周彩霞 郭 瑜

一、問(wèn)題的提出

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)利用的外商直接投資（FDI）數(shù)量不斷增長(zhǎng)。根據(jù)商務(wù)部的利用外資統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，2009年全球吸收FDI由于次貸危機(jī)下降了約30%，而中國(guó)只下降了2.56%，實(shí)際利用外資900.33億美元，隨后迅速恢復(fù)了持續(xù)增長(zhǎng)的勢(shì)頭。2010年實(shí)際使用外資1,057.35億美元，同比增長(zhǎng)17.44%；2011年實(shí)際使用外資1,160.11億美元，同比增長(zhǎng)9.72%；2012年實(shí)際利用外資1,117.16億美元，同比雖略有下降，但中國(guó)已連續(xù)20年成為利用外資最多的發(fā)展中國(guó)家。作為一個(gè)科技水平相對(duì)落后的后發(fā)國(guó)家，中國(guó)對(duì)外開(kāi)放的重要目的之一是希望能實(shí)現(xiàn)“以市場(chǎng)換技術(shù)”。從理論上說(shuō)（如：Kinoshita Yuko, 2001），F(xiàn)DI作為資本與技術(shù)的集合體，不僅可直接為東道國(guó)帶來(lái)先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、經(jīng)營(yíng)管理理念，還能通過(guò)示范-模仿效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、對(duì)外聯(lián)系效應(yīng)、培訓(xùn)效應(yīng)等渠道對(duì)東道國(guó)企業(yè)產(chǎn)生正的技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而帶動(dòng)?xùn)|道國(guó)技術(shù)進(jìn)步。但實(shí)際上，針對(duì)FDI對(duì)我國(guó)的技術(shù)進(jìn)步到底是正向還是負(fù)向作用，作用強(qiáng)度究竟有多大等問(wèn)題，理論界長(zhǎng)期存在較大爭(zhēng)議。正反兩方面的觀點(diǎn)都得到了大量理論及實(shí)證研究的驗(yàn)證。

很多學(xué)者對(duì)FDI推動(dòng)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的作用持否定態(tài)度。冼國(guó)明，葛順奇（2002）提出，跨國(guó)公司大量采用加工貿(mào)易的生產(chǎn)方式，形成一種“孤島經(jīng)濟(jì)”，對(duì)東道國(guó)的技術(shù)溢出有限。張海洋、劉海云(2004) 的研究表明，外資集中在技術(shù)水平相對(duì)較低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，主要為了占領(lǐng)市場(chǎng)或是利用中國(guó)廉價(jià)勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)，無(wú)助于我國(guó)工業(yè)企業(yè)引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)；平新喬，關(guān)曉靜、鄧永旭等人（2007）的研究表明：外資份額與內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率不顯著相關(guān)；外資對(duì)中國(guó)企業(yè)縮小與國(guó)際先進(jìn)技術(shù)水平之間距離沒(méi)有顯著作用，反而會(huì)妨礙內(nèi)資企業(yè)通過(guò)自主創(chuàng)新縮小與國(guó)際先進(jìn)技術(shù)水平之間距離的努力。何元慶（2007）基于1986年～2003年省際面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)TFP的影響不顯著。劉艷萍，謝鵬（2011）對(duì)1998年～2007年上海20個(gè)制造行業(yè)數(shù)據(jù)分析的結(jié)果表明FDI沒(méi)有明顯的外溢效應(yīng)。

與之同時(shí)，也有很多學(xué)者對(duì)FDI促進(jìn)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的作用持肯定態(tài)度。如陳國(guó)宏，鄭紹濂，桑賡陶（2000），包群、賴明勇(2003) 等曾證實(shí)，外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資工業(yè)部門存在現(xiàn)實(shí)的技術(shù)外溢效應(yīng)；江小涓（2002）領(lǐng)導(dǎo)的課題組調(diào)研發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)企業(yè)為外企提供產(chǎn)品配套的能力在不斷提高，外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度明顯提高。王紅領(lǐng)，李稻葵，馮俊新（2006）發(fā)現(xiàn)FDI的進(jìn)入加劇了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，優(yōu)勝劣汰使得留下的企業(yè)變得更強(qiáng)大。Shiu，Heshmati（2006）對(duì)1993年～2003年間中國(guó)30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率（TFP）提升具有顯著影響。胡娟，李?。?010）的實(shí)證分析表明廣東省吸納的FDI對(duì)整個(gè)工業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)是存在的，但貢獻(xiàn)低于內(nèi)資。

還有學(xué)者從產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、時(shí)期、技術(shù)類型、區(qū)域差異等更細(xì)致的角度分析了FDI對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響。謝建國(guó)（2003）認(rèn)為，F(xiàn)DI提高了中國(guó)工業(yè)制成品及高技術(shù)含量產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，但對(duì)初級(jí)產(chǎn)品和一般技術(shù)制造業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力不具有顯著影響。張宇（2007）基于1980年～2004年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析表明，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步所起到的積極影響更多地表現(xiàn)為一種長(zhǎng)期的趨勢(shì)性特征，短期內(nèi)無(wú)法得到有效的體現(xiàn)。宣燁，李光泗(2008)指出FDI對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的正向影響主要體現(xiàn)在外觀設(shè)計(jì)、實(shí)用新型專利方面，對(duì)發(fā)明專利的促進(jìn)作用相對(duì)較弱。李文秀，顧乃華（2012）研究發(fā)現(xiàn)，2001年～2008年間我國(guó)TFP水平和增速在地區(qū)間不平衡的現(xiàn)象較突出，F(xiàn)DI的外溢效應(yīng)呈現(xiàn)俱樂(lè)部特征：在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)FDI會(huì)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，而在欠發(fā)達(dá)地區(qū)無(wú)此效應(yīng)。許培源（2012）則較為全面地分析了我國(guó)對(duì)外開(kāi)放與TFP增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

由此可見(jiàn)，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用受到諸多外部因素的影響，之所以會(huì)得到截然不同的研究結(jié)果，與研究對(duì)象、研究時(shí)段、研究方法等的選取有密切關(guān)系。中國(guó)各省際間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在巨大差異，引入的FDI分布極不均衡，呈現(xiàn)“東高西低”的基本格局。廣東、江蘇、上海、浙江等東部沿海地區(qū)由于區(qū)位條件、人力資本以及基礎(chǔ)設(shè)施等方面的優(yōu)勢(shì)，吸引的FDI占據(jù)了全國(guó)絕大部分份額。以2011年為例，江蘇、廣東實(shí)際利用FDI為321.32億美元和217.98億美元，分別占全國(guó)實(shí)際利用FDI的27.7%和18.8%，兩省之和接近全國(guó)的一半份額。由于這些東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省市企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平也一般遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平，如果以中國(guó)作為整體來(lái)研究FDI對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響程度，可能會(huì)低估與FDI相關(guān)的技術(shù)水平，得出的結(jié)果必然是不準(zhǔn)確的。因此，本文選取中國(guó)吸收FDI最多的江蘇、廣東兩省作為研究對(duì)象，以TFP作為技術(shù)水平的度量，通過(guò)兩省的比較來(lái)分析FDI對(duì)TFP的可能影響，并通過(guò)外資來(lái)源、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面因素的對(duì)比，以期對(duì)實(shí)證分析的結(jié)果差異進(jìn)行解釋。

二、江蘇及廣東的FDI及TFP概況比較

（一）江蘇、廣東實(shí)際利用FDI概況

自改革開(kāi)放到20世紀(jì)80年代末，中國(guó)實(shí)際利用的FDI金額非常小，限于數(shù)據(jù)的可得性，本文的研究時(shí)段為1989年～2011年，數(shù)據(jù)來(lái)源為歷年《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》和《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1989年～2011年江蘇及廣東省實(shí)際利用FDI金額如圖1所示。江蘇、廣東1989年實(shí)際利用的FDI金額分別僅為0.95億美元和11.56億美元；1991年～1993年間，江蘇實(shí)際利用FDI經(jīng)歷了飛躍式增長(zhǎng)，三年的增長(zhǎng)率分別為71.01%，589.17%和94.34%。1992年～1993年廣東實(shí)際利用FDI金額增長(zhǎng)也較快，增長(zhǎng)率分別為103.04%和104.15%。這顯然與1992年前后中國(guó)明確市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制走向，加大對(duì)外開(kāi)放力度有密切關(guān)系。1993年后，兩省實(shí)際利用FDI的年增長(zhǎng)率基本處于30%年～50%的區(qū)間，沒(méi)有再出現(xiàn)超過(guò)50%以上的增速。2005年后，江蘇實(shí)際利用FDI金額超越廣東，且增速更快，二者差距呈不斷擴(kuò)大趨勢(shì)。受2008年危機(jī)的影響，2008年～2009年期間兩省實(shí)際利用FDI金額增速放緩。之后，江蘇省實(shí)際利用FDI繼續(xù)大幅增長(zhǎng)，進(jìn)一步擴(kuò)大了領(lǐng)先廣東省的優(yōu)勢(shì)。2011年江蘇省實(shí)際利用FDI為321.32億美元，廣東省則為217.98億美元，江蘇比廣東要多出近50%。

（二）江蘇、廣東的TFP估算

TFP是衡量技術(shù)水平的一個(gè)重要指標(biāo)。在“希克斯中性”技術(shù)進(jìn)步的假設(shè)下，假設(shè)江蘇、廣東的生產(chǎn)函數(shù)為“柯布-道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)：

其中：Y是經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，以GDP替代；At為技術(shù)系數(shù)；K為資本要素，用全社會(huì)固定資本存量表示；L為勞動(dòng)投入，用年底就業(yè)人數(shù)表示；α和β為資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，且滿足：α＋β=1。

對(duì)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，得到如下回歸方程：

由此即可利用最小二乘法計(jì)算出相應(yīng)的α值和β值，并根據(jù)TFP=Y/KαLβ的公式計(jì)算出TFP值。

Goldsmith開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)盤存法是目前估計(jì)資本存量最通用的方法，計(jì)算公式為：Kt= Kt-1(1-δt)+It，其中，K表示資本存量，δ表示折舊率，I表示投資或第t年的資本形成額。江蘇，廣東兩省1989年～2005年資本存量數(shù)據(jù)取自呂冰洋（2007），2006年～2011年的資本存量數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》所提供的兩省資本形成額，采用永續(xù)盤存法（設(shè)年折舊率為5%）和相應(yīng)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算得到。所有年份的資本形成總額均換算為以1978年價(jià)格計(jì)價(jià)。

此外，TFP計(jì)算涉及的地方生產(chǎn)總值數(shù)值及就業(yè)人數(shù)取自《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》和《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》。GDP亦根據(jù)兩省各自的GDP指數(shù)（1978＝100）折算為以1978年價(jià)格計(jì)價(jià)。

為使不同年度的FDI具有可比性，按各年度人民幣對(duì)美元年平均匯價(jià)（中間價(jià)）折算為人民幣，再根據(jù)GDP指數(shù)（第二產(chǎn)業(yè)）進(jìn)一步換算為以1978年價(jià)格計(jì)價(jià)。

圖1 江蘇省及廣東省實(shí)際利用FDI金額（1989年～2011年）

計(jì)算得到兩省各年度的TFP值，結(jié)果如圖2所示。

由圖2可見(jiàn)，兩省的TFP值20余年間出現(xiàn)過(guò)數(shù)次交替，但大致變化趨勢(shì)呈現(xiàn)較高的一致性：1990年～1997年為上升區(qū)間；1997年起兩省的TFP值均總體呈下降趨勢(shì)。江蘇的TFP從2004年開(kāi)始有所緩慢波動(dòng)，而廣東下降的趨勢(shì)卻仍在繼續(xù)，2005年后，江蘇的TFP值超過(guò)廣東。TFP的下降趨勢(shì)在一定程度上表明，1997年以來(lái)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)兩省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)實(shí)際上是遞減的，高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴的是資本及勞動(dòng)等生產(chǎn)要素投入的增加。經(jīng)過(guò)2008年前后幾年的調(diào)整，兩省TFP值從2009年開(kāi)始呈現(xiàn)小幅緩慢上升的趨勢(shì)，江蘇省依舊保持了略高于廣東的態(tài)勢(shì)。

三、兩省FDI與TFP相關(guān)關(guān)系分析

江蘇及廣東兩省FDI與TFP相關(guān)關(guān)系的分析依以下三個(gè)步驟來(lái)完成：一是利用單位根檢驗(yàn)確定FDI與TFP時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；二是利用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法來(lái)確定FDI與TFP間是否具有協(xié)整關(guān)系；三是采用Granger因果檢驗(yàn)法考察FDI與TFP之間的因果關(guān)系。

（一）FDI與TFP時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前必須對(duì)分析所涉序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。平穩(wěn)序列是零階單整的，記為I（0）；一個(gè)非平穩(wěn)序列經(jīng)過(guò)d階差分后為平穩(wěn)序列，則稱此時(shí)間序列為d階單整，記為I（d）。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)法對(duì)1989年～2011年江蘇、廣東兩省的FDI、TFP時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以SIC(Schwarz Information Criterion)準(zhǔn)則為標(biāo)準(zhǔn)選擇滯后期，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

從表1可知，江蘇和廣東的FDI，TFP數(shù)列存在單位根，是非平穩(wěn)的；但它們的一階差分都是平穩(wěn)的。我們可以進(jìn)一步檢驗(yàn)二者間的協(xié)整關(guān)系。

（二）FDI與TFP間的因果關(guān)系檢驗(yàn)

所謂協(xié)整是指兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)的變量序列，其某個(gè)線性組合后的序列呈平穩(wěn)性。協(xié)整的經(jīng)濟(jì)意義在于兩個(gè)變量雖然具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但如果是協(xié)整的，則它們之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。反之，它們之間就不存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。本文采用Engle-Granger兩步協(xié)整檢驗(yàn)法。建立如下所示的一元線性回歸模型：

圖2 江蘇、廣東全要素生產(chǎn)率（TFP）值估算結(jié)果（1989年～2011年）

表1 江蘇及廣東FDI、TFP時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

用最小二乘法給出其參數(shù)估計(jì)，并保存殘差et，作為均衡誤差εt的估計(jì)值。對(duì)兩個(gè)協(xié)整變量而言，均衡誤差必須是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)殘差序列et的平穩(wěn)性，如果et是平穩(wěn)的，則TFPt與FDIt是協(xié)整的；反之則不是協(xié)整的。檢驗(yàn)殘差e的非平穩(wěn)假設(shè)，實(shí)際就是檢驗(yàn)y、x是否協(xié)整的假設(shè)。

對(duì)兩省回歸所得殘差序列分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，江蘇省的結(jié)果為：在顯著性水平為1%時(shí)，接受原假設(shè)，有單位根，殘差序列不平穩(wěn)，也就是說(shuō)FDI、TFP兩變量不協(xié)整。而在5%顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，殘差序列不含單位根，是平穩(wěn)的；而廣東省在顯著性水平為1%時(shí)，拒絕原假設(shè)，殘差序列是平穩(wěn)的，說(shuō)明廣東省的TFP與FDI變量之間則具有協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果敏感地依賴于滯后期的選擇，需要依次選取不同長(zhǎng)度的滯后期分別進(jìn)行判斷。檢驗(yàn)結(jié)果參見(jiàn)表2，表3。

從表2數(shù)據(jù)可見(jiàn)，無(wú)論滯后階數(shù)為多大，江蘇省TFP都不是FDI的格蘭杰原因，也就是說(shuō)，江蘇省TFP的提升對(duì)當(dāng)?shù)匾M(jìn)FDI的促進(jìn)作用并不十分明顯。另一方面，只有當(dāng)滯后階數(shù)為4時(shí)，江蘇省FDI是TFP的格蘭杰原因。這說(shuō)明，在短期內(nèi)FDI的引入對(duì)江蘇省TFP沒(méi)有顯著影響，在中長(zhǎng)期（當(dāng)滯后階數(shù)為4時(shí)）FDI的變化對(duì)TFP產(chǎn)生明顯促進(jìn)作用，而到更長(zhǎng)的滯后期時(shí)（當(dāng)滯后階數(shù)為5），這種影響又會(huì)減弱消失。從FDI區(qū)位決策的角度出發(fā)來(lái)看，可能是由于吸引外資進(jìn)入江蘇的主要并不在于技術(shù)進(jìn)步本身，而在于集聚效應(yīng)、人才優(yōu)勢(shì)、地理位置優(yōu)勢(shì)、配套產(chǎn)業(yè)服務(wù)水平、地方政府政策環(huán)境等其他方面。

從表3數(shù)據(jù)可見(jiàn)，廣東省FDI和TFP在短期內(nèi)的相關(guān)關(guān)系顯著，兩者互為格蘭杰原因，有明顯的相互作用。而隨著滯后期變長(zhǎng)，兩者間的相互作用開(kāi)始減弱。由此可見(jiàn)，廣東省引進(jìn)FDI對(duì)于本省TFP的提升在短期內(nèi)具有一定促進(jìn)作用，而在更長(zhǎng)時(shí)段內(nèi)，這種作用會(huì)逐漸弱化。

四、對(duì)實(shí)證分析結(jié)果的解釋

引進(jìn)外資對(duì)推進(jìn)我國(guó)的改革開(kāi)放有著舉足輕重的作用。本文的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，江蘇及廣東的FDI對(duì)TFP的影響狀況存在較大差異。計(jì)量結(jié)果發(fā)現(xiàn)，廣東省引進(jìn)FDI在短期內(nèi)對(duì)TFP有一定作用，中、長(zhǎng)期內(nèi)的作用不明顯；江蘇省引進(jìn)FDI短期內(nèi)對(duì)TFP沒(méi)有明顯作用，中期滯后有促進(jìn)作用。江蘇、廣東分別處于長(zhǎng)三角和珠三角地區(qū)，同樣作為中國(guó)的經(jīng)濟(jì)、出口及吸引外資大省，但為什么兩省的FDI與TFP之間的相關(guān)關(guān)系卻會(huì)存在如此大的差異呢？

表2 江蘇FDI與TFP指標(biāo)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表3 廣東FDI與TFP指標(biāo)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

近年來(lái)，F(xiàn)DI從廣東向江蘇轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)非常明顯。就吸引外資的區(qū)位優(yōu)勢(shì)而言，廣東和江蘇各有特點(diǎn)。集聚效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施和勞動(dòng)力成本等幾個(gè)方面可以說(shuō)是影響FDI在江蘇及廣東分布的共同因素。但相比較而言，人才、科研、教育等都是廣東的弱項(xiàng)，廣東較之江蘇在集聚效應(yīng)和勞動(dòng)力成本方面更具有區(qū)位優(yōu)勢(shì)，江蘇在人力資本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素上則優(yōu)于廣東。僅以不同教育程度的就業(yè)人數(shù)狀況為例，江蘇的就業(yè)勞動(dòng)者整體受教育程度明顯高于廣東。值得特別注意的是，廣東低教育程度（初中以下教育程度，包括文盲）的就業(yè)人數(shù)從1999年的3,196.08萬(wàn)人增加到2006年的4,158.42萬(wàn)人，增加了近1,000萬(wàn)人，增幅達(dá)30.11%，而同期的江蘇則是-3.28%。由此可見(jiàn)，由于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的作用，廣東得到了遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出其他省份的低端勞動(dòng)力補(bǔ)充。江蘇有良好的科研能力和教育實(shí)力，且地處長(zhǎng)江三角洲，對(duì)南北沿海及沿長(zhǎng)江流域的內(nèi)地市場(chǎng)有更好的輻射能力，對(duì)資本、技術(shù)密集型及市場(chǎng)導(dǎo)向型FDI有較強(qiáng)的吸引力。

此外，兩省實(shí)際利用外資在來(lái)源分布上有較為顯著的差別。兩省吸收外資的主要來(lái)源地均為亞洲，占比重最大的都是香港。以2007年為例，源自香港的外資占廣東實(shí)際利用外資的48.48%，2011年則進(jìn)一步增加到64.36%；拉丁美洲的維爾京群島是廣東的第二大外資來(lái)源地，2007年所占比重為26.79%，2011年比重已降至10.8%，呈明顯下降趨勢(shì)。而來(lái)自臺(tái)灣、日本、新加坡、韓國(guó)、美國(guó)等國(guó)家或地區(qū)的外資占廣東利用外資的比重并不大，其中比重最大的日本2007年也僅占5.03%，2011年更是降至3.18%。江蘇源自香港的外資2007年占比為26.79%，與廣東相比存在較大差距；江蘇吸收自拉丁美洲的外資占利用外資總額的比重一直在20%上下波動(dòng)，變化不大，略低于廣東；而來(lái)自臺(tái)灣、日本、新加坡、韓國(guó)、美國(guó)等國(guó)家或地區(qū)的外資無(wú)論是絕對(duì)數(shù)還是相對(duì)數(shù)都明顯高于廣東。一般來(lái)說(shuō)，源自不同國(guó)家或地區(qū)的外資在技術(shù)及管理水平等方面存在一定的差異。源自香港的外資主要集中于較為傳統(tǒng)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，側(cè)重于利用內(nèi)地的相對(duì)廉價(jià)的初級(jí)資源及勞動(dòng)力要素，必然對(duì)技術(shù)進(jìn)步的帶動(dòng)作用有限。而源于臺(tái)灣、日本、新加坡、韓國(guó)、美國(guó)等國(guó)家或地區(qū)的外資主要集中于通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、通用及專用設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、化工業(yè)等資本、技術(shù)較密集的行業(yè)，本身的技術(shù)及管理水平都較高；進(jìn)入后，對(duì)本地上下游配套廠商也會(huì)相應(yīng)提出較高的技術(shù)要求，產(chǎn)生正向的技術(shù)外溢效應(yīng)?？紤]到這些行業(yè)的投產(chǎn)周期相對(duì)較長(zhǎng)，江蘇在中長(zhǎng)期FDI對(duì)TFP的正向影響在一定程度上可以由此得到解釋。

需要特別注意的是，近二十年來(lái)，我國(guó)各地的招商引資熱潮一直是方興未艾。地方政府爭(zhēng)相出臺(tái)優(yōu)惠政策鼓勵(lì)吸引外來(lái)投資，落實(shí)到基層考核目標(biāo)后，甚至呈現(xiàn)出不計(jì)代價(jià)全員招商，將招商引資這一手段當(dāng)成目的的傾向。因此，在繼續(xù)堅(jiān)持對(duì)外開(kāi)放和利用外資政策的基礎(chǔ)上，各級(jí)政府必須破除為引進(jìn)外資而引進(jìn)外資的傾向，而是從區(qū)域長(zhǎng)遠(yuǎn)利益出發(fā)，加大教育投入提升人力資本積累水平，提升對(duì)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的消化吸收能力；對(duì)外資堅(jiān)持重來(lái)源、重質(zhì)量、重投向、重效益、重對(duì)上下游產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)能力及技術(shù)溢出的基本原則，有力提升外資對(duì)本土技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)作用。

[1] 冼國(guó)明，葛順奇．促進(jìn)關(guān)聯(lián)：東道國(guó)外資競(jìng)爭(zhēng)政策的新趨勢(shì)[J]．國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作，2002, (1)：4-9.

[2] 張海洋，劉海云．外資溢出效應(yīng)與競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)中國(guó)工業(yè)部門的影響[J]．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2004, (3)：76-81.

[3] 平新喬，關(guān)曉靜、鄧永旭等．市場(chǎng)換來(lái)技術(shù)了嗎——外國(guó)直接投資對(duì)中國(guó)企業(yè)的溢出效應(yīng)分析[Z]．CCER工作論文，C200704，2007-03-19.

[4] 何元慶．對(duì)外開(kāi)放與TFP增長(zhǎng):基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2007, (4)：1127-1141.

[5] 劉艷萍，謝鵬.（2011）基于1998-2007年上海20個(gè)制造行業(yè)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)FDI沒(méi)有明顯的外溢效應(yīng)[J]．技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011, (3)：46-50.

[6] 陳國(guó)宏，鄭紹濂，桑賡陶．外商直接投資與我國(guó)技術(shù)轉(zhuǎn)移關(guān)系的實(shí)證研究[J]．科研管理，2000，(3)：23-28.

[7] 包群，賴明勇．FDI技術(shù)外溢的動(dòng)態(tài)測(cè)算及原因解釋．統(tǒng)計(jì)研究，2003，(6)：33-38.

[8] 江小涓．中國(guó)的外資經(jīng)濟(jì)對(duì)增長(zhǎng)、結(jié)構(gòu)升級(jí)和競(jìng)爭(zhēng)力的貢獻(xiàn)[J]．中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2002, (6)：4-14.

[9] 王紅領(lǐng)，李稻葵，馮俊新．FDI與自主研發(fā)：基于行業(yè)數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2006, (2)：44-56.

[10] 胡娟，李?。畯V東省FDI技術(shù)外溢效應(yīng)實(shí)證研究[J]．改革與戰(zhàn)略，2010, (9)：120-122 .

[11] 謝建國(guó)．外商直接投資與中國(guó)的出口競(jìng)爭(zhēng)力[J]．世界經(jīng)濟(jì)研究，2003, (7)：34-39.

[12] 張宇．FDI與中國(guó)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)——基于DEA與協(xié)整分析的實(shí)證檢驗(yàn)[J]．世界經(jīng)濟(jì)研究，2007, (5)：14-19.

[13] 宣燁，李光泗．FDI對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的實(shí)證研究[J]．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2008，(3)：108-114.

[14] 李文秀；顧乃華．新世紀(jì)以來(lái)我國(guó)FDI外溢效應(yīng)的俱樂(lè)部特征[J]．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2012, (4)：145-155.

[15] 許培源．我國(guó)對(duì)外開(kāi)放與TFP增長(zhǎng)的關(guān)系：經(jīng)驗(yàn)研究[M]．北京：清華大學(xué)出版社，2012.

[16] 呂冰洋．中國(guó)資本積累：路徑、效率和制度供給[M]．北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2007.

[17] Kinoshita Yuko, R&D and Technology Spillovers via FDI: Innovation and Absorptive Capacity, CEPR Working Paper, University of Michigan, 2001.

[18] Alice Shiu，Almas Heshmati. Technical Change and Total Factor Productivity Growth for Chinese Provinces:A Panel Data Analysis ，F(xiàn)orschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit Institute for the Study of Labor, Discussion Paper Series, 2006,No2133.