外商直接投資、區域創新與城市化發展研究
——基于政府與市場雙重視角

呂雁琴，趙 斌

（1.新疆大學 新疆創新管理研究中心，烏魯木齊830046；2.新疆大學 經濟與管理學院，烏魯木齊830000）

城市化是各國經濟社會發展的普遍規律，是一個自然歷史過程。一般來說，一國經濟的現代化是依托工業化和城市化這兩個過程來實現的［1］。而區域創新能力的不斷壯大可以推動工業和城市發展［2］，同時，外商直接投資也是推動我國經濟增長的重要驅動力之一。伴隨經濟的快速增長，中國城市化進程不斷加快，城鎮常住人口比重從1978 年的17.9% 提高到2018 年的59.6%，但與發達國家相比仍存在很大差距，未來的城市化進程對中國而言依舊是個挑戰。因此，審視外商直接投資、區域創新對我國的城市化進程的內在關系，對于加快我國城市化發展，進一步提高人民生活水平，從而縮小與發達國家的差距具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

關于外商直接投資對城市化發展的研究。大多數國外學者指出，外商直接投資對一國城市化或者城鎮化發展起到顯著的促進作用［3-4］。同時，國內學者黃娟［5］通過構建因子化的城市化指數進行實證分析，發現外商直接投資對城市化發展水平較高的地區有明顯的促進作用；陳輝民［6］基于空間面板杜賓分析方法從對外貿易與外商直接投資雙重視角探究其對城市化的影響，也得出外商直接投資對城市化的影響十分顯著的結論。但袁冬梅等［7］研究發現，隨著金融發展水平跨越不同的門檻，外商直接投資對城鎮化的影響呈現臥倒的“S”型路徑；而黃亞捷等［8］研究發現，外商直接投資通過帶動城鎮就業進而進一步影響城鎮化進程。

關于區域創新對城市化發展的研究。部分學者認為創新可以助推城市化發展。姜磊和季民河［9］研究發現區域創新主要集中在城市化水平較高的長三角與環渤海城市群中；辜勝阻和劉江日［10］認為城鎮化的實現需要由之前的要素驅動向創新驅動轉變；王蘭英和楊帆［11］認為科技創新對城鎮化建設的驅動作用主要體現在推動產業結構升級、優化產業布局、促進信息通訊技術發展和文化、制度、社會管理進步等方面；田逸飄等［12］將科技創新與城市化包容發展進行耦合度分析，發現總體呈現平穩上升趨勢，但省際差異依舊較大。

通過梳理文獻可以看出，學者們從外商直接投資或區域創新研究城市化發展大多是基于單一視角展開。而外商投資額的增加，勢必會投資在區域創新水平相對較低的地區，主要是區域創新水平較高的地區提高了外商直接投資進入的門檻，即外商直接投資和區域創新之間存在互動關系。單一考慮外商直接投資或區域創新對城市化發展的影響，忽略了外商直接投資與區域創新兩者互動對城市化發展進程的影響，在一定程度上會低估外商直接投資與區域創新的作用。因此，本文將外商直接投資與區域創新兩者互動納入城市化發展研究中，并進一步基于政府與市場雙重視角，以政府與市場為門限變量，探究外商直接投資、區域創新與城市化發展的影響，從而為政策制定者提供理論依據。

二、外商直接投資、區域創新對城市化發展影響的理論機制

（一）外商直接投資與城市化發展

以跨國公司為主體的外商直接投資作為國際資本流動的重要渠道，對一個國家或地區經濟社會產生較為深遠的影響，經濟社會的快速發展又使得城市化水平得到提高。外商直接投資對城市化發展的作用機制主要體現在農村人口和產業不斷向城市集聚。一方面，外商直接投資通過就業創造效應作用于城市化進程［13］，外商直接投資通過對收益率相對較高的城區周圍進行投資，可以創造更多的就業崗位，對農村剩余勞動力存在著拉力，農村人口外流，使得城市人口增多，最終導致了人口城鎮化；另一方面，外商直接投資促進經濟增長，引致產業結構演進，隨著產業結構升級，勞動力逐漸由農業轉向第二、三產業，從而促進非農產業的快速發展，處于城市化加速發展階段的中國而言，產業結構升級能夠助推我國城市化進一步發展。

（二）區域創新與城市化發展

創新是城市化可持續發展的動力［14］。區域創新能夠推動城市化建設，加速城市化進程，其動力機制包括人口、經濟和社會以及產業等要素的協調發展［2］。首先，由于區域創新的需要，無論是農村還是城市都需要進一步加大教育的投入，提高居民的教育水平，從而為創新提供人才支撐；并且城市基礎設施、社會服務等方面的優勢對農村人口具有很強的“拉力”，吸引農村剩余勞動力向城市轉移，使得城鎮人口數量上升。其次，創新是產業升級的內生驅動力，創新通過知識、資本、技術等生產要素的優化配置提高生產率，推動產業結構和新興產業崛起［15］，產業結構的調整與優化進而促進城市化。最后，通過一系列的創新成果，如移動互聯網技術、生物技術、高鐵技術等，推動社會進步，相對于農村地區，城市居民生活水平得到進一步提高。

（三）外商直接投資、區域創新與城市化發展

中國實現創新發展主要來自兩種渠道，一種來自內部創新，即通過自主研發實現自主創新；另一種則來自外部創新，即通過引進國外技術，利用外商的技術外溢，進行技術引進消化吸收再創新［16］。外商直接投資為我國依靠外部創新提供良好的渠道，相對于國內資本，外商直接投資涵蓋了更先進的技術、更活躍的創新氛圍，可以通過競爭效應、人力資本流動效應以及關聯效應等對我國企業產生技術溢出效應，從而推動區域創新水平的提高。隨著區域創新水平的提高，外商直接投資對區域創新的邊際效應相對減弱，區域甚至會將一些低質量的外商直接投資企業拒之門外，但也會進一步吸引外商投資企業的研發機構入駐或者與外商合作建立研發機構，提高區域創新效率，進一步提高資源配置能力，促進產業結構優化與升級。外商直接投資和區域創新相互影響，外商投資的增加使得區域創新能力增強，區域創新水平提高會進一步提高外商投資質量，二者均會對我國城市化進程產生影響。

三、計量模型與數據說明

（一）計量模型的設定

基于上述理論機制，外商直接投資的增加與區域創新水平的提高均可以促進城市化進程。伴隨著外商直接投資的增加與區域創新水平的提高，勞動力由農村向城市轉移，產業由第一產業向第二、三產業轉移，從而實現人口城市化與產業助推城市化。同時，外商直接投資影響區域創新能力，區域創新能力高低也會影響外商投資規模，因而需要考慮外商直接投資與區域創新的交互作用對城市化的影響。基于以上分析，本文構建影響省際層面城市化的基準模型：

其中：i 表示地區（省份）；t 表示年份；Ur、FDI、CX、X 分別表示城市化水平、外商直接投資規模、區域創新水平以及影響城市化的控制變量；α1、α2、α3、βi為相應的影響系數；μi、νt表示不可觀測地區與時間效應；εit表示隨機誤差擾動項。為確保變量的平穩性，對模型（1）兩邊的變量進行對數化處理。

進一步以政府與市場為門限，探究外商直接投資與區域創新對城市化進程的影響，借鑒學者Hansen［17］研究成果，構建本文的面板門限回歸模型：

其中：WE 表示FDI 或CX；X 表示影響城市化水平的其他變量；C 表示門限變量，本文把政府干預與市場化進程作為門限變量；γ 為門限估計值；I 表示指標函數；vi表示個體固定效應；εit表示隨機誤差項。

（二）指標說明與數據來源

1. 指標說明

被解釋變量：城市化水平（Ur）。城市化主要表現在農村人口和產業不斷向城市集聚，同時城市生活方式向農村擴散的過程。測度城市化水平的指標多種多樣，冉啟英和任思雨［18］從人口城市化、經濟城市化、生活環境城市化以及生活條件城市化等維度構建了一個新型城市化綜合評價指標。但究其根本，城市化的核心是人的城市化，因此，本文依舊采用各省份城鎮人口占總人口的比重來衡量城市化發展水平。

核心解釋變量：外商直接投資（FDI）。外商直接投資是推動我國經濟增長的重要驅動力之一，直接投資方式具有技術外溢效應，可以通過轉移國外先進技術、管理和營銷理念推進技術進步及經濟增長，同時也是我國城市化發展的重要動力之一，本文使用各省份實際利用外商直接投資額作為外商直接投資的代理變量。

區域創新能力（CX）。當前學術界對區域創新能力的衡量指標主要包括專利數據、技術市場成交合同金額、R&D 經費支出、每萬人擁有專利數等。眾多學者一致認為專利數量可以有效地衡量創新能力，本文借鑒吳玉鳴［19］的做法，用各省份專利授權數來衡量區域創新能力。

控制變量：地區經濟發展水平（PGdp），采用各省份人均GDP；對外開放度（Open），采用各省份進出口貿易總額與地區生產總值之比；人力資本（Hum），采用各省份平均受教育年限；產業結構（Is），依據諾瑟姆1975年提出的城市發展曲線理論，世界城市化發展具有明顯的階段性，我國正處于城市化發展的第二階段，即城市化進程的加速階段，在這一階段工業化起著十分重要的作用。鑒于此，本文選取第二產業占比作為產業結構的代理變量來衡量其對城市化的貢獻。以上變量作為本文的控制變量可以在一定程度上解決因遺漏變量而產生的內生性問題。

門檻變量：市場化進程（Mar）。中國由計劃經濟轉向市場經濟的改革，對我國城市化進程的發展起到了積極的促進作用，其中非國有制經濟的發展扮演了重要的角色。國內衡量市場化比較權威的指標是樊綱、王小魯等學者編制的中國各省份市場化指數，由于這一指標的最新數據僅到2016 年，并且1997—2009 年與2008—2016 年所選取的指標不一致，所以本文借鑒王小魯等［20］的做法，以非國有經濟在工業總產值中的比重作為市場化程度的代理變量。

政府干預（Gov）。在制度轉型初期，政府干預能有效地促進城市化發展，對推動體制改革、引導資源配置起到了關鍵作用，但是當城市化發展到一定階段后，政府的強勢控制可能會阻礙城市化發展。由于本文探究政府干預對城市化發展的影響，借鑒劉生龍和龔鋒［21］的研究成果，這里用當年財政支出與財政支農支出（其中2000—2002 年財政支農支出為支援農村生產支出、農業綜合開發支出和農林水利氣象等部門的事業費支出三者之和；2003—2006 年財政支農支出為農業支出、林業支出和農林水利氣象等部門的事業費支出三者之和；2007—2017 年財政支農支出為農林水事務支出）作差來衡量政府干預程度。一般來說，財政支出數額越大，表示政府干預程度越高。

2. 數據來源與變量的統計性描述

本文選取2000—2017 年中國30 個省級區域的面板數據（由于西藏自治區和港澳臺地區的數據缺失，本文沒有考慮在內），其各省份的數據來源于相應年份的《中國統計年鑒》《中經網統計數據庫》。樣本相關變量的描述性統計見表1。

四、實證分析

在回歸之前，對模型中主要變量首先進行多重共線性檢驗，結果見表2，由于各個變量的方差膨脹因子值均小于10，表明變量之間的多重共線性在可控范圍之內。

表1 變量的描述性統計

（一）面板分析

本文首先借助stata14.0 對2000—2017 年省際面板數據進行靜態面板模型實證分析。靜態面板數據模型的參數估計形式主要有混合最小二乘法、固定效應模型與隨機效應模型。從Hausman 檢驗結果來看，可以得出在1% 的水平下拒絕了隨機效應模型，因此本文選用固定效應模型更加合適，進一步將2000—2017 年以2008 年全球經濟危機為時間截點分為兩個時間段即2000—2008 年與2009—2017 年，回歸結果見表3。

首先，就外商直接投資而言，無論在整體時間段內、還是在分時間段內，外商直接投資對城市化進程均產生積極的推動作用。其中，2000—2008 年，外商直接投資對城市化推動作用最強，主要是加入世界貿易組織后，中國引進外資的能力進一步增強，外商直接投資通過就業創造效應使得農村人口向城市化轉移，與此同時人口紅利得到進一步釋放，外商直接投資對城市化進程的作用增強。

其次，相對于外商直接投資，2000—2017 年區域創新對城市化進程的拉動作用有待進一步增強。其中，2000—2008 年，區域創新對城市化進程產生擠出效應，表明國內企業創新在與外商企業在競爭中處劣勢，同時也表明我國當年城市化進程加快主要是工業化、投資以及人口紅利拉動等綜合作用的結果；2009—2017 年，區域創新對城市化的帶動作用明顯高于外商直接投資對城市化的拉動作用，主要是由于這一時期我國對創新日益重視，經過多年的學習，我國企業自主創新能力在與外資企業競爭中取得一定的優勢，并且近年來，全球經濟的不穩定性以及貿易摩擦等問題突出，外商直接投資對我國城市化的帶動作用相對減弱。

再次，從外商直接投資與城市化進程的交互項可知，2000—2008 年，外商直接投資和區域創新交互作用直接阻礙城市化進程，表明外商直接投資與區域創新存在替代效應，這也印證了上文的結論，即在此期間，相對于國內區域創新，外商直接投資推動了我國城市化進程；而2009—2017 年，外商直接投資和區域創新對城市化發展起到了很好的互補作用，意味著經過多年向外資企業的學習，外商直接投資高的地區，其創新能力也會隨之提高，表明自全球經濟危機后，我國更加注重創新驅動發展戰略以及更加注重引進外資的質量。

最后，控制變量中，相對于2000—2008 年，經濟發展水平、人力資本的提升在2009—2017 年期間對城市化進程的帶動作用進一步增強，表明未來中國城市化的提高依舊要靠大力發展經濟以及提高人力資本質量推動；對外開放水平對城市化的拉動作用呈下降趨勢，這很好地解釋了自全球經濟危機以來，中國由過去的外需拉動經濟增長向以投資與消費內需拉動經濟增長轉變；第二產業對城市化發展的進程起到阻礙作用，按照諾瑟姆的城市發展曲線理論，我國正處于城市化發展的第二階段，即城市化進程的加速階段，在這一階段，工業化起著十分重要的作用，但第二產業的發展卻對我國城市化進程的拉動作用呈現擠出效應，同時，我國第二產業在產業結構中的占比逐漸下降，第三產業占比逐漸上升，已有諸多學者得出第三產業的提高對城市化有積極的促進作用的結論，這和傳統經濟學家提出的相關理論有較大差異，這也給政策制定者提供了立足于我國實際的依據。

表2 變量的方差膨脹因子值

表3 外商直接投資、區域創新對城市化進程回歸結果

（二）穩健性檢驗

為了驗證靜態面板模型得出的結論是否具有穩健性，這里將所有的解釋變量滯后一期再次帶入模型回歸，結果見表4。由表4 可知，所有解釋變量的滯后一期都很好地解釋了我國城市化發展進程，同時與上文的檢驗結果基本保持一致且通過顯著性檢驗，具有很好的擬合度，表明結果是穩健的。

（三）門限效應分析

1. 政府干預、市場化進程對外商直接投資的門限效應

借助stata14.0，基于面板門限模型Bootstrap 自抽樣300 次，在無門限效應假說條件下分別以政府干預、市場化進程為門限變量進行顯著性檢驗，結果見表5。由表5可知，在5% 的顯著性水平下，政府干預存在雙重門限效應，市場化進程存在單一門限效應。

在確定門限值后，對政府干預、市場化對外商直接投資的門限效應進行回歸，結果見表6。由表6 可知，在不同的政府干預與市場化進程區間條件下，外商直接投資對城市化發展的影響存在顯著差異。具體而言，在政府干預程度低于第一個門限值1.341 時，外商直接投資對城市化拉動作用高達0.352；當政府干預度在區間［1.341，1.423］時，外商直接投資對城市化的帶動作用減弱；當政府干預邁過第二門限值1.423 時，外商投資對城市化進程的影響進一步減弱。當市場化程度低于第一門限值1.403 時，外商直接投資對城市化發展存在阻礙作用，為-0.010；當高于第一門限值1.403 時，外商直接投資對城市化的拉動作用顯著提高，呈現先下降后上升的“U”型趨勢。以上研究結果表明，自加入WTO 之后，我國對外開放的大門進一步打開，政府在初期利用政策優惠吸引外商直接在我國投資的對外開放戰略，在一定程度上抑制了市場的作用，隨著市場機制在資源配置中的決定性作用逐步明確，我國社會主義市場化進程明顯加快，政府逐步讓位于市場。但現階段，在重視社會主義市場經濟發揮決定作用的同時，也不可忽略政府在資源配置中的作用。

2. 政府干預、市場化進程對區域創新的門限效應

研究思路與上文一樣，在無門限效應假說條件下分別對政府干預、市場化進程為門限變量進行顯著性檢驗，結果見表7。由表7 可知，在1% 的顯著性水平下，政府干預存在單一門限效應；而在5% 的顯著性水平下，市場化進程存在雙重門限效應。

在確定門限值后，政府干預、市場化對區域創新的門限效應進行回歸，結果見表8。在不同的政府干預與市場化區間條件下，區域創新能力對城市化發展的影響存在顯著差異。當政府干預低于第一門限值1.453 時，區域創新對城市化的拉動作用達到0.051；當邁過第一門限值時，區域創新能力對城市化的拉動作用在減弱。當市場化程度低于第一門限值1.297 時，區域創新能力對城市化的拉動作用達到0.046；在區間［1.297，1.343］時，區域創新能力對城市化的拉動作用呈現下降的趨勢；當市場化程度跨越第二門限值1.343 時，區域創新能力對城市化的拉動作用進一步增強，大致呈現“N”型。這主要是因為我國政府對區域創新的支持多是政策支持與資金支持，在初期對區域創新有很好地促進作用，隨著我國市場化進一步深化到一定程度時則存在一定的瓶頸效應，隨著改革的深入與社會主義市場化的進一步完善，當突破瓶頸后，區域創新對城市化的拉動作用又進一步增強。

表4 穩健性檢驗結果

表5 門限效應檢驗

表6 門限回歸結果

表7 門限效應檢驗

表8 門限回歸結果

五、結論與建議

本文運用靜態面板模型，研究我國2000—2017 年30 個省份外商直接投資、區域創新對城市化發展的影響關系，并進行穩健性檢驗；進一步運用門限面板模型，以政府干預程度與市場化進程為門限，探究外商直接投資、區域創新對城市化發展的門限效應。研究結果表明：在靜態面板分析中，外商直接投資、區域創新對城市化發展有積極的促進作用，且外商直接投資與區域創新由替代效應逐步轉為互補效應；控制變量中，經濟發展水平的提高與人力資本的提升均有助于城市化，但對外依存度對城市化的影響逐漸降低，且近年來第二產業占比的提高對城市化發展起到阻礙作用。在門限面板回歸分析中，在政府干預下，外商直接投資對城市化的影響存在雙重門限效應，區域創新對城市化的影響存在單一門限效應；在市場化進程下，外商直接投資對城市化的影響大致呈現“U”型趨勢，區域創新對城市化的影響大致呈現“N”型路徑。

基于以上研究結論，本文進一步提出促進我國城市化發展的建議：

（1）要由過去注重外商直接投資數量向外商直接投資質量轉變，更加注重外商直接投資的質量；要更加注重創新驅動發展戰略，不僅要注重創新的數量，更要注重創新的質量。

（2）要進一步完善市場環境，營造良好的投資環境與創新環境，同時也要加強頂層設計，引導企業理性投資、優化投資。

（3）在注重經濟高質量發展的同時，要提高我國的人力資本質量，尤其對于教育程度低的地區，要著力培養“干中學”。

（4）要進一步開發國內市場，加快內需驅動城市化進程，同時要為涉外企業創造良好的環境，提高其國際競爭力；要進一步優化產業結構，合理控制第二產業在國民經濟中的占比，提高第三產業的服務質量及競爭力，以更好地服務城市化發展。