FDI、科技創(chuàng)新與中國新型城鎮(zhèn)化
——基于空間杜賓模型的實證分析

宛群超，鄧 峰

（新疆大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830046）

FDI、科技創(chuàng)新與中國新型城鎮(zhèn)化
——基于空間杜賓模型的實證分析

宛群超，鄧 峰

（新疆大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830046）

在幅員遼闊、省域差異明顯的中國，考慮空間因素研究FDI、科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)具有重要的理論意義與實踐意義。文章遵循“理論—模型—實證”的技術(shù)路線，考慮空間因素，對FDI、科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化的關(guān)系研究進行了機理分析、作用路徑分析及經(jīng)驗分析。采用空間杜賓模型進行空間效應(yīng)分解的研究表明：中國省域FDI、科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化存在明顯的正向空間關(guān)聯(lián)性和空間溢出效應(yīng)。特別地，F(xiàn)DI與科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的間接效應(yīng)大于其直接效應(yīng)；無論在直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的獨立效應(yīng)，還是雙重效應(yīng)的作用下，科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的作用均大于FDI的作用；最后，本文就FDI與科技創(chuàng)新的空間交互作用對城鎮(zhèn)化提出了政策建議。

FDI；科技創(chuàng)新；新型城鎮(zhèn)化；空間杜賓模型；空間效應(yīng)分解

一、引 言

《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》和2016年印發(fā)關(guān)于深入推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的若干意見（國發(fā)［2016］8號）明確指出，城鎮(zhèn)化是中國現(xiàn)代化的必由之路，是擴大內(nèi)需的最大潛力所在。城鎮(zhèn)化是人類社會伴隨著工業(yè)化存在的客觀趨勢，是經(jīng)濟增長的重要引擎。

自中國實行改革開放政策以來，城鎮(zhèn)化不斷地發(fā)展，尤其是近年來呈現(xiàn)不斷加快的態(tài)勢。截至2015年，我國城鎮(zhèn)化率已達56.10%，表明城鎮(zhèn)化已經(jīng)步入高速發(fā)展的快車道。但是，伴隨著城鎮(zhèn)化的明顯加速，也出現(xiàn)了一系列連鎖性問題，如交通擁堵、環(huán)境破壞嚴(yán)重、就業(yè)需求加大、“人地矛盾”激化等。為解決這些問題，黨中央因勢利導(dǎo)，順勢而為，做出了實行新型城鎮(zhèn)化的重大戰(zhàn)略部署。

中國城鎮(zhèn)化在對外開放的過程中呈現(xiàn)著不斷發(fā)展的趨勢。外商直接投資（FDI）作為國際資本流動的重要渠道以及先進技術(shù)、管理經(jīng)驗及人力資源等的關(guān)鍵載體，給東道國帶來了相當(dāng)多的就業(yè)機會和財政收入，成為拉動經(jīng)濟增長的主要路徑之一。在改革開放向縱深推進的過程中，中國城鎮(zhèn)化水平也不斷提高。開放經(jīng)濟環(huán)境下，外商直接投資對城鎮(zhèn)化進程起著重要的外在推動作用。2015年底，中國實際利用外商直接投資額達到1 262.67億美元，較2014年增加5.31%，對外商投資的吸引力仍然強勁，現(xiàn)在更多地關(guān)注FDI的引入方向和質(zhì)量，以實現(xiàn)中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。

2016年政府工作會議報告，強調(diào)創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展必須突出創(chuàng)新在國家發(fā)展全局的核心位置。目前，中國經(jīng)濟增長正面臨著由“結(jié)構(gòu)性加速”轉(zhuǎn)向“結(jié)構(gòu)性減速”階段（韓永輝、黃亮雄和鄒建華，2016）［1］，全面建成小康社會和新型城鎮(zhèn)化進程均處于歷史的關(guān)鍵節(jié)點。城市既是經(jīng)濟社會發(fā)展的關(guān)鍵載體，又是創(chuàng)新要素的主要聚集區(qū)域，科技創(chuàng)新在城市發(fā)展中的作用越來越凸顯。要解決城鎮(zhèn)化進程中由于過去長期以來注重數(shù)量的外延式發(fā)展模式所產(chǎn)生的資源過度消耗、環(huán)境污染、高碳排的諸多問題和社會矛盾，要著實積極探索符合中國國情的特色新型城鎮(zhèn)化道路。

二、文獻綜述

關(guān)于科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化的研究，部分學(xué)者做了有益的探索與論證。Grossman的研究表明，內(nèi)生技術(shù)進步可以帶來城鎮(zhèn)化發(fā)展和經(jīng)濟增長［2］。賀建風(fēng)和吳慧（2016）的研究表明，中國城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)地區(qū)結(jié)構(gòu)性不協(xié)調(diào)狀態(tài)，新型城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)東部最高、中部次之、西部最低的狀態(tài)［3］。科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化具有滯后推動效應(yīng)，對人口城鎮(zhèn)化起著顯著的正向作用。于蓮（2016）的研究論證了科技創(chuàng)新能夠通過培育新型產(chǎn)業(yè)、構(gòu)建現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系為新型城鎮(zhèn)化提供保證［4］。田逸飄，張衛(wèi)國和劉明月（2017）的研究表明，科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)平穩(wěn)上升態(tài)勢，不過整體上協(xié)調(diào)性較差，地區(qū)間的耦合協(xié)調(diào)度具有階梯式分布特征，且在空間上呈現(xiàn)總體逐步優(yōu)化態(tài)勢［5］。何紹田和邱力生（2014）從制度制衡的視角出發(fā)，深入系統(tǒng)地研究了地方城鎮(zhèn)化制度創(chuàng)新的時機識別、主題選擇和實施標(biāo)準(zhǔn)等三大關(guān)鍵創(chuàng)新環(huán)節(jié)，豐富了地方城鎮(zhèn)化制度理論［6］。許多學(xué)者的研究也證實了城鎮(zhèn)化能夠帶來內(nèi)在技術(shù)進步所衍生的正外部性，且是技術(shù)創(chuàng)新所不容忽視的一個因素（Lucas，1988；Feldman和Audretsch，1999；Carlino和Chatterjee，2007）［7-9］。仇怡（2013）就城鎮(zhèn)化對技術(shù)創(chuàng)新進行了理論分析與實證檢驗，城鎮(zhèn)化能夠?qū)夹g(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生促進效應(yīng)，且通過創(chuàng)新效應(yīng)顯著地驅(qū)動全要素生產(chǎn)率，但存在區(qū)域差異［10］。閆玉科、張萌和章政（2016）借鑒國內(nèi)外城市和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)驗，認為廣東應(yīng)該加大制度創(chuàng)新力度，完善城市發(fā)展規(guī)劃，為新型城鎮(zhèn)化提供體制機制保障［11］。

已有較多的文獻對FDI與城鎮(zhèn)化關(guān)系進行了研究。程開明和段存章（2010）從理論上闡述FDI與城市化存在一定的互動機制，其實證分析的結(jié)果表明，F(xiàn)DI與城市化之間存在長期均衡關(guān)系。FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及其升級能夠產(chǎn)生促進作用，完善就業(yè)結(jié)構(gòu)及用地結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換機制，推動城市化進程［12］。黃娟（2011）通過因子分析方法甄選出影響城市化水平的主成分，構(gòu)建復(fù)合指標(biāo)衡量城市化水平的高低，實際FDI對處于不同城市化水平上的21個市作用強度不一［13］。史本葉和羅思坦（2014）認為FDI對中國新型城鎮(zhèn)化有著雙重效應(yīng)，既有促進效應(yīng)，又有阻礙效應(yīng)，合理引進外資有利于城鎮(zhèn)化進程的推進［14］。臧新和江夢冉（2015）通過對地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的提高來分解水平貢獻和遷移貢獻，探究了江蘇省FDI與城鎮(zhèn)化的作用機理，結(jié)果表明，該省內(nèi)部有著外資區(qū)域轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象，F(xiàn)DI與江蘇省城鎮(zhèn)化發(fā)展存在良性互動［15］。曾鵬和吳功亮（2016）基于一個新的多元分析框架理論模型，其論證的結(jié)果表明，就中國城市群而言，外商直接投資能夠促進城市化水平的提高［16］。

此外，葉嬌和王佳林（2014）的研究表明，F(xiàn)DI能夠明顯地促進技術(shù)創(chuàng)新能力的提高，且存在正向的溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI每投入1%，技術(shù)創(chuàng)新能力則大約提高0.19%［17］。張宏元和李曉晨（2016）的研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI對中國自主創(chuàng)新具有顯著性的正向促進作用［18］。胡凡（2016）認為，從全國看，新型城鎮(zhèn)化進程中城鄉(xiāng)收入水平、城鎮(zhèn)人口密度對FDI流入有著顯著影響；從地區(qū)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)能夠促進西部地區(qū)FDI流入［19］。原倩（2016）提出，未來中國城市化進程應(yīng)當(dāng)優(yōu)化城市經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、促進區(qū)域一體化進程，發(fā)揮集群增長效應(yīng)對城市化進程的推動作用［20］。童中賢、黃永忠和熊柏隆（2017）認為，經(jīng)濟新常態(tài)下，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化會以城市群為主體形態(tài)，呈現(xiàn)創(chuàng)新、共享、綠色、協(xié)調(diào)、開放發(fā)展的新趨勢［21］。

已有一些學(xué)者對FDI、科技創(chuàng)新和新型城鎮(zhèn)化進行了研究，其視角基本上為兩兩關(guān)系的研究。鮮有文獻探討FDI、科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化三者的關(guān)系。在中國新型城鎮(zhèn)化進程中，F(xiàn)DI與科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的影響是否存在差異型？目前，鮮有文獻就FDI、科技創(chuàng)新影響新型城鎮(zhèn)化的作用機理進行總結(jié)；更值得一提的是，現(xiàn)在尚無文獻納入空間因素考慮FDI、科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的作用機制。

三、FDI、科技創(chuàng)新影響新型城鎮(zhèn)化的作用機理

現(xiàn)階段，中國各省域競相引入FDI，導(dǎo)致FDI在空間上集聚，從而會減少貿(mào)易、運輸及聯(lián)動等其他方面的成本［22］。在對外開放向縱深發(fā)展的進程中，省域間科技創(chuàng)新的空間依賴性逐漸增強。中國創(chuàng)新產(chǎn)出存在空間上的分布現(xiàn)象（李志剛、湯書昆和梁曉艷，2006）［23］，即一個省域的科技創(chuàng)新受到其他省域尤其是鄰接省域科技創(chuàng)新發(fā)展的影響，各省域之間的科技創(chuàng)新存在空間溢出效應(yīng)。因此，從理論上有必要考慮空間因素探究FDI、科技創(chuàng)新影響新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用機理和實施路徑，以便明確影響新型城鎮(zhèn)化的FDI流入和科技投入方向。

FDI影響新型城鎮(zhèn)化的作用機理至少可以通過以下四個方面來分析（見圖1所示）：①集聚效應(yīng)。通過區(qū)位選擇和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以引致人口集聚與產(chǎn)業(yè)集聚，推動經(jīng)濟活動綜合體在空間上聚集，從而成為城市規(guī)模擴大的動力源泉（郭東杰和王曉慶，2013）［24］。FDI通過示范、競爭、關(guān)聯(lián)、人力資本積累等效應(yīng)作用于產(chǎn)業(yè)集聚，而產(chǎn)業(yè)在地理上的集聚又進一步擴大了城市規(guī)模。當(dāng)然，在城鎮(zhèn)化演進過程中，不同資源稟賦的城鎮(zhèn)將形成不同的產(chǎn)業(yè)集聚模型，但不論何種集聚模型，都通過規(guī)模經(jīng)濟和協(xié)同集聚而間接作用于城鎮(zhèn)化。②結(jié)構(gòu)效應(yīng)。FDI流入會對該地區(qū)產(chǎn)生具有正向的就業(yè)乘數(shù)效應(yīng)，對欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)生競爭效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，從而帶動勞動力需求的增長。流動人口集聚通過微觀消費需求和中觀投資拉動效應(yīng)，進一步促進了生產(chǎn)服務(wù)性產(chǎn)業(yè)的良態(tài)發(fā)展，有效地增強了城市網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)的數(shù)量效應(yīng)和質(zhì)量效應(yīng)。服務(wù)業(yè)集聚效應(yīng)對人口城鎮(zhèn)化有著顯著的正向影響（葉阿忠、陳生明和馮烽，2015）［25］。FDI主要集中于第二、三產(chǎn)業(yè)，能夠容納大量的從農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來的剩余勞動力；同時，外資企業(yè)通過“區(qū)域選擇”機制亦帶動了相當(dāng)一部分工業(yè)和服務(wù)業(yè)的發(fā)展，吸引外來流動人口向城鎮(zhèn)集聚，從而實現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化。③投資效應(yīng)。FDI會對東道國形成資本積累，推進新型城鎮(zhèn)化進程。新型城鎮(zhèn)化將會引致城鎮(zhèn)的基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)設(shè)施和住宅建設(shè)等投資的大幅擴張，F(xiàn)DI的乘數(shù)效應(yīng)促使單位土地產(chǎn)出的增加，加之新型城鎮(zhèn)化形成的規(guī)模經(jīng)濟也會促使政府提高基礎(chǔ)設(shè)施的投資效率，這夯實了新型城鎮(zhèn)化的基礎(chǔ)。④技術(shù)溢出效應(yīng)。FDI能夠為東道國帶來較為先進的技術(shù)與管理理念，對上、下游行業(yè)間存在技術(shù)距離的要素供給與產(chǎn)品供給的技術(shù)溢出產(chǎn)生關(guān)聯(lián)效應(yīng)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，有利于提升城鎮(zhèn)化的質(zhì)量。就總體而言，F(xiàn)DI進入城市基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域能夠通過技術(shù)溢出效應(yīng)顯著地提升城市基礎(chǔ)設(shè)施績效水平（李德剛和苑德宇，2017）［26］，這是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的基礎(chǔ)保障。

圖1 FDI、科技創(chuàng)新影響新型城鎮(zhèn)化的作用機理

目前，中國城鎮(zhèn)化必須實現(xiàn)由“要素驅(qū)動”、“投資驅(qū)動”轉(zhuǎn)向“創(chuàng)新驅(qū)動”，實現(xiàn)外延式擴張向內(nèi)涵式發(fā)展的轉(zhuǎn)變（辜勝阻，2012）［27］。為應(yīng)對未來的不確定性，科技創(chuàng)新有力地支撐了新型城鎮(zhèn)化（于蓮，2016）［4］。科技創(chuàng)新優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，推動城市空間經(jīng)濟節(jié)約型發(fā)展，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，促進城市要素空間上的高效節(jié)約利用，推動通訊信息技術(shù)發(fā)展，積極建設(shè)智慧城市，推動文化、制度和社會公共管理水平的提升，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量（王蘭英和楊帆，2014）［28］。這些聚焦到省域?qū)哟危軌蚣觿「魇∮虻母偁幖畛潭龋軌蛑苯油苿有滦统擎?zhèn)化的發(fā)展。除此之外，鄰接省域科技創(chuàng)新能力的提高，可以對本省域產(chǎn)生外部性和空間溢出效應(yīng)，間接地加強了新型城鎮(zhèn)化的促進效應(yīng)。城鎮(zhèn)化過程也是開放經(jīng)濟環(huán)境下，科技創(chuàng)新與外商直接投資提供內(nèi)、外動力融合共生的過程，亦是科技創(chuàng)新要素集聚與FDI技術(shù)溢出暗合的過程，亦是其協(xié)同效應(yīng)發(fā)揮作用的過程，從而實現(xiàn)“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的發(fā)展理念覆蓋新型城鎮(zhèn)化建設(shè)（張占斌，2016）［29］。

四、模型構(gòu)建

（一）空間杜賓模型

中國省域FDI、科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化的空間關(guān)聯(lián)性客觀存在，為此有必要考慮空間因素加以分析。空間杜賓模型（SDM）是空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的更為廣義的計量模型，為空間計量研究的一般形式。故而，本文從SDM出發(fā)，以便更好地反映實際的問題。具體而言，本文的SDM模型設(shè)定如下：

式（1）中，Y為本文的被解釋變量，X為解釋變量，W為空間權(quán)重矩陣，α為常數(shù)項，ρ、β、η、γ、?為待估參數(shù)。為了設(shè)定模型的具體形式，利用Wald統(tǒng)計量分別對原假設(shè):η=0和:η+ρβ=0，即SDM是否可以簡化為SAR或SEM進行檢驗。若兩個原假設(shè)均被拒絕，則表明選擇SDM更為恰當(dāng)。此外，當(dāng)Wald檢驗與( )Robust LM檢驗不一致時，選用SDM更為合理。

（二）直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

空間計量經(jīng)濟學(xué)的一個較為重要的應(yīng)用是空間溢出效應(yīng)的分解，即直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)。根據(jù)Lesage和Pace（2009）的研究，使用偏微分的方法可以更好地處理檢驗空間溢出效應(yīng)時模型估計出現(xiàn)偏誤的問題，且明確地提出在SDM中分解空間溢出效應(yīng)。具體而言，將式（1）轉(zhuǎn)換為：

因此，被解釋變量Y對解釋變量X求偏導(dǎo)數(shù)后的矩陣為：

其中，式（3）最右端方程矩陣的主對角線上元素的算術(shù)平均值即為直接效應(yīng)，表示某一省域研究的解釋變量對本省域被解釋變量的空間影響，非對角線上元素的平均值即為間接效應(yīng)，表示其他省域解釋變量對本省域被解釋變量的影響效應(yīng)。

（三）空間權(quán)重矩陣

空間權(quán)重矩陣表達了不同空間區(qū)域中某些地理或經(jīng)濟屬性值之間的相互依賴程度，是進行空間計量分析的關(guān)鍵。孫洋和李子奈（2008）指出，在空間計量模型中，空間權(quán)重矩陣是模型的外生變量，采用適宜的空間權(quán)重矩陣則是空間計量分析的關(guān)鍵［30］。為了從地理空間位置上分析FDI、科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的作用強度以及空間溢出效應(yīng)的大小，本文選用0-1地理鄰接權(quán)重矩陣。

地理鄰接權(quán)重矩陣（W）。通過研究變量在地理位置空間上相鄰與否來設(shè)置空間權(quán)重矩陣元素。根據(jù)研究對象在空間地理位置上相鄰與否來賦值0或1，這是最為本義的空間權(quán)重設(shè)置方式。該空間權(quán)重矩陣定義如下：

其中。若i≠j，則省域i與j相鄰；若i=j，則省域i與j不相鄰。

（四）FDI、科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化的空間自相關(guān)特征

利用空間計量模型的第一步是要檢驗研究變量是否存在空間相關(guān)性。對此，經(jīng)常選用的測度指標(biāo)有Moran'sI、Geary'sC、Getis、Join Join指數(shù)等，大量文獻研究表明，Moran'sI指數(shù)能夠很好地檢驗空間相關(guān)性，其計算公式如下：代表第i個省域，n表示省域個數(shù)，wij是空間權(quán)重矩陣。Moran'sI值

其中的取值范圍在（-1，1），其絕對值越大，說明該對象的空間相關(guān)性越強。若Moran'sI值大于0，說明該對象存在正向的空間相關(guān)性；若Moran'sI值小于0，則表示負向的空間相關(guān)性；若Moran'sI值等于0，則表示不存在空間相關(guān)性。

五、變量與數(shù)據(jù)

（一）數(shù)據(jù)來源

考慮樣本的可獲取性和可靠性，本文選取2006-2015年30個省域（因數(shù)據(jù)不全，未包括西藏）相關(guān)研究變量的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。2015年各省域?qū)嶋H利用外商直接投資的原始數(shù)據(jù)來自2015年相應(yīng)省域《國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報》及2016年省域地方統(tǒng)計年鑒，其余所使用變量的原始數(shù)據(jù)均來自2007-2016年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。其中，對實際利用外商直接投資利用相關(guān)的人民幣對美元的年平均匯價進行相應(yīng)折算。另外，考慮數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和異方差，對所有變量采用對數(shù)形式。

（二）變量說明

新型城鎮(zhèn)化（ur）。新型城鎮(zhèn)化測度指標(biāo)有復(fù)合指標(biāo)測度法與簡單指標(biāo)測度法。本文認為，新型城鎮(zhèn)化的本質(zhì)內(nèi)涵是人口城鎮(zhèn)化，體現(xiàn)“人本導(dǎo)向”。現(xiàn)有文獻通常采用城鎮(zhèn)化率來測度新型城鎮(zhèn)化水平，本文遵循這一做法，采用非農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝诘谋戎祦肀碚餍滦统擎?zhèn)化水平。

FDI（fdi）。外商直接投資具有關(guān)聯(lián)效應(yīng)、競爭效應(yīng)、示范效應(yīng)及溢出效應(yīng)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，能夠提升企業(yè)效率，促進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展。本文采用各省域?qū)嶋H利用外商直接投資額與該省域GDP的比值來測度FDI。

科技創(chuàng)新（patent）。專利授權(quán)量能夠很好地體現(xiàn)科技創(chuàng)新產(chǎn)出的社會認可度與科技創(chuàng)新能力。借鑒多數(shù)人的研究方法，本文選用專利授權(quán)量來測度科技創(chuàng)新能力。

人力資本水平（hum）。一般情況下，各省域人力資本水平越高，知識溢出效應(yīng)的產(chǎn)生越多，越會促進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，服務(wù)于城鎮(zhèn)化與信息化深度融合。它主要涉及社會成員在教育、在崗培訓(xùn)、干中學(xué)、遷徙和保健等獲取方面的支出。人力資本的測度方法有許多，借鑒Barro和Lee［31］、朱平芳和張征宇等［32］在研究中采用的方法，對各省域人力資本水平進行測度。

固定資產(chǎn)投資（fsi）。固定資產(chǎn)投資是新型城鎮(zhèn)化水平提高的重要路徑之一，對其產(chǎn)生供給效應(yīng)，對其發(fā)展起著較強的拉動作用。利用各省域全社會固定資產(chǎn)投資額與GDP的比值來測定，反映各地區(qū)固定資產(chǎn)投資水平。

地區(qū)消費水平（com）。消費能夠驅(qū)動經(jīng)濟增長，能夠帶動其他方面的需求，能夠推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。本文選用各地區(qū)消費水平來表示相應(yīng)地區(qū)的消費水平。

政府支持（gov）。政府參與度在一定程度上可以對新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響，一般情況下，政府支持能夠推動新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。本文選用政府公共預(yù)算財政支出占當(dāng)年GDP的比重來表示地區(qū)政府支持。

六、實證分析結(jié)果

（一）空間相關(guān)性檢驗

表1是中國省域FDI、科技創(chuàng)新及新型城鎮(zhèn)化的全域Moran'sI指數(shù)值。空間統(tǒng)計結(jié)果表明，2006-2015年中國FDI、科技創(chuàng)新及新型城鎮(zhèn)化的全域Moran'sI指數(shù)值均為正值且通過統(tǒng)計顯著性水平，這表明省域FDI、科技創(chuàng)新及新型城鎮(zhèn)化均在全域范圍內(nèi)存在顯著的正向空間自相關(guān)，具有空間集聚特征，對周邊產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。這也說明應(yīng)該考慮空間因素探討FDI、科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)。

表1 2006-2015年中國省域FDI、科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化的Moran’s I指數(shù)

由圖2可知，從時間維度上看，在2006-2015年期間，lnfdi的全域Moran'sI指數(shù)值總體上呈現(xiàn)上升的空間變動趨勢，但在2009年出現(xiàn)下降的情況，這主要在于2008年的金融危機對新型城鎮(zhèn)化的沖擊具有“滯后效應(yīng)”。lnpatent的全域Moran'sI指數(shù)值一直呈現(xiàn)上升趨勢，后期的空間變動趨勢較為平緩，這可能與中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的宏觀環(huán)境有關(guān)。lnur的全域Moran'sI指數(shù)值的空間變動趨勢較為平緩，在2009年出現(xiàn)小幅上升的情況，這可能也與2008年的金融危機的沖擊相關(guān)。

圖2 2006-2015中國省域lnfdi、lnpatent和lnur的Moran’s I時間趨勢

進一步測算lnur的局域Moran'sI指數(shù)值發(fā)現(xiàn)，2006-2015年期間中國省域lnur的局域空間關(guān)聯(lián)特征差異明顯。選擇2006年、2009年、2012年和2015年lnur的局域Moran'sI散點圖，判斷其局域空間變動趨勢。從lnur的局域Moran'sI散點圖3、4、5、6，可以清晰地識別該現(xiàn)象：大部分省域新型城鎮(zhèn)化的Moran'sI指數(shù)值位于第一象限和第三象限，具有明顯的高—高集聚和低—低集聚特征，這說明新型城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)空間上的聚集效應(yīng)。

圖3 2006年lnur的Moran，s I指數(shù)散點圖

圖4 2009年lnur的Moran’s I指數(shù)散點圖

圖5 2012年lnur的Moran’s I指數(shù)散點圖

圖6 2015年lnur的Moran，s I指數(shù)散點圖

從lnur的Moran'sI散點圖，可以直觀地看出地理上較為接近的區(qū)域幾乎位于同一個象限中，如長三角、珠三角部分區(qū)域，甘肅、寧夏、青海、新疆省域。此外，海南和吉林逐漸呈現(xiàn)低-高集聚特征，這意味著兩省本區(qū)域新型城鎮(zhèn)化水平較低，周圍省域的較高。

以上分析表明，中國省域新型城鎮(zhèn)化的全域空間關(guān)聯(lián)和局域空間關(guān)聯(lián)較為顯著，這意味著地理空間因素是影響省域新型城鎮(zhèn)化的重要要素之一。

（二）變量的描述性分析

由表2可知，本文研究變量的觀測值為330，為平衡面板數(shù)據(jù)。僅對本文關(guān)注的變量FDI、科技創(chuàng)新和新型城鎮(zhèn)化進行描述性統(tǒng)計分析。新型城鎮(zhèn)化的最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差，分別為4.495 4、3.312 7和0.250 2，說明各省域之間新型城鎮(zhèn)化水平存在的差距不是很明顯；新型城鎮(zhèn)化的均值是3.926 2，說明從總體上看，各省域新型城鎮(zhèn)化已經(jīng)發(fā)展到一定的階段。FDI的標(biāo)準(zhǔn)差是0.993 3，說明各省域之間實際利用外商直接投資額具有較大的差異，這可能與FDI的區(qū)域“選擇效應(yīng)”、交通基礎(chǔ)設(shè)施和通信能力等有關(guān)。科技創(chuàng)新的最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差，分別為12.506 0、4.574 7和1.566 8，說明各省域之間科技創(chuàng)新能力存在較大的差距，這可能與各省域自身的經(jīng)濟基礎(chǔ)、創(chuàng)新要素投入和創(chuàng)新環(huán)境有關(guān)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

（三）空間計量模型的估計結(jié)果與分析

1.空間面板模型的選擇與設(shè)定

根據(jù)Elhors（t 2014）［33］的研究，并結(jié)合表3的估計結(jié)果，從SAR和SEM的LM檢驗結(jié)果可知，在混合ols、地區(qū)固定、時間固定及地區(qū)時間固定效應(yīng)模型中，SAR與SLM兩者其一或均通過了相關(guān)的（Robust）LM檢驗，這表明應(yīng)該考慮選用SDM模型。

根據(jù)表4的估計結(jié)果，空間滯后和空間誤差的Wald統(tǒng)計量均在1%統(tǒng)計檢驗水平上顯著，即拒絕原假設(shè)和，也證實了選用SDM模型更為合理。此外，Hausman檢驗通過5%顯著性檢驗，即隨機效應(yīng)模型被拒絕，應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型。

表3 普通面板模型的相關(guān)檢驗

表4 SDM的估計結(jié)果

2.直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分析

表5呈現(xiàn)了本文直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的估計結(jié)果。對新型城鎮(zhèn)化而言，會同時受到本地區(qū)和周圍地區(qū)FDI和科技創(chuàng)新的影響。具體分析如下：①FDI對新型城鎮(zhèn)化的直接效應(yīng)通過了1%顯著性檢驗，且系數(shù)為正，即隨著FDI流入的上升，能夠顯著地推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平；新型城鎮(zhèn)化同時受到周圍地區(qū)FDI流入的影響，具體地說，隨著周圍地區(qū)FDI流入水平每提高1%，對本地新型城鎮(zhèn)化的作用強度提高0.066 123%。這表明，周圍地區(qū)FDI流入水平對本地新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生了競爭效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，相互之間競相引入FDI，出臺優(yōu)惠政策，提供便利條件，使得FDI空間集聚的正外部性被顯著地發(fā)揮出來；在FDI流入的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的雙重作用下，新型城鎮(zhèn)化的總效應(yīng)的系數(shù)為正，通過了1%顯著水平。除此之外，F(xiàn)DI的間接效應(yīng)大于直接效應(yīng)，這說明周圍地區(qū)FDI流入對本地的新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生了更大的作用。②科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的直接效應(yīng)的系數(shù)為正，通過了1%顯著水平，即隨著科技創(chuàng)新能力的提升，能夠顯著地推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平；新型城鎮(zhèn)化同時受到周圍地區(qū)科技創(chuàng)新能力提高的影響，具體而言，隨著周圍地區(qū)科技創(chuàng)新能力提升1%，對本地新型城鎮(zhèn)化的作用強度提高0.069 898%。這說明，周圍地區(qū)科技創(chuàng)新能力的提升對本地新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生了杠桿效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，促進了本地新型城鎮(zhèn)化質(zhì)量的提升；在科技創(chuàng)新的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)驅(qū)動的雙重效應(yīng)下，新型城鎮(zhèn)化的總效應(yīng)系數(shù)為正，通過1%顯著水平。除此之外，科技創(chuàng)新的間接效應(yīng)大于直接效應(yīng)，這說明周圍地區(qū)科技創(chuàng)新對本地新型城鎮(zhèn)化影響更大。在直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)下，科技創(chuàng)新的系數(shù)都大于FDI的系數(shù)，說明在一定程度上，相比較于FDI而言，科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的影響較大，各地區(qū)應(yīng)該立足于自身條件，更多地關(guān)注科技創(chuàng)新能力的提升，從而推動新型城鎮(zhèn)化進程。

控制其他條件，人力資本水平對新型城鎮(zhèn)化的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)為正向，前者顯著，但后者不顯著。人力資本水平直接效應(yīng)的系數(shù)為正且顯著，說明本省域人力資本水平能夠明顯地促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展，直接推動新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。人力資本水平的間接效應(yīng)為正但不顯著，說明周圍省域人力資本水平的提高能夠正向地促進本省域新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，不過這種影響不明顯，這可能是各省域的人力資本水平存在差距，發(fā)展條件較差的省域難以提高人力資本水平。

固定資產(chǎn)投資水平對新型城鎮(zhèn)化的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正，直接效應(yīng)顯著，但間接效應(yīng)不顯著。固定資產(chǎn)投資水平對該省域的新型城鎮(zhèn)化產(chǎn)生正向的促進效應(yīng)，能夠很好地帶動新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。固定資產(chǎn)投資水平的間接效應(yīng)為正但不顯著，說明周圍省域人力資本水平的增加對本省域的新型城鎮(zhèn)化有推動作用，但是不顯著。在固定資產(chǎn)投資雙重效應(yīng)的作用下，其對本省域新型城鎮(zhèn)化的總效應(yīng)顯著為正。

另外，消費水平對新型城鎮(zhèn)化的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著。這說明，無論本省域還是鄰近省域的消費水平對新型城鎮(zhèn)化的影響均顯著。政府支持對新型城鎮(zhèn)化的直接效應(yīng)為正，這說明本省域政府支持能夠直接推動該省域新型城鎮(zhèn)化的進程。政府支持對新型城鎮(zhèn)化的間接效應(yīng)為負，這說明鄰接省域的政府支持對新型城鎮(zhèn)化起著反向作用，不過這種影響不大。

表5 空間效應(yīng)分解

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

外商直接投資可能通過集聚效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、投資效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)以及與科技創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)等路徑影響新型城鎮(zhèn)化，科技創(chuàng)新可能通過直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及與外商直接投資的協(xié)同效應(yīng)等路徑影響新型城鎮(zhèn)化。本文基于30個省域2006-2015年的空間面板數(shù)據(jù)，利用空間效應(yīng)分解模型進行的研究表發(fā)現(xiàn)：①Moran'sI指數(shù)值表明中國省域FDI、科技創(chuàng)新和新型城鎮(zhèn)化幾乎存在空間相關(guān)性，且存在正向的空間溢出效應(yīng)。局域Moran'sI散點圖表明中國城鎮(zhèn)化存在局域空間關(guān)聯(lián)性；②通過空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)的結(jié)果表明中國各省域FDI、科技創(chuàng)新、人力資本水平、固定資產(chǎn)投資水平和消費水平對于本省域的新型城鎮(zhèn)化存在顯著的促進作用；中國各省域政府支持會促進新型城鎮(zhèn)化，不過這種促進效應(yīng)不明顯；鄰近省域的FDI、科技創(chuàng)新和消費水平對于本省域的新型城鎮(zhèn)化具有顯著的影響；鄰近省域的人力資本水平和固定資產(chǎn)投資水平在一定程度上會促進新型城鎮(zhèn)化，但是這種影響不顯著；鄰近省域的政府支持對于本省域的新型城鎮(zhèn)化存在著反向作用，不過影響小。無論在直接效應(yīng)、間接效應(yīng)還是總效應(yīng)下，相比較于FDI，科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的作用更為大些。另外，F(xiàn)DI和科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的間接效應(yīng)大于它們對其的直接效應(yīng)。

（二）建議

制定差異化的區(qū)域引資戰(zhàn)略，因地制宜地滿足不同區(qū)域的城鎮(zhèn)化要求。中國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展受到地理空間位置的影響明顯，各省域?qū)ν赓Y的吸引能力和消化能力存在著較大的差異。各省域要因地制宜，采用合理的招商引資方式，以最大程度上推進本省域城鎮(zhèn)化進程。注重吸收外商直接投資內(nèi)含的先進技術(shù)與管理理念，利用好本省域的基礎(chǔ)設(shè)施。以外資帶動內(nèi)資，優(yōu)化城鎮(zhèn)空間布局，增強城鎮(zhèn)承載、產(chǎn)業(yè)集聚與人口集聚的能力。注重外資引進的過程中核心技術(shù)的吸收與消化能力，使外商直接投資既發(fā)揮經(jīng)濟帶動效應(yīng)，也發(fā)揮技術(shù)引進及其人才培養(yǎng)效應(yīng)，強化其技術(shù)溢出效應(yīng)對新型城鎮(zhèn)化的提升作用。

未來的城鎮(zhèn)化建設(shè)必須實現(xiàn)“要素驅(qū)動”、“投資驅(qū)動”轉(zhuǎn)向“創(chuàng)新驅(qū)動”，實現(xiàn)由傳統(tǒng)型外延式擴張轉(zhuǎn)向內(nèi)涵式發(fā)展，在發(fā)展動能轉(zhuǎn)換中推動新型城鎮(zhèn)化進程。抓住機遇，走出一條集約、低碳、綠色、智能的新型城鎮(zhèn)化道路。中國新型城鎮(zhèn)化過程中的技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性而且空間溢出效應(yīng)明顯，各省域不僅要注重做好本省域創(chuàng)新要素投入、創(chuàng)新轉(zhuǎn)換與轉(zhuǎn)化能力、創(chuàng)新環(huán)境培養(yǎng)與強化等關(guān)鍵環(huán)節(jié)的工作，更要注重鄰近省域創(chuàng)新驅(qū)動的空間溢出效應(yīng)對本省域的作用路徑，注重鄰近省域技術(shù)引進的集成開發(fā)與消化、吸收再創(chuàng)新，特別是要大力發(fā)展戰(zhàn)略性新型產(chǎn)業(yè)，憑借創(chuàng)新引領(lǐng)一個新的城鎮(zhèn)化發(fā)展周期。通過加強科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化空間包容性發(fā)展，走出一條追求質(zhì)量、效應(yīng)、創(chuàng)新、生態(tài)文明與可持續(xù)發(fā)展的新型城鎮(zhèn)化道路。

建立國家宏觀調(diào)控機制，加強體制機制環(huán)境建設(shè)。各省域相對獨立的體制機制是新型城鎮(zhèn)化可持續(xù)發(fā)展的重要障礙之一。憑借全面深化改革，統(tǒng)籌于國家戰(zhàn)略的需要，創(chuàng)新體制機制，多管齊下，竭力破除導(dǎo)致城鄉(xiāng)分割和區(qū)域分割的體制因素，建立面向市場的公開、公正、透明、統(tǒng)一的機制體系。

［1］韓永輝，黃亮雄，鄒建華.中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性減速時代的來臨［J］.統(tǒng)計研究，2016（5）：23-33.

［2］Grossman Jay.The evolution of inhaler technology［J］.Jour?nal of Asthma，1994（1）：55-64.

［3］賀建風(fēng)，吳慧.科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展了嗎？［J］.當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)，2016（5）：59-68，126.

［4］于蓮.科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化的關(guān)聯(lián)度［J］.重慶社會科學(xué)，2016（2）：23-28.

［5］田逸飄，張衛(wèi)國，劉明月.科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化包容性發(fā)展耦合協(xié)調(diào)度測度——基于省級數(shù)據(jù)的分析［J］.城市問題，2017（1）：12-18.

［6］何紹田，邱力生.制度創(chuàng)新推動中國珠三角新型城鎮(zhèn)化研究［D］.武漢：武漢大學(xué)，2014.

［7］Lucas R E.On the Mechanics of Economic Development［J］.Journal of Monetary Economics，1988（1）：3-42.

［8］Feldman M P，Audretsch B.Innovation in Cities ：Science-Based Diversity，Specialization and Localized Competition［J］.European Economic Review，1999（2）：409-429.

［9］Carlino G A，Chatterjee S，Hunt M.Urban Density and the Rate of Invention.［J］.Journal of Urban Economics，2007（3）：389-419.

［10］仇怡.城鎮(zhèn)化的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)——基于1990-2010年中國區(qū)域面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究［J］.中國人口科學(xué)，2013（1）：26-35.

［11］閆玉科，張萌，章政.廣東新型城鎮(zhèn)化發(fā)展路徑研究——基于制度創(chuàng)新視角［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2016（3）：51-60.

［12］程開明，段存章.FDI與中國城市化關(guān)聯(lián)機理及動態(tài)分析［J］.經(jīng)濟地理，2010（1）：99-103+109.

［13］黃娟.FDI對我國城市化水平的影響研究［J］.經(jīng)濟問題，2011（4）：44-47.

［14］史本葉，羅思坦.開放條件下的新型城鎮(zhèn)化：外商直接投資的作用及對策［J］.上海金融，2014（7）：22-28.

［15］臧新，江夢冉.外資區(qū)域轉(zhuǎn)移與地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展的相互關(guān)系——基于江蘇省主要城市的實證研究［J］.國際貿(mào)易問題，2015（2）：125-133.

［16］曾鵬，吳功亮.FDI影響中國城市群城市化進程的機理探討：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的視角［J］.重慶大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版，2016（1）：7-21.

［17］葉嬌，王佳林.FDI對本土技術(shù)創(chuàng)新的影響研究——基于江蘇省面板數(shù)據(jù)的實證［J］.國際貿(mào)易問題，2014（1）：131-138.

［18］張宏元，李曉晨.FDI與自主創(chuàng)新：來自中國省際面板的證據(jù)［J］.宏觀經(jīng)濟研究，2016（3）：24-34.

［19］胡凡.中國新型城鎮(zhèn)化進程對FDI流入的影響研究——基于31個省市的面板數(shù)據(jù)［J］.湖南社會科學(xué)，2016（2）：141-144.

［20］袁倩.城市群是否能夠促進城市發(fā)展［J］.世界經(jīng)濟，2016（9）：99-123.

［21］童中賢，黃永忠，熊柏隆.中部崛起背景下的城鎮(zhèn)化演進特征及其趨勢［J］.城市發(fā)展研究，2017（1）：44-50.

［22］鄧峰，宛群超.環(huán)境規(guī)制、FDI與技術(shù)創(chuàng)新——基于空間計量學(xué)的經(jīng)驗分析［J］.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2017（8）：51-58.

［23］李志剛，湯書昆，梁曉艷，等.我國創(chuàng)新產(chǎn)出的空間分布特征研究——基于省際專利統(tǒng)計數(shù)據(jù)的空間計量分析［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2006（8）：64-71.

［24］郭東杰，王曉慶.經(jīng)濟開放與人口流動及城鎮(zhèn)化發(fā)展研究［J］.中國人口科學(xué)，2013（5）：78-86.

［25］葉阿忠，陳生明，馮烽.服務(wù)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長對我國城鎮(zhèn)化影響的實證研究——基于半?yún)?shù)空間滯后模型［J］.運籌與管理，2015（3）：205-211.

［26］李德剛，苑德宇.FDI進入、技術(shù)溢出與城市基礎(chǔ)設(shè)施績效改進［J］.國際貿(mào)易問題，2017（1）：127-138.

［27］辜勝阻，劉江日.城鎮(zhèn)化要從“要素驅(qū)動”走向“創(chuàng)新驅(qū)動”［J］.人口研究，2012（6）：2-12.

［28］王蘭英，楊帆.創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略與中國的未來城鎮(zhèn)化建設(shè)［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2014（9）：163-169.

［29］張占斌.新型城鎮(zhèn)化的戰(zhàn)略意義和改革難題［J］.國家行政學(xué)院學(xué)報，2016（1）：13-18.

［30］孫洋，李子奈.一種空間矩陣選取的非嵌套檢驗方法［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008（7）：147-159.

［31］Barro R J，Lee J M.International Data on Educational At?tainment：Updates and Implications［R］.CID Working Pa?per No.42，2000.

［32］朱平芳，張征宇，姜國麟.FDI與環(huán)境規(guī)制：基于地方分權(quán)視角的實證研究［J］.經(jīng)濟研究，2011（6）：133-145.

［33］Elhorst J P.Spatial econometrics：From cross-sectional da?ta to spatial panels［M］.Berlin:Springer Berlin Heidel?berg，2014.

FDI,Technological Innovation and New Urbanization in China—An Empirical Analysis Based on Spatial Durbin M odel

WAN Qun-chao,DENG Feng
（School of Economicsand Management,Xinjiang University,Urumqi 830046,China)

With a vast territory and obvious differences in provincial areas,it is of great theoretical and practical significance to study the influence of FDI and technological innovation on new urbanization in China.This paper,according to the theoreti?cal-model-empirical analysis and considering the spatial factors,discusses the mechanism,paths and principles among FDI,technological innovation and new urbanization.The study of spatial effect decomposition by using spatial Durbin model indi?cates that there is obviously positive spatial correlation and spatial spillover effect of FDI,technological innovation and new ur?banization at provincial level in China.In particular,the indirect effect of FDI and technological innovation on new urbaniza?tion is greater than its direct effect;Whether the independent effect of the direct effect or the indirect effect,or their dual ef?fects,the effect of technological innovation on new urbanization is greater than that of FDI.Finally,the paper puts forward pol?icy suggestions based on the spatial interaction between FDI and technological innovation.

FDI;technological innovation;new urbanization;spatial Durbin model;spatial effect decomposition

F124.3；F291

A

1007-5097（2017）10-0103-09

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.10.014

2017-06-15

新疆維吾爾自治區(qū)自然科學(xué)基金項目（2017D01C031）

宛群超（1988-），男，安徽廬江人，碩士研究生，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新，區(qū)域經(jīng)濟；

鄧 峰（1970-），男，湖北黃陂人，教授，博士生導(dǎo)師，博士，通訊作者，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新，西方經(jīng)濟學(xué)。

［責(zé)任編輯：歐世平］