數字經濟發展對外資流入的影響
——來自277 個城市的證據

丁慧浚，葉勁松

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

一、引言

2020 年8 月，習近平總書記在經濟社會領域專家座談會上明確提出要推動形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環發展的新發展格局。黨的二十大報告中再次強調了構建雙循環發展格局在未來經濟建設中的重要性。加快構建雙循環要求通過暢通國內大循環來推動國內和國際雙循環，更好地連通國內和國際市場，推動我國對外開放進入更高水平和開放型世界經濟的建立[1]。改革開放以來尤其是加入WTO 之后，中國通過吸引外資流入和對外貿易等方式積極參與了全球價值鏈分工，完成了對外部市場和資源的利用。但面臨百年未有之大變局，全球化逆流趨勢抬頭，暢通國際大循環面臨著重大的挑戰[2]。在此情形下，有必要為如何實現“穩外資”尋找新的動力源。

對于影響外國直接投資的因素，過往研究大都將注意力置于基礎設施建設[3]、市場規模[4]、勞動力要素[5]、產業集聚[6]等因素上。但當前人們正處于以互聯網為基礎的第三次工業革命中[7]，且隨著數字化、服務化、去中介化以及定制化的“四化”越來越成為跨國企業全球價值鏈的新趨勢，數字和新興制造技術在國際投資區位決策中的重要性逐漸提升[8]。

數字經濟最早由泰普斯科特提出，但不同的學者對數字經濟內涵尚未達成一致，例如裴長洪等（2018）[9]從生產手段所采用的技術屬性的自然科學角度出發指出數字經濟強調將數據信息及其傳送作為決定生產率的技術手段；荊文君和孫寶文（2019）[10]認為基于互聯網及相應新興技術所產生的經濟活動的總和是數字經濟。盡管學術界對數字經濟的定義尚未達成一致，但不可否認的是數字經濟為世界經濟的發展帶來了重大的影響。眾多學者從數字經濟對經濟高質量發展[11]、城市和區域創新[12]、綠色發展[13]、進出口貿易[14]、產業結構[15]等方面的影響展開了研究，發現數字經濟的發展都產生了積極的作用。

在目前可得的有關數字經濟影響外國直接投資流入的研究主要集中于以下三方面。第一，部分學者研究了數字經濟對外資流入的影響，其中大部分研究發現區域整體數字經濟水平或工業數字化的提高都能通過降低交易成本、提高貿易自由度等機制顯著促進外資的流入，并發現存在區域異質性和空間溢出效應[16-17]。第二，對FDI 動機影響上，部分學者認為數字化會擴大當地市場規模，為了搶占先機形成贏家通吃的局面，跨國公司會積極進行對外投資，即數字經濟發展增強了市場尋求型FDI，此外，數字經濟的發展也會促進海外子公司向母公司回流新技術，且由于知識資產仍具有黏性并局部聚集于部分地區，因此數字化會推動知識資產尋求型的FDI，但數字產品的強地理流動性和數字化帶來交易成本的降低會顯著削弱資源尋求型和內部效率尋求型的FDI[18-19]。與以上觀點不同的是，曹書維等（2022）[20]則認為數字經濟發展會使跨國公司放棄傳統的營銷模式改為線上模式從而抑制市場尋求型FDI，同時指出由于現有知識市場和知識投資交易體系的不完善，數字經濟的發展并不利于知識尋求型的外資進入。第三，還有學者對雙向FDI 進行了研究，結果發現數字經濟可以顯著促進雙向FDI 協調發展水平，且對臨近地區產生空間溢出效應[21]。

在前人研究的基礎上，本文采用2011—2019 年277 個城市面板數據，利用固定效應模型研究數字經濟水平對外資流入的影響，同時將影響數字經濟水平作用的因素納入研究框架，并進一步分析數字經濟水平影響的異質性。本文可能的邊際貢獻在于：第一，本文立足城市視角分析數字經濟對外資流入的影響，并將市場化因素和政策因素納入數字經濟影響外資流入的分析框架，為擴大數字經濟發展對外資的吸引力提供理論參考，對地方參與雙循環和實現“穩外資”目標具有重要的現實意義；第二，本文對不同城市進行異質性研究，為城市差異化發展提供理論指導。

二、理論機制

對于FDI 投資動機，2016 年世界經濟（達沃斯）論壇聯合貿易和可持續發展中心及其他機構發起的E15 倡議會議中將其劃分為市場尋求型、資源尋求型、知識（技術）尋求型三類基本投資動機以及包括效率尋求型、競爭定位型等的其他較復雜動機。從市場尋求型角度分析，數字經濟的發展促使東道國傳統行業轉型和新興行業發展，地方市場規模擴大的同時面臨新一輪的市場發展機會，為搶占先機跨國公司會更加積極進入東道國進行投資行為。從知識尋求型角度分析，5G、數字技術、新型基礎設施等新興要素在數字經濟時代蓬勃發展，知識和技術資產重要性顯著，但知識資產往往產生于個體、團隊及企業集群間密切的學習和互動創新中，通信技術的進步并沒有削弱獲取前沿知識時地理接近的必要性。且廣泛分布于海外的子公司也不再單純扮演技術接受者的角色，出現新技術從子公司向母公司轉移回流的現象，因此在數字經濟時代，跨國公司出于知識尋求動機而選擇海外進行廣泛投資。從效率尋求型角度分析，數字經濟的發展意味著新生產技術進入生產環節，不僅生產上能夠提高全要素生產率，促進產業結構創新，提高產品的技術復雜度，還能提高上下游企業之間的生產聯系和合作效率，提高企業的溝通效率，節約生產和交易成本，因此數字經濟的發展可以通過提高生產和交易效率，促進外資流入。數字經濟的發展可以增強多種FDI投資動機，促進外資流入，由此本文提出假設1：

假設1：數字經濟水平的提高可以促進外資的流入。

鄧寧國際生產折衷理論認為跨國公司同時擁有所有權優勢、內部化優勢、區位優勢時才會選擇進行國際直接投資。長期以來，進入我國的外資往往擁有技術能力、管理能力、融資能力等方面的所有權優勢。但隨著國內市場化程度的提高，市場資源配置效率提高，優勝劣汰的企業進出機制趨向完善[22]，外資所有權優勢在東道國市場競爭愈發激烈的情況下面臨被削弱的風險，降低外資進入的信心。因而，市場化程度的提高會降低數字經濟發展對外資流入的影響，由此，提出假設2：

假設2：市場化程度的提高會削弱數字經濟發展對外資流入的影響。

自數字經濟概念提出以來，各國政府都對這一新型經濟形態展現出極大的關注度，積極制定相關戰略和規劃以搶占新一輪科技革命和產業革命的先機。2017 年3 月，我國政府報告中首次出現“數字經濟”。2021 年國家發改委正式印發《“十四五”數字經濟發展規劃》，頂層設計了“十四五”期間我國數字經濟發展的思路、目標以及重點任務和重大舉措。我國在數字經濟領域的快速布局和新一輪的發展規劃為數字經濟的發展以及吸引外資流入創造了發展機遇和政策幫扶。

我國擁有多級行政等級體系以及實行行政發包制和分稅制，因此地方政府是政策的實際實踐者和地方經濟的實際影響者。在國家頂層設計規劃數字經濟高質量發展時，地方政府勢必會出臺相關扶持政策以積極響應政策，這些地方扶持政策影響數字經濟的方方面面包括數字經濟發展對外資流入的作用。而在地方政府中，市委書記和市長作為城市的黨政一把手和行政首長在政策制定中扮演了重要的角色，同時官員間“晉升錦標賽”[23]的存在通過晉升壓力極大地激發了地方主政官員制定政策促進地方發展的熱情。但是，由于我國實行地方官員干部任期制和異地交流制度，地方市長和市委書記兩位主政官員的任期和任地常常發生變更，新任官員往往會對地方發展戰略進行調整，現有政策面臨連續性和確定性挑戰。這種可能的政策不連續性擴大了投資回報的不確定性，打擊外資投資的熱情。由此，本文提出假設3：

假設3：政策不連續性會負向影響數字經濟發展對外資流入的作用。

三、實證模型與變量選擇

（一）數據來源

考慮到數字經濟發展的時間和數據可得性，本文將2011—2019 年設置為樣本研究周期。在城市選擇中，由于樣本整體上缺失嚴重，本文剔除了西藏自治區的城市以及巴彥淖爾市、克拉瑪依市、海東市、隴南市、萊蕪市，同時剔除了城市成為地級市時間在2011 年后的畢節市、銅仁市、儋州市、三沙市、哈密市、吐魯番市，最終選取了277 個城市作為研究對象。本文使用的數據主要來自《中國城市統計年鑒》、各省市統計年鑒、EPS 全球統計數據庫、北大數字金融研究中心以及手工收集的城市官員變更數據等。

（二）實證模型

1.基準模型。為檢驗假設1，本文建立以下模型作為基準模型估計數字經濟發展水平對外資的影響：

式（1）中：j 代表地級市個體，t 代表時間。γj代表城市固定效應。ηt為年份固定效應，以排除地區和年份差異對回歸結果的干擾。ξit表示隨機誤差項。Xjt代表一系列控制變量。

2.調節效應模型。為驗證假設2，本文采取以下模型驗證市場化的調節效應：

在上述模型中，marketjt代表調節變量市場化指數，digitaljt*marketjt為數字經濟水平與調節變量的交互項。在實證結果中主要關注交互項的顯著性和系數θ3的正負。

（三）變量描述

1.被解釋變量（lnfdi）：本文采用城市當年實際使用外資額來表示當年城市吸引的外資水平，為消除匯率的影響，將數值單位換算為人民幣后取對數。

2.解釋變量（digital）：本文的核心解釋變量是城市數字經濟水平。參考趙濤等（2020）[24]的相關指標，基于數據可得性，本文選用數字普惠金融指數、每百人國際互聯網用戶數、人均電信業務總量、每百人移動電話用戶數以及信息傳輸計算機服務和軟件業從業人員占比五個指標使用熵值法測算各市的數字經濟水平。

3.控制變量：為了盡可能減少遺漏變量對模型估計帶來的內生性問題，本文在李浩和黃繁華（2021）[17]的研究基礎上，將以下變量確定為控制變量：科技投入（tec），采用城市當年財政一般預算支出中的科技支出占GDP 比重；產業結構（cy），用第三產業和第二產業增加值占GDP 比重之比表示；就業狀況（lnemp），采用城市私營和個體從業人員數的對數值；開放水平（open），采用進出口貿易額占GDP的比重；職工平均工資（lnwage），采用當年職工平均工資水平表示該市當年的工資水平；公路客運量（lnroad），采用當年公路客運量對數值。相關變量描述性統計如表1 所示。

表1 變量描述性統計

4.市場化程度調節變量。為檢驗市場化程度的調節影響，本文參考樊綱等（2011）[25]的做法，從政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境五個緯度測算了城市市場化指數（market）。此外，為了避免可能出現的多重共線性問題，本文將數字經濟變量、市場化指數以及其交互項做中心化處理后再進行回歸。

四、實證結果分析

（一）基準結果分析

對基準模型進行實證回歸后結果（見表2）。由回歸可知，在沒有加入任何控制變量時，城市數字經濟水平發展對外資流入產生了顯著的積極影響。在列（2）中，對時間和城市個體效應進行了控制，數字經濟水平的提高仍然顯著正向影響外資流入水平。在列（3）中加入了一系列控制變量，結果顯示數字經濟的系數為1.402，且在5%的水平下顯著，驗證了假設1，即數字經濟水平的發展有利于城市吸引外資流入。在控制變量方面，代表科技投入水平、產業結構和就業水平的變量產生了顯著的影響，表明擴大科技研發投入和就業規模有利于外資進入當地。代表產業結構的變量產生了顯著為負的影響，表明第二產業增加值占GDP 比重縮小，第三產業增加值占GDP 的比重增加，會給外資流入帶來不利的影響，這可能是由于我國吸引外資的重點行業還是制造業，因此制造業規模的縮小不利于外資進入。

表2 實證回歸結果

（二）穩健性檢驗

1.剔除直轄市樣本。在基準回歸的樣本中包含了北京、天津、上海、重慶四個直轄市，考慮到直轄市的數字經濟水平和發展規模都和一般地級市存在差別，因此去除四個直轄市樣本重新考慮城市數字經濟水平發展對外資流入的影響，結果如表3 列（1）所示。回歸結果表明在去除直轄市樣本后，數字經濟水平的發展仍能顯著促進外資流入，證明了結果的穩健性。

表3 穩健性檢驗

2.替換被解釋變量。為了進一步增強模型說服力，本文分別采用城市人均實際利用外資對數值和新簽外商投資協議對數值進行穩健性檢驗，結果分別如表3 列（2）和列（3）所示。回歸結果顯示在替換了被解釋變量定義的情況下，數字經濟水平依然表現出對外資流入顯著且正向的影響，再次證明了結果的穩健性。

五、進一步分析

（一）市場化程度的調節作用

考慮到外資在進行區位選擇時可能會對東道國市場化程度進行考量，本文將市場化指數作為調節變量帶入模型（2）和模型（3）中進行實證分析。

結果如表4 列（1）和列（2）所示。在僅加入市場化變量時，數字經濟發展對外資流入產生顯著的促進作用，在加入數字經濟和市場化指數的交互項后，數字經濟變量顯著為正的同時交互項系數符號為負，且在1%水平上顯著，這說明市場化的發展會削弱數字經濟水平對外資流入的積極影響，驗證了假設2。

表4 市場化程度和政策穩定性實證結構

（二）政策連續性影響

一般而言，發生政府換屆時城市的經濟政策和發展戰略極有可能發生調整繼而影響原有政策實行的連續性和確定性，其中這種政策不連續性在市委書記和市長同時變更時發生的可能性更大，因此本文參考郝增慧（2020）[26]、王賢彬和徐現祥（2017）[27]的做法，以當年是否發生市委書記和市長同時變更來區別城市的政策是否具有連續性，進行分樣本后回歸結果如表4 列（3）和列（4）所示。

如回歸結果所示，代表政策連續的未發生市委書記和市長同時變更的樣本中，數字經濟的發展對外資流入產生顯著的推動作用，但在市委書記和市長同時變更的樣本中，代表數字經濟發展變量的系數產生了負向但不顯著的影響，驗證了假設3。由此可得在政策不連續的情況下，數字經濟的發展并不能為外資流入帶來積極影響，因此保證政策連續性，進一步促進營商環境優化對于更大力度吸引和利用外資具有重要意義。

（三）區域異質性

根據國家統計局官網對三大地帶的劃分，本文將所有城市樣本分為東、中、西三個地區，研究數字經濟水平在影響外資流入過程中在地區間存在的差異，實證結果分別如表5 列（1）～列（3）所示。從分區域樣本結果可知，在東部地區數字經濟水平為城市吸引外資流入帶來了推動作用，并且結果在1%水平上顯著，但在中西部地區這一效應并不顯著。這可能是因為當前數字經濟在國內的發展水平仍存在差距，東部地區經濟相對發達，具有更多先進的生產要素，發展數字經濟所需要的配套設施和要素較為完備，因此數字經濟水平的發展可以作為一種新的吸引力積極促進需要新型技術要素的外資流入。在中西部地區雖然數字經濟也在積極發展過程中，但受限于地理位置和發展狀況，總體上信息技術人才、新型基礎設施等先進要素儲備可能不足，從而并不利于外資的進入。

表5 區域和城市規模異質性分析實證結果

（四）城市規模異質性

本文參照田畢飛和李彤（2022）[28]的做法根據年末平均人口數對城市規模進行了分類：年平均人口小于300 萬的屬于小型城市，年末擁有300 萬～500萬平均人口的屬于中型城市，年末平均人口在500萬之上的為大型城市。表5 列（4）～列（6）為分城市規模后的回歸結果，可見數字經濟水平的提高對于中型城市的外資流入具有顯著且積極的作用。這可能是由于大型城市進行數字經濟轉型所涉及的規模和所需投入量龐大，從而會影響向數字經濟轉型推進的速度和效率，使得數字經濟對外資流入的影響可能暫未顯現。而中型城市相對規模較小，在向數字經濟轉型過程中可能更靈活，轉型速度更快，因而數字經濟對FDI 影響顯著。小城市則受限于其自身的規模和發展水平，一方面可能對數字經濟發展不靈敏，數字化程度不高；另一方面FDI 本身并不偏愛在小城市進行投資，因而數字經濟發展沒有對小城市的外資流入產生顯著影響。

六、結論與啟示

本文采用2011—2019 年間277 個城市的面板數據，利用固定效應模型，分析了數字經濟水平對外資流入的影響，以及產生調節作用的因素和異質性。研究結果發現，在樣本期內數字經濟水平的發展顯著促進了外資流入；進一步研究發現，市場化程度具有負向調節作用；在政策連續、處于東部和中型規模的城市中，數字經濟水平對外資流入的影響更顯著。

結合研究所得，本文有如下啟示：首先，基于數字經濟在外資區位決策中的顯著正向作用，各城市應該在以互聯網為基礎的第三次工業革命中積極抓住數字經濟發展的機遇，積極建設信息技術和新型基礎設施，提高服務數字經濟的水平的能力，引導企業進行數字化轉型和升級，培養和吸引信息技術人才以增加高技術人才的儲備，并且鼓勵和支持核心技術的研發，提高本市的數字經濟水平，尤其是大城市需要加快推進向數字經濟轉型。其次，進一步優化營商環境，規范企業競爭行為，增強政策連續性，從而增強FDI 進入的信心。最后，鼓勵地區差異化發展，對于中西部地區城市而言，根據城市的發展現狀因地制宜地設立發展目標和發展計劃，突出特色產業，與東部地區實現錯位發展，增強數字經濟對外國直接投資的吸引力。