林俐，孫寅

（溫州大學(xué)商學(xué)院，浙江 溫州 325035）

引言

聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議（UNCTAD）發(fā)布了《2020 世界投資報(bào)告》，報(bào)告顯示，中國仍是僅次于美國的世界第二大FDI流入國。在全球疫情和國際局勢(shì)動(dòng)蕩的背景下，中國抗疫表現(xiàn)以及穩(wěn)定的社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長為許多跨國公司提供了投資溫床，隨著近幾年“一帶一路”、亞投行、進(jìn)博會(huì)和RCEP協(xié)議等以中國為關(guān)鍵軸心國的國際合作不斷深化和擴(kuò)張，世界與中國的契合度不斷提升，中國國際影響力日漸提高。據(jù)2020 年中國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)顯示，2020 年實(shí)際利用外資比上年增長6.2%，外商直接投資新設(shè)立企業(yè)比上年下降5.7%。FDI總量增大，企業(yè)數(shù)量卻在減少，原因是FDI 在中國不同行業(yè)的分布變化，F(xiàn)DI產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重心偏向第三產(chǎn)業(yè)。服務(wù)業(yè)FDI 占比達(dá)55.65%，較2019年53.81%的比重有所提高，制造業(yè)FDI 占比為21.56%，較2019 年25.66%的比重有所下降。服務(wù)業(yè)中除房地產(chǎn)業(yè)和居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)之外，各大服務(wù)業(yè)FDI均實(shí)現(xiàn)10%以上快速增長，其中批發(fā)和零售業(yè)FDI 增長率高達(dá)33.3%。FDI 流向服務(wù)業(yè)的比例逐漸提高，制造業(yè)比重漸漸降低，脫實(shí)向虛，從側(cè)面體現(xiàn)出我國制造業(yè)吸引力逐漸弱化，服務(wù)業(yè)正在展現(xiàn)新活力。

一、文獻(xiàn)綜述

外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系長期以來被許多學(xué)者進(jìn)行研究分析，既有基于國別地區(qū)的實(shí)證分析，也有在具體行業(yè)層面的展開分析，較多研究結(jié)果表明FDI會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但也存在一些地區(qū)或行業(yè)的異質(zhì)性，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長效果不夠明顯或存在抑制經(jīng)濟(jì)增長的作用。例如Borensztein等（1998）、 Berthélemy 等 （2000）、 Madariaga 等（2007）許多外國學(xué)者發(fā)現(xiàn)，外商直接投資可以促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長，這幾位學(xué)者聚焦于發(fā)展中國家，甚至是直接研究外資流入對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長情況。國內(nèi)一些學(xué)者，王向陽等（2011）、陳海波和張悅（2014）、葉阿忠和陳曉玲（2017）、宦梅麗等（2018），均對(duì)外商直接投資促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長提供了理論和實(shí)證的有效證據(jù)，研究結(jié)果均表明，外商直接投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)存在空間差異性[1-4]。為了在外商直接投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論基礎(chǔ)上分析外資與國內(nèi)投資的關(guān)系，本文參考近些年專注于研究外資流入對(duì)國內(nèi)投資影響的較典型文獻(xiàn)。例如王志鵬和李子奈（2004）的研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI對(duì)國內(nèi)資本的擠入擠出效應(yīng)具有明顯的地區(qū)異質(zhì)性，即東部表現(xiàn)為外資擠出內(nèi)資，中部表現(xiàn)為外資擠入內(nèi)資，西部及全國范圍內(nèi)擠入擠出效應(yīng)不顯著。雷輝（2006）基于1983—2003年全國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析得出，F(xiàn)DI在全國范圍內(nèi)對(duì)國內(nèi)投資具有擠出效應(yīng)[6]。杜江等（2009）利用1991—2006 年的28 個(gè)省級(jí)樣本的面板數(shù)據(jù)得出結(jié)果，在全國、東部及西部地區(qū)FDI對(duì)國內(nèi)資本存在明顯的擠出效應(yīng)，在中部地區(qū)則有顯著的擠入效應(yīng)[7]。冼國明和孫江永（2009）從外資來源和流入地區(qū)異質(zhì)角度出發(fā)，基于行業(yè)來研究外商直接投資對(duì)國內(nèi)投資的影響，結(jié)果顯示所有來源的外商直接投資都在東部地區(qū)存在擠入效應(yīng)，在西部地區(qū)具有擠出效應(yīng)，中部地區(qū)擠入擠出效應(yīng)不顯著[8]。

Mundell（1957）和Vernon（1966）分別利用貿(mào)易投資替代模型和產(chǎn)品周期理論提出貿(mào)易投資替代關(guān)系，Rob 和Vettas（2003）的研究結(jié)論表明，跨國公司FDI 主要用于滿足東道國市場(chǎng)需求，即FDI與進(jìn)出口貿(mào)易存在替代關(guān)系[23]。以小島清為代表的學(xué)者得出不一致的觀點(diǎn)，小島清（1978）認(rèn)為FDI具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，F(xiàn)DI與對(duì)外貿(mào)易是互補(bǔ)關(guān)系[10]。Hill（1990）基于比較優(yōu)勢(shì)角度進(jìn)行研究，認(rèn)為FDI 對(duì)貿(mào)易存在顯著的促進(jìn)作用。Head和Ries（2001）認(rèn)為，水平型FDI表現(xiàn)為出口替代效應(yīng)，而垂直型FDI 則呈現(xiàn)出口創(chuàng)造效應(yīng)[25]。國內(nèi)學(xué)者楊迤（2000）的研究結(jié)論表示FDI對(duì)中國對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生顯著的促進(jìn)和創(chuàng)造效應(yīng)[11]。龔曉鶯和楊小勇等（2006）也對(duì)FDI 與貿(mào)易關(guān)系提出：FDI 和貿(mào)易間存在替代、互補(bǔ)和融合關(guān)系，而替代或互補(bǔ)則取決于資源最優(yōu)配置和利潤最大化前提下的戰(zhàn)略決策[9]。

外商直接投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)很大程度上取決于東道國的吸收能力，如Crespo 和Fontoura（2007）[26]，但不只限于國內(nèi)投資吸收外資帶來的先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)等，還包括人力資本的學(xué)習(xí)效應(yīng)、東道國市場(chǎng)產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)、東道國制度結(jié)合作用等。Alfaro 等（2004）認(rèn)為，東道國金融發(fā)展水平會(huì)影響FDI 的經(jīng)濟(jì)作用效果[27]。Elkomy 等（2016）表示人力資本和政治發(fā)展水平都會(huì)對(duì)FDI溢出效應(yīng)產(chǎn)生影響，并提出人力資本存在臨界閾值，使FDI的經(jīng)濟(jì)作用具有不同的結(jié)果[28]。Jude和Levieuge（2017）發(fā)現(xiàn)，只有在東道國制度水平達(dá)到一定閾值時(shí)，F(xiàn)DI 才會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生積極作用[29]。何興強(qiáng)等（2014）發(fā)現(xiàn)FDI技術(shù)溢出在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外貿(mào)依存度、基礎(chǔ)設(shè)施完善程度、人力資本四個(gè)角度均存在門檻效應(yīng)[12]。龔沁宜和成學(xué)真（2016）以金融為門檻變量，研究西部地區(qū)FDI 影響經(jīng)濟(jì)增長的作用[13]。劉晗等（2020）基于長江經(jīng)濟(jì)帶2003—2016 年108 個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)于長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長具有人力資本和企業(yè)規(guī)模兩方面的門檻效應(yīng)，并且在長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游地區(qū)的門檻效應(yīng)有較大差別[14]。

上述成果都在某一或多個(gè)角度具有不菲的研究價(jià)值，但綜合來看，研究FDI與國內(nèi)投資和貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)未能考慮經(jīng)濟(jì)增長階段的共同作用，分析FDI門檻效應(yīng)的文獻(xiàn)并沒有考慮國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易與FDI之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。少有學(xué)者對(duì)FDI與國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長過程中是否具有門檻效應(yīng)提出疑問，所以本文猜測(cè)當(dāng)國內(nèi)投資強(qiáng)度和進(jìn)出口貿(mào)易強(qiáng)度達(dá)到一定水平時(shí)，F(xiàn)DI與國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系會(huì)發(fā)生變化，并且還會(huì)影響FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際作用。

二、理論分析

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨資本嚴(yán)重匱乏的局面，此時(shí)FDI流入量逐漸增加，在很大程度上填補(bǔ)了我國發(fā)展所需的資本缺口，并帶來不小的資本積累和經(jīng)濟(jì)增長作用。根據(jù)索洛的新古典增長理論，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)長期增長的主要因素之一，F(xiàn)DI承載的外部技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)和營銷手段等，都將有效促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型則直接將技術(shù)設(shè)為內(nèi)生因素，知識(shí)技術(shù)進(jìn)步與人力資本積累有效結(jié)合的成果就是長期經(jīng)濟(jì)增長。不僅如此，細(xì)究FDI 作用及其溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI具有資本積累效應(yīng)、示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)、滲透傳染效應(yīng)。首先是FDI的資本積累效應(yīng)，可以從企業(yè)、政府和居民三個(gè)角度分析。大量FDI流入中國東部和南部沿海地區(qū)，資本集聚形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，資本積累使得東部和南部沿海地區(qū)聚集一大批民營企業(yè)，伴隨企業(yè)集群效應(yīng)，資本積累率也水漲船高。企業(yè)的出現(xiàn)為政府帶來大量稅收，只要企業(yè)還在運(yùn)營，政府就有源源不斷的稅收。外資企業(yè)還創(chuàng)造大量就業(yè)機(jī)會(huì)，增加勞動(dòng)者儲(chǔ)蓄，進(jìn)而增加國內(nèi)儲(chǔ)蓄。其次是FDI 的示范效應(yīng)。FDI流入的同時(shí)也引進(jìn)了先進(jìn)技術(shù)工藝和管理經(jīng)驗(yàn)等，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)通過學(xué)習(xí)模仿，有效提高本土產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率和營銷管理技巧。再次，跨國公司進(jìn)行跨國投資的唯一目標(biāo)就是搶占市場(chǎng)份額，攫取高額利潤，具有技術(shù)、品牌和管理等優(yōu)勢(shì)的跨國企業(yè)必定會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)行市場(chǎng)擠壓，這就迫使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)行技術(shù)改革，完善管理系統(tǒng)，提升運(yùn)營質(zhì)量和資源利用率。最后，F(xiàn)DI的滲透傳染效應(yīng)是通過人才流動(dòng)實(shí)現(xiàn)的?？鐕揪惩鈾C(jī)構(gòu)大部分員工是當(dāng)?shù)貞艏藛T，員工通過“干中學(xué)”效應(yīng)，學(xué)習(xí)相關(guān)知識(shí)和技能，并流向本地企業(yè)、教授所學(xué)和自己創(chuàng)業(yè)，實(shí)現(xiàn)外商技術(shù)的迭代滲透和傳染。

FDI與國內(nèi)投資均有較大經(jīng)濟(jì)增長作用，在共同促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中，F(xiàn)DI 與國內(nèi)投資有著復(fù)雜聯(lián)系。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019 年登記在冊(cè)內(nèi)資企業(yè)有334227 家，較上年增長1.07%，港澳臺(tái)投資企業(yè)20044 家，同比減少12.20%，外商投資企業(yè)23544 家，同比減少5.47%，新設(shè)立外商直接投資企業(yè)數(shù)也從2018 年60533 家驟降為40888 家，降幅高達(dá)32.45%，2020 年外商直接投資新設(shè)立企業(yè)38570 家，比上年下降5.7%。實(shí)際使用外商直接投資金額10000 億元，增長6.2%。在華投資企業(yè)呈現(xiàn)內(nèi)資企業(yè)增加、外資企業(yè)退出的態(tài)勢(shì)。再觀察內(nèi)外投資額變化，2019 年外商直接投資額為1381.3 億美元，較2018 年1349.7 億美元增長2.29%。2020 年實(shí)際使用外商直接投資金額10000億元，增長6.2%，折1444 億美元，增長4.5%。2019年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資560874 億元，比2018年增長5.1%。2020 年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資527270億元，較上年增長2.7%。2020 年內(nèi)資企業(yè)投資額較上年增長2.8%，港澳臺(tái)商企業(yè)投資增長4.2%，外商企業(yè)投資額增長10.6%。內(nèi)外投資額均為增長情況，且投資總額增長幅度不大，屬于穩(wěn)定增長。其中港澳臺(tái)商與外商企業(yè)投資額增長幅度均大于內(nèi)資企業(yè)投資額，企業(yè)數(shù)量改變卻是反向變化，說明市場(chǎng)正在進(jìn)行淘汰賽。規(guī)模小、工業(yè)產(chǎn)值少的企業(yè)能夠獲得的直接與潛在投資額也少，港澳臺(tái)商與外商更能體現(xiàn)這一特點(diǎn)。港澳臺(tái)商與外商企業(yè)大多為跨國公司，已經(jīng)具有一定的規(guī)模，對(duì)于資本利潤率有著敏銳嗅覺，會(huì)盡可能提高資本效率，將資本注入潛力大回報(bào)豐富的行業(yè)。內(nèi)資企業(yè)中，中小企業(yè)占比很大，想要在短時(shí)間內(nèi)進(jìn)行資本轉(zhuǎn)移、完成企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)比較難。同時(shí)隨著國內(nèi)金融監(jiān)管體制改革，借貸成本與門檻更高，加之疫情與國際貿(mào)易摩擦，形成了資金流入難與成本輸出多的困局。外資企業(yè)可以為東道國帶來新技術(shù)與新產(chǎn)品，引導(dǎo)與刺激東道國內(nèi)資企業(yè)跟風(fēng)投資建設(shè)，建立完整產(chǎn)業(yè)鏈條，即所謂外商投資與國內(nèi)投資產(chǎn)生“互補(bǔ)效應(yīng)”。一旦新技術(shù)與新產(chǎn)品失去時(shí)間優(yōu)勢(shì)，并且國際科技巨頭開展技術(shù)封鎖（如中興、華為事件），東道國技術(shù)達(dá)到跨國公司技術(shù)輸入的天花板，國內(nèi)企業(yè)孵化成果有限，短時(shí)間內(nèi)無法突破技術(shù)瓶頸。此時(shí)外資持續(xù)流入，反而會(huì)依據(jù)政策優(yōu)勢(shì)與國內(nèi)企業(yè)爭奪稀缺資源，利用外資企業(yè)掌握的國際產(chǎn)業(yè)鏈與規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，抑制內(nèi)資企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易甚至包括國內(nèi)貿(mào)易，擠壓國內(nèi)外市場(chǎng)，對(duì)內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生一定程度上的惡性競爭，進(jìn)而影響內(nèi)資企業(yè)融資成效，導(dǎo)致國內(nèi)投資減少，即所謂外商投資與國內(nèi)投資產(chǎn)生“替代效應(yīng)”。

關(guān)于跨國投資與國際貿(mào)易的關(guān)系，有許多理論，最為典型的是Mundell（1957）[21]提出的貿(mào)易-投資替代理論與小島清（1978）[10]的貿(mào)易-投資互補(bǔ)理論，在上文中已作闡述。概括性且結(jié)合中國實(shí)況進(jìn)行貿(mào)易投資理論分析，將外商投資分為水平一體化FDI 與垂直一體化FDI。水平一體化FDI是指跨國公司在許多國家重復(fù)進(jìn)行基本相同的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，主要是為了在東道國市場(chǎng)通過直接投資，建立自己的生產(chǎn)和銷售體系，滿足當(dāng)?shù)匦枨螅档唾Q(mào)易成本，尋求市場(chǎng)份額，在一定程度上替代了國際貿(mào)易。垂直一體化FDI是跨國公司將同一生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)的不同階段分散于不同的國家和地區(qū)，主要是以生產(chǎn)要素稟賦差異進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營布點(diǎn)，這會(huì)導(dǎo)致大量中間產(chǎn)品通過國際貿(mào)易實(shí)現(xiàn)跨國轉(zhuǎn)移，利用不同國家政策和監(jiān)管漏洞，減少稅賦和壟斷成本，增加了國際貿(mào)易流量。隨著跨國投資和貿(mào)易演進(jìn)，水平一體化FDI與垂直一體化FDI 交叉融合出一種新模式，即“知識(shí)-資本”模式。在“知識(shí)-資本”模式中，跨國公司主體通過知識(shí)的生產(chǎn)和創(chuàng)造，實(shí)現(xiàn)核心技術(shù)、管理技巧和商標(biāo)等在多個(gè)國家和地區(qū)與當(dāng)?shù)匾睾褪袌?chǎng)結(jié)合，進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營協(xié)調(diào)活動(dòng)。由于存在國家經(jīng)濟(jì)實(shí)況與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異性，“知識(shí)-資本”模式對(duì)國際貿(mào)易的影響是不確定的，替代、互補(bǔ)與創(chuàng)造都有可能?；谝陨侠碚摷拔墨I(xiàn)成果，本文提出假設(shè)：FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有基于國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易的門檻效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型選擇及方法說明

本文借鑒Hansen（1999）提出的門檻回歸模型，探究FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長在不同門檻情況下的非線性影響，分析FDI作用的差異性。首先采用自抽樣法（Bootstrap） 重復(fù)1000 次，以此來確定門檻值。其次建立如下模型方程：

（1）式表示單門檻模型，（2）式表示雙門檻模型，其中，i 表示省、市、自治區(qū)；t 表示年份； lngdpit表示經(jīng)濟(jì)增長； lnfdiit表示外商直接投資；Xit為相應(yīng)的控制變量；μi為個(gè)體效應(yīng)；ωt為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)；λk為變量系數(shù)。β0為截距項(xiàng)，β1、β2為系數(shù)，I是指標(biāo)函數(shù)，當(dāng)滿足條件時(shí)取1，反之取0；qit為門檻變量；γ為待估計(jì)單門檻值，γ1、γ2為待估計(jì)雙門檻值。

（二）變量指標(biāo)說明

1.經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)。作為被解釋變量，采用每年每個(gè)地區(qū)當(dāng)期GDP總額，總體角度衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，并利用國家統(tǒng)計(jì)局公布的GDP 指數(shù)進(jìn)行平減修正。由于樣本期始自2003 年，為消除2003 年的價(jià)格作用和通貨膨脹等因素，基期選為2002 年。為了消除異方差性，對(duì)修正后GDP取對(duì)數(shù)。

2.FDI。作為核心解釋變量，本文采用各省、市、自治區(qū)社會(huì)投資中來源自利用外資的投資額來衡量外商直接投資流入強(qiáng)度水平，實(shí)際利用外資更能反映外資的有效作用。同時(shí)并以2002 年為基期，運(yùn)用國家統(tǒng)計(jì)局公布的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減調(diào)整，對(duì)所得數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。根據(jù)前文分析，預(yù)期系數(shù)為正。

3.國內(nèi)投資。如前文理論分析及一些文獻(xiàn)研究結(jié)果顯示，國內(nèi)投資與FDI存在替代互補(bǔ)關(guān)系，至于替代或互補(bǔ)的階段和地區(qū)作何區(qū)分，則需進(jìn)一步研究。將國內(nèi)投資作為門檻變量，本文用不包括來源自利用外資的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額除以當(dāng)期地區(qū)GDP 的值，來衡量各地區(qū)的國內(nèi)投資強(qiáng)度水平。根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，投資也是核算地區(qū)GDP 的指標(biāo)之一，用國內(nèi)投資與地區(qū)GDP 的比值反映地區(qū)內(nèi)資強(qiáng)度，更能體現(xiàn)內(nèi)資在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。預(yù)期符號(hào)為正。

4.技術(shù)進(jìn)步。技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的重要因素之一，這是內(nèi)生增長理論的基本觀點(diǎn)之一。各地區(qū)在技術(shù)研發(fā)投入的經(jīng)費(fèi)差異較大，這也與當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)發(fā)展、服務(wù)業(yè)進(jìn)程、基礎(chǔ)建設(shè)等方面相關(guān)，但科技研發(fā)成果和技術(shù)水平最終都會(huì)表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上，遂利用各地區(qū)R$D 經(jīng)費(fèi)支出占GDP 的比重來衡量技術(shù)進(jìn)步程度。預(yù)期系數(shù)符號(hào)為正。

5.人力資本。人力資本與外資結(jié)合的結(jié)果將會(huì)直接作用在生產(chǎn)制造端，間接地體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中。FDI 溢出效應(yīng)可以被人力資本通過學(xué)習(xí)和模仿，并深化和轉(zhuǎn)移，產(chǎn)生“內(nèi)部集約化”，擴(kuò)大學(xué)習(xí)效應(yīng)成果，進(jìn)而在多行業(yè)領(lǐng)域擴(kuò)大FDI 溢出效應(yīng)。多數(shù)學(xué)者利用人均受教育年限作為人力資本指標(biāo)，本文不同于部分學(xué)者基于地區(qū)全部人口計(jì)算人力資本水平，排除非就業(yè)人員影響，以地區(qū)就業(yè)人口為基數(shù)計(jì)算就業(yè)人員的人均受教育年限。預(yù)期系數(shù)符號(hào)為正。

6.政府干預(yù)。政府一般通過財(cái)政政策和貨幣政策干預(yù)市場(chǎng)機(jī)制，政府支出則是維持市場(chǎng)穩(wěn)定、引導(dǎo)市場(chǎng)走向的重要手段，但是政府干預(yù)程度過大將會(huì)嚴(yán)重?cái)_亂市場(chǎng)運(yùn)行，干預(yù)程度較小又達(dá)不到預(yù)期效果。本文參照鄧敏和藍(lán)發(fā)欽（2013）[15]的方法，采用政府財(cái)政支出占GDP 的比重來衡量政府干預(yù)市場(chǎng)程度。預(yù)期系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

7.進(jìn)出口貿(mào)易。現(xiàn)代國際貿(mào)易理論認(rèn)為國際投資與貿(mào)易存在替代或互補(bǔ)關(guān)系，外資流入數(shù)量變化與進(jìn)出口水平息息相關(guān)，但這兩者對(duì)于經(jīng)濟(jì)作用效果均可以通過GDP 反映出來。為此，本文亦將進(jìn)出口貿(mào)易選為門檻變量，探究進(jìn)出口貿(mào)易總量是否會(huì)對(duì)FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)產(chǎn)生影響。本文選取2003—2017 年各省、市、自治區(qū)的進(jìn)出口總額，運(yùn)用年平均匯率換算成人民幣，再除以同期名義GDP 得到進(jìn)出口貿(mào)易強(qiáng)度水平，即外貿(mào)依存度。預(yù)期符號(hào)為正。

8.市場(chǎng)化水平。市場(chǎng)化進(jìn)程一直是改革開放的關(guān)鍵詞，市場(chǎng)化也是衡量一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展成效的指標(biāo)。嚴(yán)成樑和沈超（2014）發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化水平越高，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)越小[17]；范欣和唐永（2019）的研究結(jié)果表明，市場(chǎng)化是經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?。本文借鑒幾位學(xué)者的方法，采用樊綱指數(shù)①衡量各地區(qū)市場(chǎng)化水平。預(yù)期符號(hào)為正。

（三）數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)可獲得性與真實(shí)性，本文選用2003—2017 年全國30 個(gè)省、市、自治區(qū)（不包括港澳臺(tái)和西藏地區(qū)）作為樣本，對(duì)于本文中存在價(jià)格因素影響的數(shù)據(jù)均以2002 年為基期，運(yùn)用相應(yīng)的指數(shù)進(jìn)行平減調(diào)整。以上變量數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》。表1 是變量數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析

（一）全樣本門檻回歸

根據(jù)上述模型對(duì)全樣本進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)和回歸分析，利用Hansen 所采用的“自體抽樣法”（Bootstrap）來計(jì)算F 統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布。原假設(shè)H0：β1=β2，表示不存在門檻效應(yīng)；備擇假設(shè)H1：β1≠β2，表示存在門檻效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用在國內(nèi)投資門檻條件下存在單一門檻效應(yīng)，F(xiàn) 檢驗(yàn)值通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，門檻估計(jì)值為1.152，即國內(nèi)投資依存度為1.152。FDI 的經(jīng)濟(jì)增長作用在進(jìn)出口貿(mào)易條件下存在雙重門檻效應(yīng)，F(xiàn)檢驗(yàn)值在10%顯著性水平下顯著，第一門檻值為0.126，第二門檻值為0.0427。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在進(jìn)行門檻模型估計(jì)的同時(shí)，利用Hausman檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)結(jié)果最終選用固定效應(yīng)模型，并采用固定效應(yīng)的門檻模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3。模型（1）為通過了Hausman 檢驗(yàn)的固定效應(yīng)模型，結(jié)果顯示技術(shù)進(jìn)步、政府干預(yù)與市場(chǎng)化水平對(duì)GDP作用不顯著，F(xiàn)DI、人力資本和國內(nèi)投資的經(jīng)濟(jì)作用在1%顯著性水平下顯著，且系數(shù)都為正，在10%顯著性水平下進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著影響。說明FDI、人力資本、國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展都有大小不同的正向促進(jìn)作用。模型（2）是以國內(nèi)投資作為門檻變量進(jìn)行的單門檻回歸模型，雙門檻檢驗(yàn)未通過，不再贅述。當(dāng)國內(nèi)投資低于單門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)為0.034，在1%顯著性水平下顯著，表示FDI對(duì)GDP 具有正向促進(jìn)作用。當(dāng)國內(nèi)投資高于單門檻值時(shí)，lnfdi的系數(shù)為-0.013，但未能通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，此時(shí)FDI 對(duì)GDP 不起顯著作用。說明國內(nèi)投資強(qiáng)度增加，對(duì)FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)產(chǎn)生一定影響。外資企業(yè)進(jìn)入中國，既會(huì)產(chǎn)生正向外部影響帶動(dòng)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)發(fā)展，也會(huì)與本地企業(yè)搶占市場(chǎng)和資源，抑制本地企業(yè)上升勢(shì)頭。

表3 固定效應(yīng)及門檻效應(yīng)估計(jì)

模型（3）和（4）分別是以進(jìn)出口貿(mào)易為門檻變量的單門檻與雙重門檻回歸模型。由于單門檻值與雙重門檻模型中的第一門檻值相同，在此重點(diǎn)分析模型（4）估計(jì)結(jié)果。當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易低于第一門檻值時(shí)，lnfdi的系數(shù)為0.095，在1%顯著性水平下顯著；當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易高于第一門檻值、低于第二門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)為0.006 且不顯著；當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易高于第二門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)為0.028，在1%顯著性水平下顯著。lnfdi系數(shù)在不同階段顯著減小，說明當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易增長時(shí)，F(xiàn)DI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)在減弱，進(jìn)出口貿(mào)易與FDI產(chǎn)生替代效應(yīng)。可能的原因是中國對(duì)外開放程度越來越大，進(jìn)出口規(guī)模都在快速擴(kuò)大，中國市場(chǎng)開放程度一步步刷新歷史最高點(diǎn)，外資和商品紛紛涌入。國民收入大幅提升，消費(fèi)需求快速擴(kuò)張，擴(kuò)大進(jìn)口也是符合國內(nèi)需求與全球化趨勢(shì)的正確方向。進(jìn)口可以第一時(shí)間滿足中國市場(chǎng)需求，外國商品輸出直接獲得豐厚利潤，大大縮短外商投資創(chuàng)造利潤的資本循環(huán)時(shí)間，替代了部分外資輸入。同時(shí)，垂直型外商投資逐漸轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)到東南亞國家，外商加大對(duì)中國的水平型投資，降低原有垂直型投資的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，加強(qiáng)水平型投資的貿(mào)易替代作用。

（二）異質(zhì)性分析

模仿部分學(xué)者的研究辦法，進(jìn)一步分析FDI的門檻效應(yīng)是否存在地區(qū)異質(zhì)性。按照經(jīng)濟(jì)規(guī)劃，將30 個(gè)省級(jí)行政區(qū)劃分為東部、中部和西部地區(qū)。如表4所示，以國內(nèi)投資為門檻變量，東部地區(qū)單門檻F 檢驗(yàn)通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，門檻估計(jì)值為1.0252；中部地區(qū)F檢驗(yàn)不顯著；西部地區(qū)單門檻F檢驗(yàn)通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)，門檻估計(jì)值為1.1548。說明東部地區(qū)FDI在國內(nèi)投資門檻變量上存在單門檻效應(yīng)，中部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，西部地區(qū)存在單門檻效應(yīng)。以進(jìn)出口貿(mào)易為門檻變量，東部地區(qū)單門檻F檢驗(yàn)通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)，門檻估計(jì)值為0.1975；中部地區(qū)F檢驗(yàn)不顯著；西部地區(qū)單門檻F 檢驗(yàn)通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，門檻估計(jì)值為21.64。說明東部地區(qū)FDI 在進(jìn)出口貿(mào)易門檻變量上存在單門檻效應(yīng)，中部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，西部地區(qū)存在單門檻效應(yīng)。

表4 不同地區(qū)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)一步對(duì)分地區(qū)樣本進(jìn)行FDI門檻效應(yīng)模型估計(jì)。模型（5）和（6）分別是東部地區(qū)以國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易為門檻變量的單門檻模型；由于中部地區(qū)門檻檢驗(yàn)未通過，在此不再贅述，模型（7）為中部地區(qū)固定效應(yīng)模型，僅作參考；模型（8）和（9）分別是西部地區(qū)以國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易為門檻變量的單門檻模型。模型（5）中，當(dāng)國內(nèi)投資低于門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)為0.172，在1%水平下顯著，高于門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)不顯著。說明在東部地區(qū)，國內(nèi)投資強(qiáng)度變化會(huì)對(duì)FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響。模型（6）中，當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易低于門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)不顯著，高于門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)為-0.039，在1%顯著性水平下顯著。東部地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易強(qiáng)度提高，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)反而產(chǎn)生負(fù)面作用，這與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長理論相悖?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)是進(jìn)出口貿(mào)易與國內(nèi)外投資最集中的地區(qū)，F(xiàn)DI在全社會(huì)投資中占比較小。貿(mào)易交流活動(dòng)頻繁，商品與服務(wù)貿(mào)易總量較大，稀釋該地區(qū)FDI經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用，放大了貿(mào)易對(duì)FDI的替代作用。

對(duì)于中部地區(qū)的模型估計(jì)結(jié)果不做分析，關(guān)注西部地區(qū)的模型（8）和（9）。模型（8）中，在國內(nèi)投資低于門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)為0.049，在1%顯著性水平下顯著，高于門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)為-0.037，在5%顯著性水平下顯著。說明隨著國內(nèi)投資強(qiáng)度提升，F(xiàn)DI的經(jīng)濟(jì)增長作用由正向促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)榉聪蛞种疲瑖鴥?nèi)投資與FDI存在替代關(guān)系。西部地區(qū)是發(fā)展相對(duì)落后地域，F(xiàn)DI流向西部地區(qū)的比重很少，更多是國內(nèi)投資流入西部，進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和工業(yè)制造。外資企業(yè)還會(huì)利用技術(shù)和政策優(yōu)勢(shì)對(duì)西部地區(qū)企業(yè)產(chǎn)生非良性競爭效應(yīng)，從大局來看，外資企業(yè)不一定給西部地區(qū)帶來積極經(jīng)濟(jì)影響。模型（9）中，在進(jìn)出口貿(mào)易低于門檻值時(shí)，lnfdi的系數(shù)為0.121，在1%顯著性水平下顯著，高于門檻值時(shí)，lnfdi 的系數(shù)不顯著。說明進(jìn)出口貿(mào)易強(qiáng)度提升對(duì)FDI的經(jīng)濟(jì)增長作用具有一定的影響。

表5 不同地區(qū)模型回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

FDI不僅在即期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有影響，部分溢出效應(yīng)在滯后一期甚至多期仍有所體現(xiàn)。為了規(guī)避內(nèi)生性并對(duì)模型結(jié)果進(jìn)一步說明及佐證，采用FDI數(shù)據(jù)滯后一期和滯后二期進(jìn)行同種方法的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果如表6，滯后一、二期的FDI 均存在以國內(nèi)投資為門檻變量的單門檻效應(yīng)，F(xiàn)DI滯后一期的F檢驗(yàn)值為43.88，在5%水平下顯著，門檻估計(jì)值1.152；FDI 滯后二期的F 檢驗(yàn)值為28.34，在10%水平下顯著，門檻估計(jì)值為1.152。以進(jìn)出口貿(mào)易為門檻變量時(shí)，F(xiàn)DI滯后一期的F檢驗(yàn)值為31.95，通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)，單門檻值為0.1316；FDI 滯后二期具有雙重門檻效應(yīng)，F(xiàn) 檢驗(yàn)值為31.95，通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，第一門檻值為0.138，第二門檻值為0.0404。再次證明本文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健有效性。

表6 變量滯后期門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

FDI 滯后期門檻模型估計(jì)結(jié)果如表7 所示，模型（10）和（12）分別是FDI滯后一期以國內(nèi)投資和進(jìn)出口貿(mào)易為門檻變量的單門檻效應(yīng)模型估計(jì)，模型（11）是FDI滯后二期以國內(nèi)投資為門檻變量的單門檻效應(yīng)模型，模型（13）是以進(jìn)出口貿(mào)易為門檻變量的雙重門檻模型。模型（10）中，當(dāng)國內(nèi)投資低于門檻值時(shí)，滯后一期lnfdi 的系數(shù)為0.034，在1%顯著性水平下顯著，高于門檻值時(shí)，滯后一期lnfdi 系數(shù)不顯著，這與模型（2）結(jié)果極為相似，說明國內(nèi)投資強(qiáng)度的變化對(duì)滯后一期FDI 的經(jīng)濟(jì)增長效果具有顯著影響。模型（12）中，當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易強(qiáng)度低于門檻值時(shí)，滯后一期lnfdi 的系數(shù)不顯著，高于門檻值時(shí)，滯后一期lnfdi 的系數(shù)為0.036，在1%顯著性水平下顯著，這與模型（3）結(jié)果相似，說明進(jìn)出口貿(mào)易強(qiáng)度的變化也會(huì)使滯后一期FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響。模型（11）中，當(dāng)國內(nèi)投資低于門檻值時(shí)，滯后二期lnfdi 的系數(shù)為0.020，在5%顯著性水平下顯著，高于門檻值時(shí)，滯后一期lnfdi 系數(shù)不顯著，這與模型（2）和模型（10）結(jié)果相似，結(jié)論也相近。模型（13）中，當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易低于第一門檻值時(shí)，滯后二期lnfdi 的系數(shù)為0.113，在1%顯著性水平下顯著；當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易高于第一門檻值、低于第二門檻值時(shí)，滯后二期lnfdi的系數(shù)為-0.002且不顯著；當(dāng)進(jìn)出口貿(mào)易高于第二門檻值時(shí)，滯后二期lnfdi 的系數(shù)為0.024，在1%顯著性水平下顯著，這與模型（4）結(jié)果相似，結(jié)論也相近。

表7 變量滯后期門檻回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)論

FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長具有積極作用，主要以示范效應(yīng)、資本積累效應(yīng)、競爭效應(yīng)和滲透傳染效應(yīng)方式發(fā)揮作用。并且在FDI產(chǎn)生積極效應(yīng)時(shí)，國內(nèi)投資數(shù)量變化和進(jìn)出口貿(mào)易水平變化對(duì)其作用效果產(chǎn)生一定影響。從理論角度說明，F(xiàn)DI與國內(nèi)投資存在替代互補(bǔ)關(guān)系，與進(jìn)出口貿(mào)易存在替代、互補(bǔ)或融合的關(guān)系。從實(shí)證結(jié)果可以看出，國內(nèi)投資對(duì)FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)具有數(shù)量以及地區(qū)層面的顯著影響，至于國內(nèi)投資是助長或抑制FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)有待進(jìn)一步研究。進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)也表現(xiàn)出數(shù)量和地區(qū)層面的顯著作用，并且進(jìn)出口貿(mào)易與FDI還存在替代關(guān)系。

（二）政策啟示

1.維持FDI總量規(guī)模增長趨勢(shì)，積極吸引高質(zhì)量高水平FDI。為了牢牢把控科技革命時(shí)代機(jī)遇，推動(dòng)中國走進(jìn)全球價(jià)值鏈產(chǎn)業(yè)鏈網(wǎng)絡(luò)核心區(qū)域，必須繼續(xù)堅(jiān)持改革開放，擴(kuò)大FDI 技術(shù)傳導(dǎo)效應(yīng)，改變以往側(cè)重FDI資金總量、忽視FDI技術(shù)高度的引資態(tài)度，盡最大可能發(fā)揮規(guī)模效益。完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度，為高科技跨國企業(yè)落地中國打造合理合法的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系。

2.優(yōu)化FDI 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，改善FDI 地區(qū)分布格局。加強(qiáng)FDI產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向，依法依規(guī)進(jìn)行FDI產(chǎn)業(yè)管理，切實(shí)服務(wù)好于國于民長期有利相關(guān)產(chǎn)業(yè)的FDI，對(duì)限制類和禁止類FDI 嚴(yán)格把關(guān)，做到不放過不漏掉，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。積極引導(dǎo)FDI中西部流向，加大中西部投資政策力度，努力實(shí)現(xiàn)中西部地區(qū)與東部沿海地區(qū)政策平衡，甚至在部分行業(yè)適當(dāng)傾向。

3.認(rèn)真考慮FDI與國內(nèi)投資關(guān)系，形成內(nèi)外資良性競爭和互補(bǔ)合作格局。針對(duì)不同行業(yè)FDI進(jìn)行不同程度的控制監(jiān)管力度，從而保證國內(nèi)企業(yè)具有一定的擠入效應(yīng)。擴(kuò)大與國內(nèi)企業(yè)互補(bǔ)性較強(qiáng)產(chǎn)業(yè)的FDI開放程度，為能與內(nèi)資企業(yè)形成較大關(guān)聯(lián)互補(bǔ)的FDI實(shí)施優(yōu)惠政策，并且通過優(yōu)惠政策吸引外資進(jìn)入國內(nèi)企業(yè)無能力或不愿進(jìn)入的高風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)業(yè)，并對(duì)發(fā)展較薄弱的高新技術(shù)和環(huán)保等產(chǎn)業(yè)給予一定的稅收優(yōu)惠。

注釋

①樊綱指數(shù)：由樊綱、王小魯?shù)热嗽谥鞒煞址治龇ɑA(chǔ)上，從五個(gè)方面——政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境，計(jì)算得出各期市場(chǎng)化指數(shù)，在各年版本《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》披露指數(shù)計(jì)算結(jié)果。