FDI對城鎮化的影響及對策分析

杜玲燕

[摘要]自金融危機以來，各國經濟深陷泥沼，中國作為經濟全球化中的一員，自然也或多或少地受到金融危機的沖擊，為早日走出陰影，城鎮化成為推動我國產生新的經濟增長的支點。與此同時，FDI的流入也在不同程度受到影響，那么FDI對于城鎮化會產生什么樣的影響？多大程度的影響？這些都是值得探討的問題。本文利用1993—2012年數據，運用多元線性回歸模型分析了FDI對城鎮化率的影響程度，對于有效利用外資來推動城鎮化進程，具有十分重要的現實意義。

[關鍵詞]FDI；城鎮化；多元線性回歸分析

[DOI]1013939/jcnkizgsc201538197

1引言

自改革開放以來，特別是入世以來，隨著我國各種產業和對外政策的開放，我國經濟迅速發展，各種經濟指標迅速上揚，2001年我國GDP總量僅為10965517億元人民幣，而截至2014年，我國GDP總量已經達到636463億元人民幣，足足翻了48倍，而GDP增長率也一直保持在8%左右。與此同時，隨著對外政策的開放和經濟全球化的熱潮席卷而來，中國作為經濟增長速度最具潛力的發展中國家，外商直接投資也紛紛流入中國各個產業。報告顯示，全球外國直接投資（FDI）在2014年下降了16%，但流入發展中經濟體的投資卻達到了歷史最高水平，中國更首次超過美國成為全球最大FDI流入國，補充豐富了產業資本，并促進了我國經濟的進一步提升。

但是，我國過去十多年的經濟騰飛主要是資源依賴和粗放型增長的，不僅造成資源稀缺，而且造成如霧霾、酸雨等各類環境污染，嚴重影響我國的可持續發展。隨著十八大的召開，城鎮化成為我國經濟騰飛的一個新的經濟增長點和發力點，發展農村經濟，帶動農民消費，提高農民的增收能力，對于全面提高我國內需、帶動經濟增長具有十分重要的現實意義。

那么，FDI 對城鎮化的發展起到何種影響，如何利用FDI 推動城鎮化進程，從而為區域經濟發展提速，這是當前中國經濟發展和城鎮化過程中亟待解決的問題。

2文獻綜述

國外學者對于 FDI 與城市化二者之間關系存在不同觀點，一種認為FDI不利于發展中國家城鎮化，另一種認為FDI對發展城鎮化有利。第一種觀點的代表學者主要有Castells、Friedmann等。Castells（1972）和Harvey（1975）認為FDI會通過影響產業情況，導致發展中國家對 FDI 產生依附性。Friedmann（1986）通過研究發現，FDI流入不僅會影響城市化進程，而且會影響城鎮化的空間結構，使對FDI的依附進一步增強。

國內學者對此的研究主要有：王新娜通過研究對外商直接投資影響下的城市化反饋機制，總結出FDI與城市化之間應該是一種雙向互動的關系。毛新雅（2006）通過實證分析1990 年到 2000年的長三角城鎮人口，發現 FDI 加快了上海城市化的進程。蔣偉，曹榮林（2010）從空間上對江蘇省各個地級市的FDI與城市化相關性分析表明，無論是FDI增量或存量，其與城市化的相關性均存在明顯的地域差異。羅茜（2008）通過構建新指標體系來衡量城市綜合水平，利用新的城市綜合水平研究與 FDI 的關系，發現FDI促進了我國城市化的發展，FDI規模不同，對城市的影響大小也不同。

小結：國內大多數學者選擇長三角和珠三角等地區作為研究對象，而很少有從我國整體視角研究FDI與城市化的關系，本文正是基于此來研究的。

3實證分析

31模型設定：多元線性回歸分析

被解釋變量和解釋變量的關系可表示為：UBt=Af（FDIt，IDt）

為了消除異方差，本文對所有變量取對數。

LNUBt=α0+α1LNFDIt+α2LNIDt+μt

其中，LNUB是被解釋變量，LNFDI為核心解釋變量，LNID為一般解釋變量，μt為隨機誤差項。α0、α1、α2分別表示常數項、各解釋變量的參考系數，t 表示年份（t=1993，…，2012）。

32變量及數據說明

本文所研究的變量主要有：UB：城鎮化率，由城鎮人口與全國總人口之比得來。FDI：外商直接投資的年度流量（單位為億元，由當年 FDI 的流入量（億美元）乘以當年的平均匯率換算而得到）。ID：工業化率，指當年工業增加值占全部生產總值的比重。本文所使用的1993—2012年的數據均來源于《中國統計年鑒》，結果均由Eviews 60 得來。

33相關性檢驗

下圖為各變量趨勢圖，圖中LNUB和LNFDI曲線均向右上方傾斜，說明二者間可能存在相關關系。LNID比較平穩，呈現出先升后降的波形特征。由表1可以看出，LNUB和LNFDI的相關系數都很高，但是這可能是由于改革開放后各種經濟指標上揚所造成的，因此還需運用多元線性回歸分析進一步驗證。

各變量趨勢圖

34多元線性回歸分析

由表2得到多元線性回歸模型的結果：LNUB=102+047LNFDI-009LNID。

由多元線性回歸分析表可看出，R2值為09058，經調整后的R2值為08948，說明模型擬合度較好；在1% 的顯著性水平下，FDI系數的t檢驗通過，說明統計顯著性較強；表中DW值為1895612，dl

在所有影響城鎮化率的變量中，對LNUB影響最大的是LNFDI，它與LNUB存在顯著的正相關，并且回歸系數為047，這意味著FDI每增長1%，會帶動城鎮化率約增長047%。這表明FDI在進行區位選擇時，會起到帶動農村向城市過渡的正面作用。另外，LNID與城鎮化率呈反向變動，這可能是由于我國目前正處于工業化與城鎮化的“倒U形”的下降段的原因。

4結論與建議

本文通過運用多元線性回歸模型得出結論：FDI的變動對城鎮化變動的影響是顯著的，并且FDI的變動會導致城鎮化率的正向變動，由此我們可以認為，優化投資環境，促進外資流入對促進我國城鎮化進程大有裨益。但是為了防止不良投資帶來的不良影響，又不能一味地任其流入，因此改革投資結構與機制勢在必行。

參考文獻：

[1]FriedmanThe World City Hypothesis[J].Development and Chang，1986（17）

[2]王新娜FDI在發展中國家城市化中的動力作用——基于國外研究的綜述[J].云南財經大學學報，2010（12）

[3]毛新雅長江三角洲地區外商直接投資的城市化效應研究[C].上海市社會科學界第四節學術年會文集，2006-06-30

[4]蔣偉，曹榮FDI與城市化水平的相關性分析——以江蘇省地級市為例[J].信陽師范學院學報：自然科學版，2010（4）

[5]羅茜FDI 對我國城市化進程的影響[J].區域經濟，2008（4）：19-13