國環渤海經濟圈的外資中心收斂態勢和空間溢出性十分顯著。其次，外資空間布局是企業微觀區位選擇的宏觀累積，最近數十年該領域的研究話題與研究方法均呈現顯著演進趨勢。研究話題方面，文獻關注熱點從外資在不同國家間的投資選擇轉變為在華外資在中國內部區域間的區位選擇。研究范圍方面，研究熱點從全國范圍內的東、中、西部板塊間的選擇轉變為某些升級區域間、某些產業內的選擇。FDI空間區位選擇影響因素方面，研究熱點從關注傳統的成本、市場等因素轉向更加關注集聚因素和制度因素，尤其值得注意的是，部分研究開始討論區域競爭環境、地方分權、晉升錦標賽、GDP賽跑等要素對FDI區位選擇的影響。與之相伴隨，研究方法方面亦更加趨向多樣化，從多元統計分析到傳統面板回歸，再到條件Logit概率模型、空間計量檢驗等，新方法層出不窮。其研究結論比較一致地強調了在華外資空間布局仍存在的不均衡現象，FDI空間布局總體上仍呈現數量上的“東多西少”，分產業流入類似地呈現“東高西低”態勢，在華外資分布從最初的在沿海地帶和沿長江流域的“T”型軸線上的集中轉向漸進式擴散轉移趨勢，并出現了高水平和低水平兩大穩定性較強的趨同俱樂部。最后，外資的空間外溢性與空間收斂性存在很大關系，Arrow（1970）和Frindly（1978）提出外資溢出效應、區域間距離對外商直接投資區位選擇影響顯著，越是密切接觸的、距離相近的企業空間外資溢出速度越快，溢出接受方的吸收效果也越好。其后的大量研究指出，從外資溢出作用效果看，外資溢出存在技術溢出、就業溢出和資本流動等正向溢出效應，也存在競爭效應、擠出效應等負向溢出。Thompson E（2002）研究指出，從溢出方向看，外商直接投資溢出效應存在顯著空間差異，外資聚集區的技術外溢性強于分散區域。羅雨澤等（2008）基于大數據的研究發現，外資溢出對內資企業具有鄰近溢出效應，這在一定程度上使不同區域間企業生產率的差距增大；鐘昌標（2010）基于中國各省（市區）1986-2008年的面板數據空間計量回歸發現，外資不僅存在地區內部的溢出效應，也存在地區之間的空間溢出。

綜上，目前關于外商直接投資的文獻主要是關注了外資區位選擇與空間溢出，但是對區域間外資進入差異及其空間收斂性分析較少，而且研究方法也多采用區位嫡指數、基尼系數、赫芬達爾指數、地理集中指數、EG指數和動態集聚指數等指標進行多元統計分析與傳統面板計量檢驗，可視化與可操作性不足，少數采用空間分析的文獻又缺乏對外資空間布局機理的考察，因而本研究試圖在空間探索性分析基礎上，將空間效應引入傳統收斂模型，從空間相關性和收斂性兩方面判別外資是否存在僅收斂或B收斂，并進一步識別影響外資空間布局收斂的影響因素。

本文可能的邊際貢獻主要有兩方面，一是以外資布局收斂問題引入空間效應，分析空間效應對外資收斂的影響；二是從空間視角進行外資收斂影響因素分析，進而判斷在華外資空間布局差異存在的主要原因。

后面部分行文主要結構如下，第二部分是機理分析與檢驗設計，將在分析外資收斂機理的基礎上，簡述研究方法、模型構建和數據來源；第三部分是實證分析部分，將在在華外資空間布局探索性分析的基礎上，分別考察傳統和空間效應下的α收斂、絕對β收斂與條件β收斂的具體情況；第四部分則根據前述分析進行結論總結并提出相應對策建議。

二、機理分析和檢驗設計

（一）收斂機理分析

外資空間布局演化是復雜的宏觀現象，它始于外資企業的微觀區位選擇，終于宏觀經濟的空間布局，外資空間收斂是外資空間布局演變的長期趨勢，這一收斂過程至少通過空間聚集提升、區域差異減小兩種途徑實現。

空間聚集方面，越來越多文獻從新經濟地理入手討論空間因素對經濟變量的影響問題。外資區位分布具有顯著的集聚特征，外資溢出效應路徑至少包含如下幾方面途徑：

（1）技術擴散效應。跨國公司帶來的先進技術和管理方法通過示范效應，帶動當地企業的技術進步，促進企業之間內部競爭，不斷促使企業創新發展，（2）產業鏈上的垂直溢出。外資企業通過產業鏈帶動周邊區域上下游企業實現技術進步與效率提升。（3）外資集聚區向周邊地區輻射。當集聚地區產生資本成本上升、資本擁擠等現象，外資會向周邊地區轉移，提升周邊地區外資規模。

因此，本文提出假設（1）：我國外商直接投資存在正向的空間溢出效應，各地區外資之間存在空間關聯。區域間差距變化分析方面，空間集聚的FDI通過溢出效應對鄰域產生正的外部性，這一鄰域間的作用過程具有自我強化效應，在位者、后來者與第三方間的網絡聯系、知識溢出、制度模仿均有助于克服后來者以及相關鄰域的后來者劣勢，進而使得聚集區域逐漸擴散。Barro和Sala- i-Martin（1991）最早從新古典經濟理論中發現了收斂模型，從新古典經濟增長模型資本邊際收益遞減入手，他們提出經濟落后國家具有較低的人均資本、較高的資本邊際產出特征，這意味著落后國家經濟增速會高于發達國家經濟增速，這就是經濟增長的收斂性，并依此得出了經濟穩態可能增加的結論。從這一邏輯出發，將收斂模型應用在外商直接投資空間布局方面可以看到，我國東部地區外資規模較高，相應的資本邊際產出低于外資規模小的中西部地區，此外中西部地區具有要素成本低、稅收低等優勢，在資本逐利性的趨勢下，外資引入水平低的區域擁有比外資引入水平高的區域更高的引入外資增長速度，因而該關系可以用收斂模型來衡量。但由于我國外資引入起步較晚，吸引外資的環境因素，如對外開放程度、人力資本、相關的產權保護制度、法律法規等軟實力以及基礎設施建設、市場規模等硬實力在地區之間不均衡，外資的進入可能存在路徑依賴特征，區域之間的外資進入差異縮小可能不明顯。因此本文提出假設（2）：雖然外資在各區域間差異縮小趨勢不顯著，但仍存在追趕效應，外資規模較小的中西部地區相比東部地區具有更高的外資引入速度，即存在收斂性趨勢。

（二）模型設計：從傳統收斂模型到空間收斂模型

1．傳統收斂模型

（1）α收斂。α收斂是指不同省份FDI存量的差異會隨時間的推進逐漸縮小，本研究采用省級FDI存量的變異系數δ進行度量。變異系數是衡量各觀測值變異程度的一個統計量，對兩個或多個樣本變異程度的比較時，當觀測值度量單位或均值兩者有一個不同時，需要采用標準差與平均數的比值來進行對比，即σ與x的比值，而不能僅用標準差來度量，其測算形如式（1）～（3）。其中，FDit表示第i個省份在第t年的實際FDI，n為省價個數。若δt+1<δt，說明該區域FDI存在α收斂；若δt+1>δt，說明該區域化城市FDI不存在α收斂。

（2）β收斂。盧收斂反映初始水平比較低的地區可能比初始水平高的地區具有更高的增長率，一般使用回歸模型來衡量，包括絕對B收斂模型、條件β收斂模型。

①絕對β收斂模型。絕對β收斂模型不考慮區域的自身特質，從各區域環境、政策相同的假設出發分析FDI增速與其初始值間的關系，檢驗各地區FDI是否會收斂于相同的均衡值。計算公式形如式（4），其中，In FDI it表示第i個省份在第t年的實際FDI存量，In FDIi0。表示期初的人均FDI。β小于0說明該區域存在絕對收斂，反之則意味著不存在絕對收斂，同時盧絕對值越大意味著收斂性越強。

②條件β收斂模型。絕對盧收斂是指在沒有控制那些影響因素的情況下，仍然存在不同省份間的收斂現象，而條件盧收斂是指在控制某些影響因素后，不同省份之間實現了收斂現象，也即條件收斂模型考察不同FDI水平的地區存在不同的均衡增長路徑，收斂于各自的均衡值，因此需要考慮不同經濟系統間的經濟結構變量，相對于絕對B收斂方程而言，條件收斂的解釋變量中多了經濟結構變量Xi，具體測算公式形如式（5），其中盧是條件收斂系數，盧小于0說明該區域存在條件收斂，反之則不存在條件收斂。同時，盧絕對值越大則收斂性越強。

2．空間收斂模型

考慮到在地理位置、要素流動、技術溢出等因素影響下，外資可能通過空間溢出效應顯著影響其鄰域發展，我們考慮在收斂模型中引入空間效應，構建空間收斂模型，來更真實地反映外資空間布局情況。具體模型包括空間滯后模型（SLR）、空間誤差模型（ SEM）和空間杜賓模型（SDM）三類。具體形如式（6）～（8）。

（1）絕對β收斂模型。下述模型中式（6）是空間滯后模型，主要關注區域間空間相關；式（7）是空間誤差模型，更關注誤差項引起的空間相關性；式（8）是空間杜賓模型，將同時考慮空間自相關與空間誤差。其中p為收斂系數，β為空間自回歸系數，主要用于反映被解釋變量的空間關聯性，即相鄰區域FDI對本地區FDI的影響；入為空間誤差系數，反映了模型殘差項間空間關聯性；W、ω為n×n階空間權重矩陣。我們通過LM檢驗進行模型選擇，通過Flaus-man檢驗判斷選擇固定效應還是隨機效應。

（2）條件B收斂模型。下述模型（9）～（11）為條件B收斂模型。其中，式（9）是空間滯后模型，式（10）是空間誤差模型，式（11）是空間杜賓模型。式中Xit是控制變量，其余參數均與前述絕對B收斂模型中參數意義一致。

（三）空間收斂模型細節設定

1．空間權重矩陣?？臻g權重矩陣（SpatialWeighting Matrix）是空間收斂模型區別于傳統計量經濟學的重要特征之一，也是空間計量核心之一，對最終檢驗結果具有較大影響。借鑒師博和任保平（2019）的方法，本研究采用鄰近反距離權重矩陣W1，、經濟反距離權重矩陣W2、經濟鄰近權重矩陣W3等三種復合空間權重矩陣，復合空間權重矩陣能夠彌補單一形式權重矩陣的缺陷，使檢驗結果更具說服力。其中，使用W，與W.采用各賦50%權重的加權平均，即0. 5*W1+0. 5*W2?；A空間權重矩陣主要有以下三種，①鄰接權重矩陣，這里使用Queen鄰接矩陣，測度標準是，相鄰區域如有共同的邊或

2．收斂速度和周期。收斂速度和收斂周期可以進一步判斷各區域FDI未來的收斂趨勢。其中，收斂速度通過收斂系數P來衡量，s= -ln（l +p）T，其中T指時間間隔，本文T取18。收斂周期定義為FDI水平較低地區收斂于水平較高地區FDI -半水平所需的半生命周期，其中r=ln （2）／s。

3．空間效應模型的選擇。首先通過比較傳統OLS模型與空間模型，考察空間效應納入模型的必要性。目前共有沃爾德檢驗、似然比檢驗和拉格朗日乘子檢驗等3種基于最大似然原理的檢驗方式，其中拉格朗日乘子檢驗是基于原假設成立情況而進行的，因此只需要進行最小二乘估計，所以最為常用。本文選取LM和RLM檢驗方法來確定選擇空間滯后模型、空間誤差模型還是空間杜賓模型，并在三種權重矩陣下分別進行。Anselin首次提出利用LM統計量檢驗選擇SEM或者SLM，并于2006年又進一步給出了穩健的拉格朗日乘子檢驗，判斷準則如下：如果LM- SEM顯著而LM- SLM不顯著，那么選擇SEM，反之則選擇SLM;如果LM-SEM、LM-SLM均顯著，則利用RLM進行檢驗，如果RLM-SEM顯著而RLM-SLM不顯著，則選擇SEM，反之則選擇SLM；如果兩者均顯著，則選擇更為顯著那一個。其次還需進一步通過LR檢驗和Wald檢驗考察SDM模型能否退化為SLM或SEM模型，判斷準則如下：如果θ=0和θ= -pp的原假設同時無法被拒絕，那么選擇SDM模型；如果θ=0無法被拒絕，且SLM的LM檢驗顯著，那么選擇SLM;如果θ= -pβ無法被拒絕，且SEM的LM檢驗較顯著，則選擇SEM模型。

（四）變量與數據

1．被解釋變量。根據上文理論模型部分，在FDI的d收斂性的研究中，被解釋變量選取以1997年為基年的外商直接投資額；在FDI的盧收斂性研究中，被解釋變量選取以1997年為基年的外商直接投資額的增長率（Y），并進行取對數后進行差分。

2．解釋變量。根據外商直接投資的相關理論和研究，在FDI的盧收斂性研究中，核心解釋變量選取以1997年為基期的外商直接投資額，并按照當年兌美元匯率換算成人民幣。

3．控制變量。我們根據FDI進入的動因差異選取FDI的條件β收斂性檢驗所需控制變量。借鑒鄧寧（John H Dunning）將對外直接投資動因劃分為自然資源導向型、市場導向型、效率導向型及戰略資產導向型等四類的做法，結合數據的可得性，本文將FDI分為資源導向型FDI、市場導向型FDI和技術導向型FDI等3類外商直接投資，并據此選取相應變量。其中，我們進一步將資源導向型FDI分為自然資源導向型、要素導向型兩類。其中自然資源導向型對外直接投資是為了尋找及開發以石油礦產為主的自然資源而興起的海外投資，選取自然資源和土地資源占用成本來表征；要素導向型對外直接投資是為了尋求類似廉價勞動力等要素的海外投資，以勞動力總量和人力資源等變量來表征；市場導向型對外直接投資動因為鞏固、擴大原有市場，開辟新市場，選取經濟發展水平和工業化水平兩變量表征；技術導向型對外直接投資動因是為獲取東道國技術或技術溢出的海外投資，選取技術水平來進行表征。更多細節詳見表1。

4．樣本選擇與數據采集。出于數據完整性與統計口徑一致性考慮，本次檢驗的樣本數據選取為1997-2019年中國除港澳臺和西藏以外的30個?。ㄊ?、區）的面板數據，各變量數據采自歷年《中國統計年鑒》、《中國城市統計年鑒》和各省（市、區）統計年鑒。

三、實證檢驗過程與檢驗結果

（一）探索性空間檢驗

建立空間計量模型前首先要確定對象是否存在空間相關，我們采用全域莫蘭指數、局域莫蘭指數（Moran's I）進行空間相關性檢驗。

1．全域空間相關性。全域莫蘭指數用于測算整體是否存在空間相關，計算公式形如式（12），其中i和j代表不同區域，Xi和Xi代表不間區域外資規模水平，n表示所研究區域的總數，w ij是空間權重矩陣。全域莫蘭指數I越大代表空間正相關性越強，反之則意味著空間負相關性越強。1997-2019年30個?。ㄊ?、區）實際FDI莫蘭指數如表2所示。

表2顯示，絕大多數?。ㄊ?、區）各年莫蘭指數均大于O且逐年增強，這意味著外商直接投資空間效應逐漸增大，各地區對其周邊的影響日漸增強。顯著性方面，除2000、2009、2010和2018等4年以外各年份P值均小于5%，而2018年莫蘭指數P值較大且不顯著，其原因可能在于該年份大部分省份的FDI規模出現了大幅度下降。

2．局域空間相關性。局域莫蘭指數彌補了全局莫蘭指數只能檢驗整體空間自相關性的缺陷，可以探測區域內部是否存在異常值或存在集聚現象，并確定它的范圍和位置，可用于測算不同區域空間相關性的非典型特征（Anselin，1995），其計算公式形如式（13）。我們用該公式測度區域i的FDI與周邊FDI的相關性，所涉及變量含義與全域莫蘭指數類似。其中，使用Queen相鄰的二進制空間權重矩陣，即只要區域i、j有著共同的頂點或共用邊就可判定i、j兩區域為鄰居關系，二進制空間權重矩陣W ij，就記為1，否則為O。測算結果中正的，值表示高一高聚集或低一低聚集，也稱為熱點或冷點區域，負的，值表示高一低聚集或低一高聚集。

進一步運用Geoda軟件，以11年為一個跨度周期，選取1997、2008、2019等3個年份計算各省（市、區）實際FDI莫蘭指數，獲得Morano散點圖形如圖1，進而編制FDI省際聚集分區表形如表3。

圖1、表3顯示，考察期內莫蘭指數值均為正值，但FDI布局顯著不均衡，FDI熱點均處于東部，冷點均處于西部。其中高一高聚集省份逐年增多，從1997年的5個增加到2008年的6個，再增加到2019年的10個；低一低聚集省份數量則明顯縮減，從1997年的16個減少到2008年的15個，再到2019年的12個，減少幅度不大但是趨勢明顯。

至此，檢驗證明了機理分析中的假設一，即我國外商直接投資存在正向的空間溢出效應，各地區外資之間存在空間關聯。

（二）空間收斂性檢驗

1．α收斂性檢驗。根據上文α收斂理論，利用FDI變異系數衡量α收斂值，測算結果形如圖2。

由圖2可以得到以下幾方面結論，首先，我國利用外資規模不存在整體上的顯著α收斂。1997-2019年全國FDI總體的α收斂系數趨勢呈現倒U型，以2012年為分界，2012年至今變異系數不斷擴大，并在2019年明顯回落至往年最低水平，這意味著全國整體范圍內FDI差異在增大，不存在明顯的α收斂。其次，東中西部各板塊存在較小的α收斂可能。其中東部地區FDI的α收斂系數總體呈緩慢下降趨勢，說明存在明顯的α收斂趨勢；中部地區FDI的α收斂系數趨勢呈現倒U型，其中2016年到2019年呈現波動趨勢，2019年下降至往年最低水平，說明存在較小的α收斂趨勢；西部地區FDI α收斂系數總體呈上升趨勢，直至2019年α收斂系數回落至往年最低水平，說明西部地區間FDI差異不斷增大，存在較小的α收斂可能。最后，從區域間FDI規模差異角度看，東部地區區域間FDI差異最小，中部次之，西部最大。

2．β收斂性檢驗。雖然前述檢驗顯示不存在整體上的顯著α收斂趨勢，但考慮到收斂假說指出即使盧收斂是α收斂存在的必要條件，但α收斂并不是盧收斂的充要條件，加之盧收斂能夠反應隨機因素沖擊導致的收斂可能，因而我們將進一步檢驗是否存在絕對盧收斂、條件盧收斂。

（1）絕對β收斂檢驗

絕對β收斂指不考慮地區間差異，不添加附加約束條件下的盧收斂情況，我們構建傳統收斂模型和空間收斂模型，分別檢驗盧收斂結果并進行對比。

①模型選擇。模型選擇檢驗結果詳見表4。首先判斷是否有必要引入空間效應。從LM和RLM檢驗值可以看出，在三種空間權重矩陣下LM均通過10%的顯著性水平檢驗，表明利用0LS估計會模型存在誤差，這意味著有必要將空間效應納入模型；其次，空間模型的選擇方面，RLM檢驗值通過1%的顯著性水平，這意味可以選擇空間杜賓模型；再次，進一步，在不同反距離權重條件下判斷SDM空間杜賓模性能否退化為空間滯后模型或空間誤差模型。其中，鄰近反距離權重矩陣下，LR檢驗和Wald均通過10%顯著性水平，拒絕0=0和o= -pp的原假設，因此SDM不能簡化為SEM或SLM，因而選擇SDM空間杜賓模型。在經濟反距離權重矩陣下，LR檢驗均通過10%顯著性水平，Wald檢驗未通過空間誤差模型1%的顯著性水平檢驗，無法拒絕θ= -pβ的原假設，因此SDM模型可以簡化為空間誤差模型。在鄰近經濟權重矩陣下，LR檢驗和Wald檢驗均通過了空間誤差模型10%顯著性水平，均未通過空間滯后模型1%顯著性水平檢驗，無法拒絕θ=0的原假設，因此SDM模型可以簡化為SLM空間滯后模型；最后，三種權重矩陣下Hausman檢驗結果均顯示應選擇固定效應。

②檢驗結果分析。絕對盧收斂的檢驗結果詳見表5。從表5可以看到，首先，無論傳統OLS估計還是考慮空間效應的三種復合權重估計，FDI的收斂系數均為負，這意味著全國范圍內在華外資存在顯著的絕對B收斂，FDI總額較低地區相比FDI總額較高地區有更高的增長速度，存在追趕效應，全國范圍內FDI總額具有走向同一水平的趨勢；其次，結果顯示，考慮空間效應后收斂系數絕對值更大，收斂速度更快，相應的收斂半生命周期更短，說明空間效應對FDI的收斂有一定正向作用，能更真實反應FDI收斂速度，對加速收斂具有促進作用；最后，不同的空間權重矩陣下的空間溢出效應系數P均顯著且方向一致，表明在三種空間權重矩陣下全國范圍內FDI均存在正向空間溢出，且周邊鄰域地區的FDI增長速度對本地區FDI存量增長具有一定促進作用，即FDI存量高的地區會促進鄰近地區的FDI吸收。

（2）條件β收斂檢驗

條件盧收斂指考慮地區間差異，增加控制因素進行約束的盧收斂，它反映的是各地區是否趨于向自己長期期望值收斂，同樣地，我們構建傳統收斂模型和空間收斂模型進行不同條件下盧收斂模型檢驗并比較結果。

①模型選擇。首先判斷空間效應納入模型的必要性，檢驗結果詳見表6。LM和RLM檢驗值結果顯示應選擇空間杜賓模型；其次，進一步判斷空間杜賓模性能否簡化為空間滯后模型或空間誤差模型。與前述檢驗準則一致，三種空間權重矩陣下均應選擇空間杜賓模型；最后，在三種權重矩陣下的Hausman檢驗結果均顯示應選擇固定效應模型。

②檢驗結果分析。條件盧收斂的檢驗結果詳見表7，其中模型5是不考慮空間效應的檢驗結果，模型6-8是引入空間效應的檢驗結果。

β收斂檢驗可以得到以下3方面結論，首先，傳統OLS模型和空間收斂模型的系數均小于0，這意味著全國范圍內外商直接投資存在顯著的條件β收斂。

其次，三種空間權重矩陣下空間效應系數D／λ并不一致，這意味著空間權重矩陣的選擇對空間效應判斷具有一定影響。從收斂速度來看，空間收斂模型具有更高的收斂速度，OLS估計下收斂速度為6%，在三種空間權重矩陣下，收斂速度分別是19.6%、22. 94%和21.2%；再次，相比絕對B收斂結果，添加控制變量的條件B收斂系數絕對值更大，即條件B收斂具有更明顯的收斂效果。

最后，模型控制變量對FDI收斂速度影響各異。一是地方財政耕地資源稅、人均GDP、工業化水平對區域FDI增長具有一定正向作用。我們認為，地方財政耕地資源稅對外商直接投資增長率具有正向作用的原因可能如下：耕地資源稅收是針對土地的經濟特征——固定性、稀缺性而征收的稅收形式，具有促進土地資源合理利用、調節土地收益分配、促進企業公平競爭等作用，因此耕地稅收高的原因可能是固定土地資源緊缺、土地需求過高等，而這種現象往往傾向于在經濟發達地區、產業集聚地區產生，這些地區對FDI具有較強的吸引力，耕地資源稅在一定程度上可以反應地區經濟發展水平，因此耕地資源稅對FDI增長具有促進作用；人均GDP對外商直接投資增長具有正向作用，說明提高地區經濟發展水平有助于FDI的增長；工業化水平對外商直接投資具有正向作用，工業化水平發達地區能夠形成完整的產業鏈條，能夠形成與外商直接投資較為吻合的產業關聯，從而吸引相關外資進入。二是地方財政資源稅對外商直接投資具有負向作用，說明高企的資源稅會讓外資尋求成本更低的替代品或選擇其它投資目的地。三是勞動力總量、勞動力素質和技術水平對外商直接投資的影響在傳統B收斂模型下和空間B收斂模型下方向均不顯著，我們推測其原因可能在于兩方面：一方面是勞動力因素本身所存在的區域間顯著差異導致檢驗結果不理想；另一方面，生產中技術投入到產出的過程既具有風險，且回報周期較長，短期內可能對FDI的影響不顯著，因此這三個變量對FDI的增長作用均不明顯。

3．穩健性檢驗。穩健性檢驗從分樣本回歸與分段回歸進行。首先，樣本回歸將全國劃分為東、中、西三個板塊，分別檢驗不同區域的收斂情況；其次，分段回歸以2008年為時間節點進行分段回歸。2008年全球金融危機的爆發導致了FDI波動，在一定程度上反映了經濟周期對回歸結果的影響，因此，將樣本觀察期劃分為1997-2008年、2009-2019兩個階段。其中，權重矩陣選擇方面，考慮到經濟和地理復合矩陣更能反應變量的真實空間依賴特征，本研究選擇經濟反距離權重矩陣或鄰近經濟權重矩陣進行檢驗，檢驗結果詳見表8。

由表8穩健性檢驗可以得到以下三方面結論：首先，不同區域和不同時段條件下β收斂狀況與收斂系數均顯著為負，與前述檢驗中的β收斂結果一致，驗證了前述檢驗結果的穩健性；其次，分樣本檢驗中，東部地區空間收斂模型收斂系數比0LS回歸系數更大，而中、西部地區空間收斂模型收斂系數較之OLS回歸系數則變得更?。蛔詈?，空間收斂系數和收斂速度依照東部、中部、西部的次序依次遞減，且2008年后收斂速度明顯加快。

至此，我們通過收斂分析與穩健性檢驗證明了假設2，雖然外資在各區域間差異縮小趨勢不顯著，但仍存在追趕效應，外資規模較小的中西部地區相比東部地區具有更高的外資引入速度，即存在空間收斂性趨勢。

四、結論和建議

（一）基本結論

1．空間相關性方面，1997-2019年Moran.s總體上都顯著大于0，表明全國范圍內FDI存在正的空間相關性，有空間聚集特征。值得特別關注的是，FDI空間集聚特征呈現東熱西冷態勢，東部地區之間具有高一高集聚特征，且東部地區聚集數量逐年增多。但值得欣慰的是，西部地區雖然低一低集聚特征較明顯，但低一低聚集的數量在逐年減少，主要集中在云南、新疆、陜西、青海、寧夏、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、貴州、甘肅、福建等地區。

2．空間收斂趨勢方面，我國利用外資規模巨大但區域發展不均衡，利用外資規模整體上不存在顯著的α收斂，但存在顯著的絕對盧收斂和條件β收斂。α收斂檢驗顯示，FDI不存在整體顯著α收斂，表明FDI存量整體差異性縮減幅度較小，分各板塊來看，東部地區省際差異性最小，中部、西部依次增大，且西部地區的省際差異仍存在繼續擴大趨勢；盧收斂顯示，省際之間存在顯著的絕對盧收斂、條件B收斂，這意味著FDI存量較低的地區較之FDI存量較高的地區具有更高的增長率；考慮控制變量后的條件盧收斂仍顯著，表明考慮地區間差異條件后，各地區FDI規模會逐漸收斂于各自的均衡狀態；

3．外資空間收斂影響因素方面，首先是空間溢出有利于促進外資空間布局的收斂。盧收斂檢驗中，FDI初始值的空間溢出系數無論是經濟還是地理因素權重矩陣下均為正值，表明鄰近地區FDI具有一定空間依賴性，FDI存量較高地區所產生的正向空間溢出有利于促進區域間引進外資均衡；其次，控制變量中的地區土地資源稅收、地區人均GDP和工業化水平對FDI增長具有顯著促進作用，地區財政資源稅收對FDI增長起到抑制作用，而勞動力總量、勞動力素質和技術投入對FDI增長的作用不顯著。

（二）對策建議

針對研究結論我們提出以下建議：

首先，充分重視空間聚集與空間溢出效應，通過跨區域協作誘導區域引資加速收斂。各區域切實重視臨域間空間溢出與空間依賴，積極推進鄰域間協同，提升區域間引資收斂速度。全國整體上，要充分利用FDI空間集聚、空間溢出作用。整體Moran s指數總體上顯著大于O表明全國范圍內FDI存在正的空間相關性，FDI不僅對投入地區具有溢出作用，而且對鄰近地區、相關產業產生技術溢出、知識溢出等跨區域空間作用，實踐中應積極利用跨區域垂直產業鏈分工，以跨區域母子公司、跨區產業聯盟等方式充分發揮跨國公司優勢；各區域板塊方面，要鼓勵外資網絡關鍵節點在提升自身優勢的同時著力加強與其他省域的聯動，發揮引資帶動作用，形成板塊競爭優勢。H-H聚集的浙江、山東、江西、湖南、湖北、河南、安徽、上海、江蘇、廣東等地區要勇于站出來，承擔應當承擔的空間輻射作用與扶助牽引責任，縮小區域差異、城鄉差異。L-L聚集的云南、新疆、陜西、青海、寧夏、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、貴州、甘肅、福建等地區要結合本地稟賦，抓住全國與區域性產業結構調整機遇，優化軟硬件環境，積極接收H-H聚集地區的產業轉移。H-L聚集的四川、北京、河北、山西、天津、海南、廣西、重慶等地區要切實加強與相鄰高水平區間的合作，吸收高水平地區外資的空間溢出效應。

其次，重視區域稟賦差異與產業結構，引導區域間錯位發展。地區間簡單的GDP競賽可能帶來惡性競爭與低水平重復，為避免資源錯配，各地區應從自身與鄰域間的稟賦條件與制度環境入手，實施生態位分離策略，有針對性地為重點產業引資，推進區域間錯位發展。具體來講，東部城市可以充分發揮自己在規模經濟和集聚經濟方面的優勢，加速引資從量向質的轉變，中部城市應進一步提高人力資本水平，積極承接來自東部的產業轉移，西部地區則可以借助改善基礎設施條件、提高技術水平的環境建設機遇，引入要素導向型、市場導向型等外資進入，做大做強當地特色產業。

再次，落實全國性重大區域發展戰略，為內陸地區爭取更多的外資。收斂性檢驗顯示，雖然全國范圍內利用外資規模不存在顯著的整體上FDI的α收斂，但存在顯著的絕對I3收斂、條件β收斂，這意味著FDI存量較低地區有著更大的增長率，這一方面要求中西部地區發揮后來者優勢主動出擊積極引資，另一方面要求我國切實將“長江經濟帶建設”“京津翼協調發展”“振興東北等老工業基地”“中原崛起”等全國性區域發展戰略落到實處，引導外資向中西部轉移。

最后，全面優化軟硬件環境，進一步提升區域引資能力。收斂檢驗顯示，作為影響FDI區位選擇的傳統因素，市場規模、基礎產業發展、勞動力素質等因素仍值得重視，在充分尊重市場規律前提下，各地區在提升區域經濟發展水平的同時，應積極優化軟硬件環境，推進筑巢引鳳。一方面要持續加大基礎設施投入，尤其是信息基礎設施建設，實現區際互通，以跨部門、跨區域協同吸引更多外資進入。另一方面要加強軟環境建設，在深刻理解引資負面清單基礎上，實行重大外資項目協調服務首問負責制，明確專人跟蹤、落實涉外投資項目，積極參與解決企業在核準、審批、建設及開工中所遇到的困難，按照從便、從快原則推進外資項目順利實施，爭取早簽約、早注冊，全面提升涉外項目簽約率、履約率、資金到位率及投產開工率，構建高水平對外開放區域新格局。

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