外商直接投资对我国经济发展的影响
——基于285个城市面板数据的实证研究

杭雨婷

(南京信息工程大学 江苏南京 210044)

1 引言

近年来，我国对于外资的使用增速呈现出平稳上升的趋势，通过统计数据发现，我国已经连续四年成为全球第二大外商直接投资国。2020年，新冠疫情对全球经济造成严重冲击，但中国对外资的实际使用总额高达1443.7亿美元，由此可见，跨国公司仍旧对中国投资充满信心，并保持着较高的投资力度。《跨国公司在中国：新格局孕育新机遇》研究报告中指出：全球外商直接投资已经进入了新的发展阶段，区域格局也随之发生变化，发展中经济体吸收FDI占比稳步走高，亚洲成为全球FDI主要流入地。报告称，跨国公司对华投资呈现出高端化、服务化发展态势，成为带动和支撑中国产业结构优化升级的重要因素。这主要是因为中国经济呈现长期稳定增长、市场空间更加多元开放、营商环境良好，而且中国吸收外商直接投资占发展中经济体吸收外商直接投资的比重长期稳定在20%左右。

随着对外开放程度的加深，FDI规模会极大地影响我国未来经济增长。基于我国省级外商直接投资数据，随洪光(2013)运用GMM方法进行回归分析，研究发现，在省级层面，我国经济增长质量呈现出阶段性的增长模式，且外商投资水平对经济增长质量有显著的正向影响。在2017年，随洪光等(2017)又对汇率、FDI与经济增长质量三者之间的关系进行了研究，结果显示，FDI的效应随着汇率的上升而增加。甘星和印赟(2016)借助动态分布滞后模型实证分析出我国生产效率的提升在一定程度上得益于FDI带来的人才和技术。相关研究还有孙少迪和孙晓燕(2021)、汪丽娟等(2019)、王鲁萍(2018)。

2 机理分析

对于东道国来说，外商直接投资能够有效推进企业发展和经济增长(李黎明等，2019)。外商通过向东道国提供资金支持、科学技术和企业管理经验，进一步优化东道国的资源配置，提升东道国的社会生产力及产品附加值，最终实现经济良性增长(Pegkas,2015；Nasir et al.,2019；刘小鲁，2011)。在一定程度上，东道国的产品加工出口能力的提升也得益于外商直接投资。此外，外商直接投资还能起到降低贫困率的作用，这是因为外商直接投资使得东道国对于劳动力的需求增加，劳动者工资也得到提高，从而产生了减少贫困的作用(张倩等，2018)。外商直接投资的外部辐射效应导致东道国产业结构变化、人力资本水平及经济制度改变，而这些改变使得生产力显著提高(李健、卫平，2015)。

基于以上分析，本文提出以下四条假设：

假设1：外商直接投资通过促进就业水平进而推进经济发展。

假设2：外商直接投资通过推进技术创新进而提升经济发展水平。

假设4：外商直接投资通过提高东道国的人力资本水平促进东道国经济发展。

3 模型建立、变量说明与数据来源

3.1 模型建立

为验证外商直接投资与经济发展的关系，本文构建如下面板回归模型：

GDPit=β0+β1FDIit+βnControlit+μi+γt+εit

其中，GDP表示东道国经济发展水平；FDI表示外商直接投资金额；Control表示控制变量；μ表示个体固定效应；γ表示时间固定效应；ε表示误差项。

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量

东道国经济发展水平：本文选取各地区生产总值的对数值作为衡量城市经济发展水平的一项指标。

3.2.2 核心解释变量

外商直接投资：本文选取实际使用外资金额的对数值作为衡量外商直接投资水平的指标。

液体冷却介质由质量分数为5%的NaCl、7%的乙醇、35%的甘油、2%的蔗糖、0.5%的菲律宾蛤仔凝集素（MCL-T）和1%的壳寡糖组成。

3.2.3 控制变量

(1)政府财政支出：政府财政支出中的相当大一部分份额被用来建设城市公共基础设施，而基础设施完善程度是影响城市发展的一个重要因素，故政府财政支出会对城市经济增长产生不可忽视的影响。本文选用地方一般公共预算支出的对数值作为衡量政府财政支出水平的指标。

(2)城市规模：城市规模的进一步扩大必然会推动社会就业率，从而使得经济实现包容性增长，可见，城市规模与经济发展之间呈现出正向线性关系。本文选取年末户籍人口作为衡量城市规模的指标。

(3)资源禀赋水平：能源资源丰富的地区发展具有原材料的优势，生产成本较低，而能源资源匮乏的地区，其发展会受到资源要素的限制。本文选取采矿业从业人数的对数作为衡量资源禀赋水平的指标。

3.2.4 中介变量

(1)就业水平：本文以城镇单位从业人员占总人口的比重来度量社会就业水平。

(2)创新水平：本文以科学技术支出的对数值来度量创新水平。

(3)产业结构升级水平：本文以第三产业产值与第二产业产值的比值作为度量产业结构升级水平的指标。

(4)人力资本水平：本文以普通高等学校学生数占总人口的比重衡量人力资本水平。

3.3 数据来源

本文选取2004—2019年我国285个城市为研究对象。本文数据主要来源于2004—2019年《中国城市统计年鉴》，对于缺失数据运用内插法和外推法补齐。变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量的描述性统计

4 实证结果及分析

4.1 基准回归

首先，对平衡面板数据进行Hausman检验，根据检验结果我们确定选取固定效应模型进行回归估计。利用Stata15.1进行回归分析，结果如表2所示。结果显示，在不加入控制变量时，外商直接投资的回归系数在1%的显著性水平下显著为正，说明外商直接投资能够促进经济发展。当加入控制变量后，模型拟合程度增加，在1%的显著性水平下，外商直接投资依然显著为正，但回归系数值减小。

表2 基准回归结果

4.2 稳健性检验——考虑内生性问题的检验

本文主要采用工具变量法消除变量的内生性，从而检验本文核心结论的稳健性。本文将核心解释变量的滞后项作为工具变量，采用两阶段最小二乘法模型进行回归，结果如表3所示。结果显示，在考虑内生性问题后，外商直接投资依旧在1%的显著性水平下显著为正，说明本文的核心结论是稳健的。

表3 工具变量法检验结果

4.3 机制检验

根据上文的机制分析，本文采用逐步检验法进行中介效应检验，中介检验结果如表4所示。由表4中(1)列可知，外商直接投资对经济发展水平存在显著正向促进作用，故以中介效应论处；由表4中(2)、(3)列可知，外商直接投资对就业水平存在显著正向影响，而就业水平又显著促进经济发展水平，这意味着外商直接投资通过提升社会就业水平进而促进经济发展，就业水平的间接效应显著，占总效应的8.68%；由表4中(4)、(5)列可知，外商直接投资对创新水平的回归系数在1%的显著性水平上显著为正，且创新水平对经济发展的回归系数亦在1%的显著性水平上显著为正，说明创新水平的中介效应显著，占总效应的17.65%；由表4中(6)、(7)列可知，外商直接投资对产业结构升级水平存在显著的抑制作用，这可能是因为外资增大了投资产业对外来技术的依赖，弱化了国内技术的自主创新能力，不利于地区产业结构升级，但外商直接投资对产业结构升级的回归系数与产业结构升级对经济发展水平的回归系数同号，故产业结构升级水平是存在部分中介效应的，占总效应的3.53%；由表4中(8)、(9)列可知，在1%的显著性水平上，外商直接投资对人力资本水平存在显著正向影响，人力资本水平对经济发展水平存在显著正向影响，说明人力资本水平存在部分中介效应，占总效应的10.24%。

表4 中介效应检验结果

5 结语

本文通过实证研究分析了FDI对我国经济发展的影响，研究发现，FDI对我国经济发展存在显著的正向效应，并对这一结论进行了稳健性检验，验证了结论的稳健性。同时，通过中介效应检验发现外商直接投资主要通过提升就业水平、提高创新水平、调整产业结构和提高人力资本水平来促进地区经济增长。根据以上研究结论，本文提出以下几点建议：

(1)提高各行各业对FDI的吸纳和利用能力，促进就业。我国应当鼓励外商资金流入中国各地区具有核心市场竞争力的产业和国家新兴产业，增加产品的附加值，带动经济增长，并提高当地就业率，同时提升整体劳动力素质。

(2)扩大实际利用外资水平，提升创新能力。我国应当积极完善市场准入规则、法律政策，弥补外资引进机制的漏洞，提升利用外资的质量和效率。进一步完善科研成果管理机制，提升各行各业的科技创新能力。

(3)注重FDI的质量，优化产业结构升级。FDI的质量越高，对增加外资的知识与科学技术溢出效应越有利。因此，我国各行各业应从重视FDI的总量朝着注重FDI的质量转化。

(4)吸纳优质外资，提高人力资本水平。高质量的人力资本能够吸引更多的外商投资者，而外商直接投资又能促进人力资本水平的提升，故我国应加强对人才的培养，通过吸引外资提高人力资本水平，培养创新型高级人才，实现良性循环。