新發展格局下擴大城市消費需求能否促進FDI流入？

彭繼增 彭桃強 凌嬌嬌

[摘 要：文章基于2011—2020年長三角地區41個城市面板數據，運用雙向固定模型實證分析消費需求提升對FDI流入的影響及作用機制。研究發現：消費需求提升對FDI流入具有顯著的正效應，但該正效應在經濟發展水平較高城市、長三角城市群城市、生產型城市以及高水平消費需求城市中更為顯著，且消費需求提升有助于促進更高質量的FDI流入；產業結構升級和信貸規模擴大在消費需求提升與FDI流入之間存在部分中介效應；消費需求與FDI具有顯著的空間集聚特征，消費需求提升能夠促進本市及相鄰城市FDI流入。本研究對加快構建新發展格局、推進高水平對外開放具有重要的現實意義。

關鍵詞：新發展格局；消費需求；FDI；空間集聚；高水平對外開放

中圖分類號：F724；F832.6 ? ?文獻標識碼：A文章編號：1007-5097（2024）06-0032-12 ]

Can the Expansion of Urban Consumption Demand Under the New Development Pattern Drive FDI Inflows？ An Empirical Analysis of the Yangtze River Delta Region

PENG Jizenga，b，PENG Taoqianga，LING Jiaojiaoa

（a. School of Economics and Management；

b. Center for Economic and Social Development of Central China，Nanchang University，Nanchang 330031，China）

Abstract：Based on the panel data of 41 cities in the Yangtze River Delta region from 2011 to 2020，this paper empirically analyzes the impact and mechanism of rising consumer demand on FDI inflow by using a two-way fixed model. The study finds that：The consumption demand enhancement has a significant positive effect on FDI inflow，but the positive effect is more significant in cities with higher economic development level，cities in the Yangtze River Delta urban agglomeration，production-oriented cities and cities with high level of consumption demand. Moreover，the increase of consumption demand is beneficial to promote higher quality FDI inflow. The industrial structure upgrading and credit scale expansion have partial mediating effects between consumer demand enhancement and FDI inflow. There is a significant spatial agglomeration characteristics between the consumer demand and FDI，the consumption demand enhancement can promote FDI inflow in this city and its neighboring cities. The research of this paper has important practical significance for accelerating the construction of a new development pattern and promoting high-level opening-up to the outside world.

Key words：new development pattern；consumption demand；FDI；spatial agglomeration；high-level opening-up to the world

一、引 言

近年來，世界經濟和政治形勢發生深刻變化，全球產業鏈和供應鏈加速調整，為保障國家經濟的安全穩定，我國經濟逐漸轉向以內需為主的發展態勢。2022年，黨的二十大報告指出，要“加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局”“著力擴大內需，增強消費對經濟發展的基礎性作用和投資對優化供給結構的關鍵作用”。可見，新發展格局對國內循環提出更高要求，而作為國內大循環的戰略基點，消費需求直接關聯國內大循環，是暢通雙循環的關鍵力量。事實上，自2008年金融危機以來，國外市場的萎靡不振使中國出口導向型經濟發展模式弊端顯現，以外促內的局面不再具有可持續性［1］。一方面，各國之間經濟發展分化加劇，導致外部需求下降并變得不穩定、不可靠；另一方面，中國經濟體量已經發展到世界第二位，再靠外需拉動難以為繼［2］。因此，擴大國內市場規模、提高國內需求水平將成為穩定中國經濟發展的重要基石［3］。

2021年，“十四五”規劃綱要提出，要“堅持實施更大范圍、更寬領域、更深層次對外開放”，“穩外資”增長成為黨中央“六穩”工作的重點之一。聯合國貿發會議（UNCTAD）公布的《2022年世界投資報告》顯示，2021年全球外國直接投資額達1.58萬億美元，同比增長64.3%，2021年我國利用外商直接投資額約為全球外資流量的11.4%，達1 809.6億美元，同比增長21.2%，是全球第二大外國直接投資流入國。然而，由于全球經濟形勢不確定性的加劇和國內要素成本壓力的不斷上升，國際引資競爭變得更加激烈，我國在推進高水平對外開放過程中，勢必會面臨著“外資是否會逃離中國”和“引進來的外資質量不高”的挑戰。我國如何穩定FDI，尤其是高質量的FDI，實現由被動參與國際循環向主動引領國際循環的地位轉換是落實“推進高水平對外開放”工作部署亟須解決的現實問題。

長三角地區作為我國經濟最活躍的區域之一，2021年，社會消費品零售總額為11.1萬億元，占全國社會消費品零售總額的25.3%；利用外商直接投資金額為890.40億美元，約占全國外商直接投資總額的49.2%，是我國最大的消費需求和外資流入區域之一，在“促消費”和“穩外資”工作中具有舉足輕重的戰略地位。那么，積極發揮長三角地區超大規模市場優勢并激發其消費潛能，是否能夠成為長三角地區擴大對外開放、FDI量增質升的新力量？這是當下培育國內大循環內生動力、推進高水平對外開放需要研究的重要問題。本文以長三角地區41個城市為例，探究城市消費需求提升能否促進FDI流入？如能促進，其具體的作用機制是什么？對不同地區，促進效果是否存在差異？城市與城市之間是否存在空間溢出效應？探究結果以期為地方政府制定相關政策提供一定的決策參考。

二、文獻綜述

開放經濟背景下，FDI是東道國參與全球分工的重要方式之一，其區位選擇對東道國的產業結構優化、技術進步、經濟增長等方面具有積極作用。有關FDI區位選擇的研究起始于20世紀80年代，Dunning（1981）［4］基于OLI折衷理論，從市場發展潛力、生產成本以及制度環境等方面闡釋東道國的區位優勢對FDI流入的影響。此后，相關研究成果不斷豐富，本文梳理已有文獻發現，FDI區位選擇考慮的核心因素主要聚焦于東道國的“硬環境”和“軟環境”。“硬環境”主要包括東道國的要素成本［5］、基礎設施［6］、市場規模［7］、集聚水平［8］等，這些因素的變動會對FDI流入產生影響；“軟環境”主要考察的是東道國的營商環境對FDI流入的影響，具體包括地區優惠政策［9］、外資準入條件［10］、市場化程度［11］、審批部門工作效率［12］等。

消費需求作為擴大內需的重要組成部分，一直是學者們關注的焦點，現有文獻針對消費需求的研究主要分為兩類：一是探討消費需求上升的影響因素。微觀方面，他人的消費行為［13］、個人消費能力和消費意愿［14］、儲蓄［15］、教育［16］等因素都會影響市場消費需求；宏觀方面，城鎮化可以通過增加市場消費群體，提高市場消費能力，從而擴大市場消費需求［17］。但倪超軍（2014）［18］發現，我國城鎮化與消費需求之間呈“U”型結構，城鎮化只有在一定的經濟社會條件下才能起到擴大消費需求的作用。此外，積極的財政政策，如減稅和提高政府支出，可以提高居民收入水平和擴大企業利潤進而拉動消費需求增長［19］。二是探討消費需求上升的政策建議。在數字經濟時代，消費形式、消費內容更趨多元化發展，推動數字經濟賦能消費需求來釋放消費需求潛力是促進我國消費市場發展的有效方法［20］。馬玥（2021）［21］指出，推動數字經濟與實體經濟深度融合，加快生產和消費各環節的數字化轉型，實現生產端與消費端、企業端與政府端等多方位連接，可以推動我國消費市場健康有序發展。

綜合以上研究，可以看出，現有研究主要基于FDI區位選擇或擴大內需某一方面的研究，而FDI作為聯通國際循環的關鍵節點，擴大內需作為暢通國內循環的戰略基點，鮮有學者將兩者結合起來，研究消費需求提升對FDI流入的經濟效應。本文可能的邊際貢獻在于：①在新發展格局的背景下，從需求角度去探索消費需求提升對FDI流入的作用效果，開拓了新的視角。②從直接和間接兩個維度，理論分析消費需求影響FDI的直接作用機理和實證檢驗消費需求影響FDI的間接傳導路徑，豐富了現有消費需求提升的經濟效應和FDI區位選擇的相關內容。③從經濟發展差異、城市群差異、產業結構差異、消費需求差異和FDI質量差異等角度分析消費需求提升對FDI流入的影響，為不同城市制定更有效的相關政策提供參考。④將空間關聯引入消費需求提升和FDI流入的分析中，從不同區域相互影響的角度探究消費需求提升對FDI流入的空間效應，能夠克服因將所有樣本作為獨立個體所造成的“偏誤”。

三、理論分析與研究假設

（一）消費需求提升對FDI流入的影響

一方面，新經濟地理學強調，在資源稟賦條件一定的狀況下，當一個地區具有較大的需求規模時，需求規模提升所引起的規模經濟、網絡經濟效應可降低企業生產的可變成本。為了實現利潤的最大化，企業會選擇在需求規模較大的地區進行生產［22］。而在新發展格局戰略的引導下，我國未來經濟發展的主要方向將是擴大內部需求、建立規則統一的全國大市場，強大的國內需求，尤其是擁有良好成長性和巨大創新性的消費需求，將大大提高我國國內市場對全球企業的吸引力［23］。消費需求提升促使原有企業內部分工轉化為企業間市場分工，使產業鏈中的企業聯系更加市場化、規模化，推動產品市場需求導向走向透明，從而降低外資企業的生產成本。同時，市場規模擴張向外界釋放市場需求旺盛的良好信號，這在一定程度上有利于消除外資企業的風險顧慮，降低外資企業的避險情緒，增強其投資的信心，為外資企業進入全球最具成長性和最具潛力的市場提供了更大的機遇。另一方面，相比本地企業，外資企業需要應對跨區域的制度、文化、距離等方面的差異，導致外資企業在經營過程中往往伴隨著較高的不確定性成本。消費需求提升的地區能夠為外資企業提供有效需求，確保外資企業有足夠多的消費主體，短時間內外資企業不會面臨“產脫銷”困境，從而產生市場激勵，驅動分工網絡中的本土要素與外部要素匯聚，促進市場結構優化，從而降低外資企業的投資風險［24］。同時，需求擴量引致的要素集聚有利于降低外資企業地理空間上要素流動等運輸成本，加快外資企業與本地企業的信息交流、要素融合，促使外資企業能夠進一步了解東道國的市場和社會需求情況，并借助于自身技術、管理經驗等方面的優勢高效精準地找到合作伙伴，從而嵌入東道國企業生產經營的社會網絡。

綜上所述，消費需求提升引致的市場規模擴張、結構優化以及生產成本的降低和要素集聚的加快均有利于吸引FDI流入。據此，本文提出假設1。

H1：消費需求提升能夠顯著促進FDI流入。

（二）消費需求提升對FDI流入的影響機制

從產業結構升級角度來看，企業生產的最終目的是滿足居民的消費需求，隨著居民消費需求的變動，產業結構也會發生相應變動。消費需求提升會使不同產業間的生產要素進行重新配置，生產要素從低端產業流向中高端產業，高技術、高質量產品需求量大幅上升，企業為獲取更大的利潤而大量進入這些相關產業，使這些產業的資源配置效率提升，生產結構不斷完善，產品生產成本降低，產業的技術和生產率快速增長［25］。因此，在成本下降和效率提升雙重因素驅動下，產業結構更加合理化和高級化，產業結構實現優化升級。完備的產業體系和高水平的產業結構，能夠緩解外資企業在東道國生產過程中面臨的斷鏈風險，提升要素的供應能力和服務能力，降低外資企業的生產成本，從而吸引外商直接投資流入［26］。

從信貸規模擴大角度來看，隨著數字經濟的興起，數字平臺提高了居民消費需求滿足的效率，居民的消費需求由傳統線下交易轉為線上交易，線上交易的簡單快捷進一步刺激居民的消費欲望。為了滿足提升的消費需求，消費主體的貨幣需求量急劇上升，金融機構為了實現供需平衡，會擴大其信貸規模，增加貨幣供給。而貨幣供給增加會促使社會總需求擴張，企業面臨的商品需求和投資機會增加，從而促使企業擴大生產規模和增加資金需求。然而，企業獲取信貸資金需要提供相應的資產抵押，并以企業的抵押品和授信額度為上限約束，市場中大部分企業為民營企業，該類企業相比于國有企業面臨更大的融資約束，即便是處于信貸環境寬松期間，這些企業也難以獲得合意的銀行信貸資源，此時，該類企業會主動尋求與外國投資者合作，利用外資彌補資金需求增加與可得信貸規模之間的資金缺口來緩解資金問題［27］，從而有助于吸引FDI流入。綜上所述，本文提出假設2和假設3。

H2：消費需求提升會通過優化產業結構，推動產業結構升級進而吸引FDI流入。

H3：消費需求提升會通過改善金融環境，提高銀行信貸規模進而吸引FDI流入。

（三）消費需求提升對FDI流入的空間溢出效應

重疊需求理論指出，一個地區會依據本地消費者偏好及市場中存在的問題而不斷改進、創新，先滿足本地需求，進而擴大本地生產規模，并在本地市場趨于飽和后，再將需求轉移至相鄰地區或需求結構相似的地區［28］。消費作為社會生產活動的最終環節，居民對產品品質、結構和數量上的消費需求會傳遞到生產領域，表現為多部門分工參與、多種中間投入的生產過程，使得消費需求存在空間關聯效應。同時，由于我國資源、技術、人才分布不均，導致我國各個區域發展不平衡，經濟發達地區因其資源、人才、技術和基礎配套設施等的比較優勢，能夠吸引更多外資企業投資，導致FDI流入也呈現較強的空間交互性，如后續進入的外資企業為了規避風險、降低學習成本，在區位的選擇上通常會追隨率先進入的外資企業，或者選擇地理距離較近或生產結構相似的地區進行投資［29］。

此外，“需求引致創新”理論指出，需求擴大會為企業生產和創新活動提供有效需求，促進企業調整生產要素投入，產生研發創新行為，驅動分工網絡中的本地企業與外部企業匯聚［30］，本地區消費需求規模擴大所引致的技術外溢效應會傳遞給相鄰地區，使相鄰地區的外資企業投資增加。同時，外資企業具有“趨優”機制，當本地區消費需求水平、消費主體流動力度得到顯著提升時，會導致一部分消費群體承擔不起消費而流失至相鄰地區，且本地區消費水平的提升會激勵相鄰地區的消費水平與本地區趨同，給相鄰地區的外資企業傳遞“利好”信號，進而引致外資企業投資增加。因此，在技術外溢效應和示范效應的雙重驅動作用下，消費需求提升可能對相鄰地區的FDI流入產生正向的空間溢出效應。因此，本文提出假設4和假設5。

H4：消費需求與FDI存在空間相關性，空間集聚特征顯著。

H5：消費需求提升不僅能促進本市FDI流入，還對相鄰城市的FDI流入產生正向的空間溢出效應。

四、研究設計

（一）計量模型構建

1. 基準回歸模型

為考察城市消費需求提升與FDI流入之間的關系，本文采用面板數據雙向固定效應模型，具體模型設定如下：

[lnfdiit=β0+β1lncpit+βjZit+αi+θt+εit] （1）

其中：i表示城市個體；t表示年份；ln fdiit表示城市i在t年吸引外商直接投資額；ln cpit表示城市i在t年的消費需求水平；Zit表示城市層面影響外商直接投資的一系列控制變量；β0為常數項；αi為個體固定效應；θt為年份固定效應；εit為隨機誤差項。

2. 機制檢驗模型

基于前文的理論分析，本文認為，產業結構升級、信貸規模擴大可能是城市消費需求提升促進FDI流入的作用路徑。據此，為探討城市消費需求提升對促進FDI流入的間接作用，本文從產業結構升級、信貸規模擴大兩個方面分析城市消費需求提升對促進FDI流入的作用機制，并納入相應的中介變量，構建以下中介效應模型進行實證檢驗：

[lnfdiit=b0+b1lncpit+bjZit+αi+θt+εit] （2）

[insit=c0+c1lncpit+cjZit+αi+θt+εit] （3）

[lnfdiit=d0+d1lncpit+d2insit+djZit+αi+θt+εit] （4）

[lnloit=c0+c1lncpit+cjZit+αi+θt+εit] （5）

[lnfdiij=d0+d1lncpit+d2lnloit+djZit+αi+θt+εit] （6）

其中，insit和ln loit為中介變量。insit為產業結構升級，參考孫偉增等（2022）［31］的做法，選用產業結構指數index=[∑3i=1][i×qi]來衡量產業結構升級，其中，qi代表第i產業占GDP的比重，index越大表明產業結構水平越高。ln loit為信貸規模水平，借鑒施建淮和楊雨晴（2022）［32］的做法，選用取對數的地區金融機構人民幣貸款余額進行衡量。根據溫忠麟和葉寶娟（2014）［33］提出的中介效應檢驗流程，當系數b1顯著時，若系數c1和d2都顯著，說明存在中介效應，此時，當d1不顯著時，則存在完全中介效應；當d1顯著時，如果c1d2與d1同號，則存在部分中介效應。

3. 空間計量模型

與普通面板回歸模型相比，空間面板計量模型考慮不同空間的交互作用，能夠進一步明晰城市消費需求提升對FDI流入的影響。因此，為探究我國長三角地區城市消費需求提升促進FDI流入的空間溢出效應，本文在基準回歸模型的基礎上加入空間權重矩陣構建空間杜賓模型（SDM），如下：

[lnfdiij=ρWijlnfdiit+φ1Wijlncpit+μjWijZit+φ2lncpit+λjZit+αi+θt+εit] （7）

其中：[Wij]表示空間權重矩陣；ρ表示空間自回歸系數；[φ1]表示[lncp]it空間滯后項系數；[μj]表示Zit空間滯后項系數；[φ2]表示[lncp]it系數；[λj]表示Zit系數。

（二）數據來源

本文以長三角地區1個直轄市和40個地級市共41個城市作為研究樣本，使用的數據為2011—2020年長三角地區城市的面板數據，相關數據主要來源于《中國城市統計年鑒》、長三角地區各省市統計年鑒和統計公報以及國家統計局、長三角地區各省市統計局和政府官方網站，部分缺失值均通過線性插值進行補齊（1）。

（三）變量選取

本文的被解釋變量為外商直接投資（ln fdi），用對數化的實際利用外商直接投資額表示，考慮不同時期匯率存在差異，故本文按照當年平均匯率把外商直接投資額折算為人民幣。核心解釋變量為消費需求水平（ln cp），用對數化的城市社會消費品零售額表示。為盡可能降低因遺漏變量所帶來的內生性問題，更加準確地衡量城市消費需求提升對FDI流入的影響，本文借鑒相關學者的做法，選取以下變量作為控制變量（Zit）：交通運輸能力（ln rfq），用取對數的城市公路貨運量表示；對外開放程度（ln IMex），用取對數的城市進出口總額表示；人力資本進步（Hedur），用城市在校大學生人數增長率表示；經濟發展活力（aGDPr），用城市人均GDP增長率表示；社會儲蓄率（sd），用金融機構住戶本外幣存款余額占金融機構本外幣存款總額的比重表示。

（四）變量描述性統計

主要變量的描述性統計結果見表1所列。其中，外商直接投資（ln fdi）的平均值和中位數較為接近，但最大值為7.175，最小值為1.114，反映城市間吸引外商直接投資差異較大；消費需求水平（ln cp）的平均值為6.940，標準差為0.982，表明城市間消費需求水平也并不均衡。

五、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

表2報告了城市消費需求提升影響FDI流入的基準回歸結果。從表2列（1）估計結果可以看出，解釋變量城市消費需求提升對FDI流入的回歸系數顯著為正，說明城市消費需求提升對FDI流入具有顯著的正效應。這是由于，居民對生產生活各方面消費需求的攀升不僅會強化城市交通基礎設施的建設，降低外資企業的生產運輸成本，從而直接吸引FDI，還會引發城市產業結構、管理模式和金融環境的不斷優化，包括產業結構升級、市場化管理、金融體系深化等，緩解和降低外資企業進入市場的約束與門檻，促進FDI的長期流入。在逐步加入模型設定的一系列控制變量后，城市消費需求提升對FDI流入的回歸系數仍在1%的水平上顯著。上述結果表明，在控制城市個體固定效應、時間固定效應和其他影響因素的基礎上，擴大城市消費需求能夠顯著促進FDI流入，驗證了H1。

從控制變量的估計結果來看，交通運輸能力、對外開放程度、經濟發展活力、社會儲蓄率對FDI流入均存在顯著的促進作用，表明這些因素對FDI流入具有重要影響。人力資本進步對FDI流入具有負效應但不顯著，這可能是因為，人力資本進步過快導致勞動力薪酬期望提升，使勞動力成本上升，進而抑制了FDI流入。

考慮基準回歸模型可能存在遺漏變量，以及城市消費需求提升與FDI流入之間可能存在雙向因果關系而導致回歸模型具有一定的內生性。為了緩解模型內生性問題對回歸結果帶來的影響，本文分別對解釋變量滯后一期處理、解釋變量和控制變量都滯后一期處理，并進行回歸分析。同時，本文借鑒王霞等（2021）［34］的相關做法，選用人口性別比（sexr）作為工具變量，運用工具變量法兩階段最小二乘法（2SLS）嘗試削弱其帶來的影響。

表3列（1）和列（2）為滯后一期回歸結果，其解釋變量系數均顯著為正，即擴大城市消費需求能夠顯著促進FDI流入，與原結果一致。對工具變量的選取，考慮因素如下：我國社會在儒家文化的長期浸潤下，家庭對男性和女性的教育方式、教育觀念存在差異，“重男輕女”“男主外女主內”“養兒防老”等觀念普遍存在，家庭會增加男性人力資本投入以提高家庭保障能力，人力資本投入的性別差異會造成勞動力市場的收入性別差異，女性的收入彈性小于男性。同時，女性還被家庭觀念所束縛，穩定成為她們擇業的優先標準，這些差異將進一步加大男女收入差距，收入的高低一定程度上決定了消費的高低，使得男性和女性消費觀念和消費能力不同，最終導致地區消費需求水平不同。此外，家庭的消費支出大多通過男性支出來表現，有些商品和服務即使最終使用者是女性，但實際卻是由男性買單，且對于男孩較多的家庭而言，他們可能會減少儲蓄以維持消費欲望，而女孩較多的家庭會減少消費以保證有足夠的儲蓄來養老。人口性別比可能影響地區消費需求，但外資企業的投資決策不會直接影響人口性別比，同時，人口性別比本身也不直接影響外資企業的投資決策。因此，人口性別比是一個合適的工具變量。表3列（3）和列（4）報告了工具變量的檢驗結果。其中，第一階段回歸中sexr的系數顯著為正，表明工具變量與消費需求之間存在顯著的正相關關系，與預期相符，且在第一階段回歸中，F統計量顯著大于經驗值10，說明不存在弱工具變量問題；在第二階段回歸中，本文采用2SLS進行估計檢驗，得到的解釋變量系數顯著為正，說明在考慮可能存在的內生性問題之后，消費需求提升對FDI流入依然存在顯著的正向作用。

（二）穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量

考慮外資企業在規劃投資時，會更加注重地區交通、貿易、金融、市場等方面的便利性，故城鎮地區將成為其投資的主陣地。本文采用取對數的市轄區外商直接投資額（ln cfdi）來衡量城市FDI流入，替代原被解釋變量進行模型估計，表4列（1）顯示其估計結果與基準回歸結果基本一致。

2. 替換解釋變量

本文采用取對數的人均社會消費品零售總額（ln acp）來替代原有的解釋變量（ln cp）進行模型估計，其估計結果見表4列（2）所列，ln acp的系數在1%水平上顯著為正，與基準回歸結果一致，且其他系數估計結果也與之前的結論保持一致，沒有實質性變化。

3. 增加控制變量

為進一步控制遺漏變量問題，本文在原有基準模型的基礎上，加入金融效率（fef）、勞動力成本（ln cpcdi）、基礎設施建設（ln rl）、政府支出強度（gpp）4個控制變量。其中，金融效率用金融機構貸款余額與存款余額之比表示；勞動力成本用取對數的城鎮居民人均可支配收入表示；基礎設施建設用取對數的城市公路里程表示；政府支出強度用一般公共預算支出占城市GDP的比重表示。表4列（3）檢驗結果顯示，消費需求水平的估計系數在1%的水平上顯著為正，與原模型結果保持一致，證明了原結論的穩健性。

4. 選擇子樣本回歸

考慮直轄市和省會城市在政治、經濟、政策和資源稟賦等方面的獨特優勢，其消費需求水平會高于一般城市。因此，剔除直轄市和省會城市樣本，用一般城市樣本進行回歸來緩解異常值對模型的影響。結果表明，核心解釋變量系數仍在1%水平上顯著為正，且表4列（4）中其他系數的回歸結果也與表1基準回歸結果一致。這說明，在排除直轄市和省會城市的影響后，結論依舊穩健。

（三）異質性檢驗

1. 經濟發展水平異質性

事實上，相較于經濟發展水平較低的城市，經濟發展水平較高的城市在要素稟賦、營商環境和基礎設施等方面具有更大的優勢，其消費需求提升對FDI流入的作用效果可能更為明顯。為驗證該猜想，本文將所有樣本按照經濟發展水平高低分為兩組，其分組依據為各個年份城市層面GDP的中位數。表5列（1）和列（2）顯示了城市經濟發展水平分組回歸的結果，其中，列（1）解釋變量的估計系數顯著為正，該結果說明，在經濟發展水平高的城市中消費需求提升對FDI流入具有更大的促進作用。

2. 長三角城市群異質性

理論上說，長三角城市群中的城市相比于非長三角城市群中的城市，在資源、政策、信息、貿易等方面存在更多的合作，且長三角城市群中的直轄市、省會城市和副省會城市等發達城市對長三角城市群內部城市具有更強的輻射效應，導致消費需求提升對FDI流入的促進作用可能在長三角城市群中的城市表現得更加明顯。因此，本文將樣本分為長三角城市群城市和非長三角城市群城市（2），表5列（3）和列（4）顯示了分組回歸的結果，可以看出，列（3）解釋變量的估計系數和顯著性均高于列（4），這說明，長三角城市群城市的消費需求提升對FDI流入的促進作用更為顯著。

3. 城市類型異質性

基于前文的機制分析，消費需求提升可以通過優化產業結構進而促進FDI流入。產業結構水平較高的城市，由于自身的產業結構比較完善，其消費需求提升對產業結構水平提升的帶動作用較小，導致消費需求提升通過優化產業結構這一路徑作用于FDI流入的效果可能更小。本文借鑒朱潔西和李俊江（2023）［35］的做法，按照城市產業結構水平的高低將城市分為服務型城市和生產型城市，界定的標準為不同年份、不同城市第三產業增加值與第二產業增加值的比值，比值小于1的為生產型城市，反之則為服務型城市。表5列（5）和列（6）顯示了不同類型城市分組回歸的結果，其中，列（6）解釋變量的估計系數顯著為正，說明在生產型城市中消費需求提升對FDI流入具有更大的促進作用。

4. 消費需求水平異質性

城市消費需求水平不同，則城市消費需求群體的數量和質量也存在差異，對外資企業投資可能會產生影響。故本文依據消費需求水平高低將所有樣本分為高水平消費需求城市和低水平消費需求城市，分組依據為各城市社會消費品零售總額的中位數。表5列（7）和列（8）顯示了分組回歸的結果，可以看出，列（7）系數顯著為正，這表明，高水平消費需求城市更有利于吸引FDI流入。可能的原因是，高水平消費需求城市具有更多的消費主體，消費活力和消費市場更加旺盛，能夠降低外資企業銷售、運輸等成本，為外資企業創造更多的安全盈利機遇，進而使得外資企業更愿意投資該城市。

5. FDI質量異質性

隨著我國居民生活水平的不斷提升，居民越發追求產品的供給質量，消費需求提升對外資企業投資的質量也可能會產生異質性影響。因此，本文參考張秀峰等（2023）的相關做法［36］，將FDI分為高質量FDI和低質量FDI，其FDI質量計算公式為FDIq=（FDIit/FDIt）/（GDPit/GDPt），分組依據為FDI質量的中位數。回歸結果見表5所列，列（9）核心解釋變量的估計系數比列（10）更為顯著，表明消費需求提升能夠吸引更高質量的FDI流入。可能的原因在于，消費需求提升引起消費產品多樣化，市場競爭進一步加劇，新增的消費需求對消費產品提出了更高的要求，而高質量外資企業憑借先進的技術和高質量的產品能夠迅速獲取新增的消費需求，搶占市場份額，從而獲得該市場的主導地位，贏取更大利潤，故消費需求提升的城市能夠吸引更高質量的外資企業投資。

（四）中介效應分析

表6報告了中介效應模型的估計結果，其中，列（1）—列（3）為產業結構升級中介效應的估計結果，列（4）—列（6）為信貸規模擴大中介效應的估計結果。可以發現，列（2）和列（5）解釋變量對中介變量的系數均顯著為正，說明消費需求提升優化了城市的產業結構和擴大了銀行的信貸規模。列（3）和列（6）解釋變量與中介變量的系數均在5%及以上水平上顯著，但列（3）和列（6）解釋變量的系數相比于列（1）和列（4）解釋變量的系數有所下降，且列（2）解釋變量的系數和列（3）中介變量的系數的交乘項與列（3）解釋變量的系數同號，列（5）解釋變量的系數和列（6）中介變量的系數的交乘項與列（6）解釋變量的系數同號。這說明，產業結構升級和信貸規模擴大在消費需求提升與FDI流入之間均存在部分中介效應，城市消費需求提升將通過優化城市的產業結構和擴大銀行的信貸規模來吸引外商直接投資的流入，驗證了H2和H3。

（五）空間溢出效應分析

1. 設立空間權重矩陣

基于前文的理論分析，消費需求和FDI具有空間集聚特征，故本文進一步采用空間計量模型展開研究，而空間計量模型的首要任務是設立空間權重矩陣。由于FDI的流入和消費需求的提升能夠被周圍不同城市觀測到，其空間效應不僅作用于與之相鄰的城市，同時也會作用于其他非相鄰城市，其影響強度可能會隨著距離的增加而衰減。基于此，本文參考李根等（2023）［37］的做法，選用地理距離權重矩陣（Wij）衡量城市間的空間效應。

[Wij=1d2iji≠j0i=j] （8）

其中，dij為城市經緯度計算所得的距離。

2. 空間自相關檢驗

在空間計量分析前，需驗證城市消費需求與FDI之間是否存在一定的空間關聯性，故本文采用Stata16軟件測算其全局Moran's I指數，計算公式為：

[I=n∑ni=1∑nj=1Wij（Xi-X）（Xj-X）∑ni=1∑nj=1Wij∑ni=1（Xi-X）2] （9）

其中：I為莫蘭指數；[W]ij為空間權重矩陣；n代表長三角地區41個城市；Xi和Xj為研究單位觀測值，代表ln fdi或ln cp；[X]為研究單位觀測值均值，代表ln fdi或ln cp的均值。Moran's I指數的取值范圍為［-1，1］，取值為正/負表明相應的觀測值呈現空間正/負相關，且該值的絕對值越大則表明空間正/負相關程度越大，反之越小。Moran's I指數測算結果見表7所列，可以看出，2011—2020年長三角地區41個城市外商直接投資的Moran's I指數呈現先降后升的趨勢且均在1%的水平上顯著為正，原因在于，2013年6月20日，我國金融市場突然爆發了流動性緊張事件，降低了外國投資者對我國市場的投資欲望，導致外國資本向我國城市腹地聚集的程度減弱，但隨著我國經濟的回調，外商直接投資的空間集聚特征也在逐漸增強。消費需求水平的Moran's I指數呈現逐年遞減的趨勢且均顯著為正。上述結果表明，外商直接投資與消費需求水平在空間上具有顯著的正相關性，長三角地區各城市受到相鄰城市的外商直接投資和消費需求水平的影響，驗證了H4。

3. 空間杜賓模型結果

在進行空間計量分析前，本文依次采用LM檢驗、Wald檢驗、LR檢驗、Hausman檢驗和SDM固定效應檢驗對空間計量模型進行甄別。首先，在地理距離權重矩陣下，SAR和SEM均通過了1%顯著性水平上的LM檢驗和Robust LM檢驗，表明模型存在空間依賴性。為進一步確定計量模型，繼續進行Wald檢驗和LR檢驗，結果顯示其統計量也均在1%水平上顯著，表明SDM模型不會退化成SAR或SEM模型。Hausman檢驗結果在1%的水平上顯著，說明模型應使用固定效應模型，同時考慮個體和時間趨勢的影響，本文再次進行SDM固定效應檢驗，發現雙向固定效應的赤池信息準則（AIC）和貝葉斯信息準則（BIC）的值最小，故本文最終采用時空雙重固定效應下的空間杜賓模型進行估計（3）。

在包含空間滯后項的SDM模型中，ln cp對ln fdi的影響作用不能簡單用回歸系數及其顯著性來衡量。因此，本文采用偏微分的估計方法對模型進行轉化分解，估計結果見表8所列。可以看出，在地理距離權重矩陣下，城市消費需求提升對FDI流入的直接效應估計系數在1%的水平上顯著為正，這表明城市消費需求提升對本市FDI流入具有促進作用，與基準回歸結果一致。間接效應估計系數也在5%的水平上顯著為正，說明本市消費需求提升對相鄰城市的FDI流入也具有顯著的正向作用，H5得到驗證。存在這種正向空間溢出效應的原因可能是：一方面，本市消費需求提升導致外資企業對生產要素進行調整，外資企業通過研發創新來增強市場競爭力進而吸引消費群體，技術水平的提升會外溢至相鄰城市，使相鄰城市的研發水平提升，從而促進相鄰城市的外資企業投資增加；另一方面，長三角地區城市之間交通比較便捷，資源、信息和勞動力等要素能夠快速傳遞，本市消費需求的提升會推動部分消費主體無法承擔其消費壓力而逐漸向周邊城市轉移，導致周邊城市的消費規模迅速擴大，進而吸引FDI流入。

為避免單一權重矩陣導致回歸結果偏誤，本文采用0-1鄰接權重矩陣、經濟距離權重矩陣重新檢驗消費需求提升與FDI流入之間的關系。更換權重矩陣后其解釋變量估計系數仍在1%的水平上顯著為正，且間接效應估計系數也均顯著為正，這說明，城市消費需求提升不僅對本市FDI流入具有促進作用，對相鄰城市的FDI流入也具有促進作用，支持了前文結論。

六、研究結論與啟示

本文通過闡釋城市消費需求提升影響FDI流入的理論機理，利用2011—2020年長三角地區41個城市的面板數據，建立雙向固定效應模型和空間杜賓模型探究消費需求提升對FDI流入的影響。研究結論如下：①從長三角地區整體來看，消費需求提升能夠顯著促進FDI流入，在進行滯后一期處理、工具變量法等內生性檢驗和一系列穩健性檢驗之后，回歸結果仍然顯著。②消費需求提升能夠通過優化城市產業結構，擴大銀行信貸規模，進而吸引FDI流入。③消費需求提升對FDI流入的促進作用在經濟發展水平較高城市、長三角城市群城市、生產型城市及高水平消費需求城市中更加明顯，且消費需求提升能夠吸引更高質量的FDI流入。④消費需求與FDI具有顯著的空間集聚特征，消費需求提升對FDI流入存在正向空間溢出效應，在更換權重矩陣后回歸結果依然顯著。

基于上述研究結論，本文得出以下啟示：

第一，鑒于消費需求提升對FDI流入的積極作用，長三角地區各城市應緊緊抓住消費需求提升帶來的新機遇，積極擴大不同行業的消費群體，全方位提升城市消費需求和消費能力，增強城市經濟循環活力，實現由“出口導向型發展”向“內需推動型發展”的轉換，積極發揮長三角地區在加快構建新發展格局中的引領作用。

第二，長三角地區各城市應選擇有利于提升地區外商直接投資的實踐路徑。政府在制定吸引外資政策時應著重考慮當地的產業結構和信貸結構，提高當地產業配套能力和配套效率，優化當地銀行信貸結構，消除當地金融體系存在的信息不對稱問題，進一步提高引資績效。

第三，各城市應明晰自身與相鄰城市的相對比較優勢，做到因地制宜和趨利避害。經濟發展水平較高的城市應更加注重引進外商直接投資的質量，引導外商直接投資轉向高技術領域。經濟發展水平較低的城市應結合當地資源稟賦，緊抓擴大內需戰略機遇，制定合理多樣化的消費政策，完善當地消費市場和產業支撐體系，拓寬引進外資渠道。

第四，制定促消費和引外資政策時需考慮消費需求與外資流入的空間關聯性，合理規劃政策實施范圍，對不同城市實施差異化政策，提高政策精準性。對外資引入水平較低的地區，通過政策“效仿”、人才引進和消費主體轉移等方式加強與外資引入水平較高地區的合作交流以形成空間聯動。

注 釋：

（1）因部分城市部分年份市轄區FDI數據缺失，本文采用線性插值法進行補充，但其中2020年馬鞍山市插值得到的市轄區FDI大于整個城市FDI，2020年宣城市插值得到的市轄區FDI為負，故對這兩個城市2020年缺失的數據，本文用該城市2019年的市轄區FDI進行替代。

（2）長三角城市群分組依據為2016年國家發展改革委、住房城鄉建設部印發的《長江三角洲城市群發展規劃》，長江三角洲城市群規劃范圍包括：上海、南京、無錫、常州、蘇州、南通、鹽城、揚州、鎮江、泰州、杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、金華、舟山、臺州、合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、滁州、池州、宣城等26個城市。

（3）SDM固定效應模型選擇參考AIC和BIC值，AIC和BIC值越小，模型越優。

參考文獻：

［1］潘高遠，陳璋.擴大進口、收入沖擊與擴大內需——基于國家間投入產出模型的分析［J］.宏觀經濟研究，2020，42（5）：52-67.

［2］張明.以內促外，實現高水平對外開放［J］.經濟學家，2022，34（12）：20-22.

［3］劉志彪.重塑中國經濟內外循環的新邏輯［J］.探索與爭鳴，2020，36（7）：42-49，157-158.

［4］DUNNING J H.Explaining the International Direct Investment Position of Countries：Towards a Dynamic or Developmental Approach［J］.Weltwirtschaftliches Archiv，1981，117（1）：30-64.

［5］SUN Q，TONG W，YU Q.Determinants of Foreign Direct Investment Across China［J］.Journal of International Money and Finance，2002，21（1）：79-113.

［6］馬雙，賴漫桐.勞動力成本外生上漲與FDI進入：基于最低工資視角［J］.中國工業經濟，2020，38（6）：81-99.

［7］張睿，張勛，戴若塵.基礎設施與企業生產率：市場擴張與外資競爭的視角［J］.管理世界，2018，34（1）：88-102.

［8］陳艷瑩，董旭.服務業與制造業對華FDI區位選擇的差異——基于存量調整模型的實證研究［J］.世界經濟研究，2013，29（3）：53-58，88-89.

［9］遲娜.中國涉外稅收政策與吸引FDI的關系［J］.國際經濟合作，2012，28（5）：41-43.

［10］朱婕，任榮明.東道國制度環境、雙邊投資協議與中國企業跨國并購的區位選擇［J］.世界經濟研究，2018，34（3）：109-126，136-137.

［11］胡志強，苗長虹，華明芳，等.中國外商投資區位選擇的時空格局與影響因素［J］.人文地理，2018，33（5）：88-96.

［12］AZMAT G，ALMUKHTAR S A.Indicators of Business Environment，Institutional Quality and Foreign Direct Investment in Gulf Cooperation Council（GCC） Countries［J］. International Review of Applied Economics，2013，27（4）：515-530.

［13］FONG C M，LEE C L，DU Y Z. Consumer Animosity and Foreign Direct Investment：An Investigation of Consumer Responses［J］. International Business Review，2015，24（1）：23-32.

［14］張恒龍，姚其林.基于城鄉居民消費行為分析視角的擴大內需研究［J］.求是學刊，2020，47（1）：62-74，181.

［15］HUO Z，RIOS-RULL J V. Tightening Financial Frictions on Households，Recessions，and Price Reallocations［J］.Review of Economic Dynamics，2015，18（1）：118-139.

［16］閔維方，余繼，吳嘉琦.教育在擴大內需拉動經濟增長中的作用［J］.教育研究，2021，42（5）：12-22.

［17］張楊波.新型城鎮化、擴大內需與消費升級［J］.浙江學刊，2017，55（3）：129-134.

［18］倪超軍.中國城鎮化對擴大內需影響研究——基于我國省級面板數據的實證［J］.工業技術經濟，2014，33（9）：64-71.

［19］閆坤，于樹一.稅收對擴大內需的影響機理與促進策略［J］.稅務研究，2015，31（9）：9-15.

［20］任保平，杜宇翔，裴昂.數字經濟背景下中國消費新變化：態勢、特征及路徑［J］.消費經濟，2022，38（1）：3-10.

［21］馬玥.數字經濟對消費市場的影響：機制、表現、問題及對策［J］.宏觀經濟研究，2021，43（5）：81-91.

［22］MARKUSEN J R. Multinationals Multi-plant Economies，and The Gains from Trade［J］. Journal of International Economics，1984，16（3）：205-226.

［23］王微.堅持擴大內需這個戰略基點 促進中國經濟行穩致遠［J］.清華金融評論，2021，9（4）：30-33.

［24］王碩，殷鳳.“流空間”視角下區域金融發展對FDI流入的影響——基于長三角城市群的研究［J］.經濟問題探索，2022，43（11）：78-89.

［25］龍少波，丁點爾.消費升級對產業升級的影響研究：理論機制及實證檢驗［J］.現代經濟探討，2022，41（10）：25-38.

［26］徐卓順，趙奚，夏海利.“雙循環”新發展格局下消費升級對產業結構的影響［J］.社會科學戰線，2022，45（3）：250-254.

［27］田素華，謝智勇，楊云紅.信貸供給對企業利用外資的影響［J］.社會科學，2023，45（2）：141-153.

［28］李小平，余東升.FDI的空間集聚是否影響了環境全要素生產率？——基于中國285個城市的空間面板分析［J］.科研管理，2021，42（8）：160-167.

［29］JIMENEZ A，EREN M，BAYRAKTAR S. Psychic Distance and FDI in Turkey：The Role of Industrial Development and Religion［J］. European Journal of International Management，2020，14（5）：775-795

［30］吳艷，賀正楚，潘紅玉，等.消費需求對經濟增長質量的影響及傳導路徑［J］.管理科學學報，2021，24（12）：104-123.

［31］孫偉增，牛冬曉，萬廣華.交通基礎設施建設與產業結構升級——以高鐵建設為例的實證分析［J］.管理世界，2022，38（3）：19-34，58，35-41.

［32］施建淮，楊雨晴.跨境資本流動與中國商業銀行信貸投放——基于銀行競爭視角的實證研究［J］.上海經濟研究，2022，41（10）：82-98.

［33］溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展［J］.心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

［34］王霞，連立帥，周萍.高管后代性別與民營企業資本配置效率［J］.世界經濟，2021，44（6）：178-203.

［35］朱潔西，李俊江.數字經濟、技術創新與城市綠色經濟效率——基于空間計量模型和中介效應的實證分析［J］.經濟問題探索，2023，44（2）：65-80.

［36］張秀峰，胡貝貝，陳偉，等.FDI數量、質量與國家高新區創新績效［J］.科研管理，2023，44（5）：54-61.

［37］李根，劉欣雨，劉家國，等.產業協同集聚如何影響制造業綠色韌性？——基于突變級數與雙固定動態空間杜賓模型的實證分析［J］.中國管理科學，2023，31（12）：249-260.

［責任編輯：陳春香］