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1.国内市场一体化对城市FDI的影响研究
作者：陈雯,范雪晴, 唐雨轩
作者单位：厦门大学
关键词：市场一体化;城市FDI;制度改善;规模经济;要素配置
摘要: 推进市场一体化进程, 降低区域间交易成本, 建设高效规范、 公平竞 争、 充分开放的全国统一大市场是当下应对外商直接投资 (FDI) 增长乏力的有效 路径。 本文借助 2009—2021 年中国 197 个地级市的面板数据, 探讨国内市场一体 化如何影响城市 FDI 及其内在机制。 研究结果表明: 国内市场一体化显著拓展了城 市 FDI, 基于工具变量法的估计结果保持稳健; 市场一体化对 FDI 的促进效应在东 部地区城市、 外资规模和城市规模较大以及处于城市群内部的城市表现更为明显; 机制研究显示, 制度改善效应、 规模经济效应和要素配置效应是市场一体化拓展城 市 FDI 的主要路径; 国内市场一体化还进一步加强了 FDI 的市场寻求动机, 提升了 城市 FDI 质量, 增强了城市内部企业的生存能力。 本文对我国加快建设全国统一大 市场、 推动形成全面开放新格局具有重要的理论意义。
一、 引言及文献综述
近年来, 中国不断推进国内市场一体化, 以增强国际竞争力并吸引高质量 FDI。 自改革开放以来, 我国凭借丰富资源和劳动力优势, 逐渐成为全球第二大外 资接受国。 然而, 逆全球化思潮加剧和贸易保护主义抬头促使国际经济不确定性增 加, 国内劳动力成本上升使得部分外资企业转移至其他国家。 在此背景下, 坚持 “以国内大循环为主体、 国内国际双循环相互促进” 的新发展格局, 对化解外部风 险、 深化经济改革具有重大意义。
打破市场分割, 推动市场一体化, 对于畅通国内大循环至关重要, 而对于国内 市场一体化与外部经济环境的联系, 目前研究主要关注其与出口贸易的影响, 研究发 现国内市场一体化对于地区或企业出口技术复杂度 (雷娜和郎丽华, 2020) [1] 、 出口 质量 (廖秋娴等, 2024) [2] 和国内附加值 (吕越等, 2018) [3] 等存在促进效应。
与本文相关的第一支文献主要聚焦于市场一体化的内涵界定及其在我国的发展态势。 国内市场一体化的建设实质上就是逐步打破区域市场分割、 促进资源要素自 由流动的过程。 早期研究认为我国地区间市场分割日益严重, 商品流动壁垒持续存 在, 相关文献多从商品流动视角出发, 强调区域间较高的边界效应阻碍了市场整合 进程 (黄赜琳和王敬云, 2006) [4] 。 随后, 研究者开始从行政壁垒角度界定市场一 体化, 认为国内市场分割的原因在于地方保护 (白重恩等, 2004) [5] , 将市场边界等 同于区域行政边界, 指出地方政府干预超越了规模经济的作用 (陆铭和陈钊, 2009) [6] , 进一步加剧了市场分割 (陈敏等, 2008) [7] 。 不过, 也有学者指出, 政府 行为在某些情境下也会促进市场整合 (范子英和张军, 2010) [8] 。 值得注意的是, 研 究者将研究视角逐渐扩展至市场要素流动。 尽管部分研究认为改革开放以来我国商 品流动壁垒逐渐消解, 市场一体化快速推进 (Naughton, 1999) [9] , 但与国际水平 相比仍有差距 (范剑勇, 2004) [10] 。 近年来, 大规模交通基础设施建设打破了区域 要素流动壁垒 (李兰冰和张聪聪, 2020) [11] , 显著改善了地区间的市场分割, 提高 了城市市场可达性, 推动城市群内要素市场的一体化 (唐为, 2021) [12] 。
第二支文献关注市场一体化的经济效应。 在宏观层面, 市场一体化不仅促进经 济增长, 也有利于区域协调发展 (徐现祥和李郇, 2005) [13] , 但也有研究指出, 随 着企业更倾向于流向大市场, 可能扩大区域经济差距 (梁琦等, 2012) [14] ; 在中观 层面, 市场一体化促进产业向沿海等优势区域集聚 (范剑勇, 2004), 并引发地方 间产业政策竞争, 其有效性受到市场发育程度的制约 (林晨和李宇潇, 2024) [15] ; 在微观层面, 建设全国统一大市场被认为是推动企业创新的重要制度保障 (胡增玺 和马述忠, 2023) [16] 。 已有研究发现, 对外开放程度与市场分割呈现倒 U 型关系。 而 市场一体化对开放经济的影响则集中于贸易效应。 研究表明较高的行政壁垒反而促使 地区更倾向于参与国际贸易, 增加企业出口概率 (Poncet, 2003) [17] , 但同时会抑制 企业出口国内附加值 (吕越等, 2018)。 随着市场一体化水平提升, 资源配置效率改 善, 出口产品质量与技术复杂度也相应提升 (刘信恒, 2020) [18] 。
第三支文献探讨了国内市场一体化与 FDI 选择的关系。 Dunning (1980) [19] 的 国际生产折衷理论认为, 影响外资企业投资决策的区位优势包括劳动力成本、 市场 潜力、 贸易壁垒和政府政策。 大多数文献认为外资流入推动了各类市场的一体化趋 势 (赵奇伟, 2009) [20] , 并通过减少资本品市场分割促进经济增长。 踪家峰和周亮 (2013) [21] 则认为, 市场分割对产业升级的抑制作用主要表现为对 FDI 溢出效应的 阻碍。 我国各地区存在的市场分割现象严重影响了外资在省际间的流动 (邵挺, 2010) [22] 。 一个地区市场一体化水平的提升, 不仅有利于本地 FDI 的流入, 还能通 过空间溢出效应带动周边地区的整合, 推动区域协同发展。
现有研究仍存在以下不足: 其一, 多聚焦于市场一体化对出口的影响, 较少探 讨其对外资流入的作用; 其二, 研究对象以省级或城市群为主, 尚缺乏对地级市层面 的测度与实证分析; 其三, 已有研究主要基于 2015 年前的数据, 未能反映当前市场 整合的新趋势; 其四, 尽管已有文献从多个角度探讨 FDI 的影响因素, 但多局限于单 个区域, 鲜有研究系统性分析国内市场一体化对全国范围内 FDI 分布的影响。 基于 此, 本文从市场一体化视角出发, 利用 2009—2021 年地级市层面的居民消费分类环比价格指数, 构建市场一体化指标, 评估其对区域外资流入的影响及内在机制。
相较于已有研究, 特别是与本文最相关的李浩等 (2020) [23] 的研究, 本文的 边际贡献如下: 第一, 在研究视角上, 李浩等 (2020) 以长三角城市群作为研究 对象, 本文则着眼于全国范围的地级市, 从市场一体化出发, 聚焦其推动下的市场 整合对城市层面 FDI 的影响, 实证发现市场一体化程度的提升显著增强了城市吸引 FDI 的能力, 拓展了区域市场整合与开放经济交叉领域的研究, 为推动国内国外 “两个市场” 联动和整合 “两种资源” 提供了经验证据。 第二, 在研究内容上, 本 文以外资企业的区位选择理论为基础, 在李浩等 (2020) 识别规模经济效应和要 素配置效应的基础上, 还从制度改善效应阐述了本文的传导机制, 为理解市场一体 化影响 FDI 流入的路径提供了新的实证支撑。 第三, 在扩展分析方面, 本文进一步 探讨了国内市场一体化对 FDI 动机、 质量与经济效果的影响, 避免以 FDI 规模的单 一视角衡量 FDI 优劣的局限性, 丰富了关于市场整合在东道国 FDI 全链条影响机制 中的相关研究, 深化了对市场一体化与高质量开放型经济之间关系的理解。
二、 理论分析与研究假说
市场一体化的提升能够促进区域外资流入。 本文认为, 市场一体化提升对外资 企业产生引致作用可能包含以下几个方面的理论基础。 首先, 市场一体化较高的地 区意味着政府更多地遵循市场规律, 从而能最大限度地发挥市场的资源配置功能 (强永昌和杨航英, 2021) [24] 。 破除区域经济壁垒, 强化市场在资源配置中的作用, 有助于形成资金、 劳动力和技术等要素跨区域自由流动的统一大市场。 这不仅能缓 解区域内部资源配置的扭曲程度, 还通过降低时间成本和货币成本来减少外资企业 的生产成本。 此外, 市场一体化意味着减少行政壁垒和贸易壁垒, 使得区域内资 本、 劳动力等生产要素流动更加自由, 从而降低因要素套利而导致的外资企业成 本。 其次, 国内市场一体化可能通过促进区域产业协作来吸引外资。 一方面, 市场 一体化能够实现区域间要素充分流动, 有利于形成分工协作、 优势互补的生产链 条, 从而释放经济潜力, 提高生产效率和经济发展质量; 另一方面, 市场一体化促 使区域间贸易成本减少, 降低异地企业市场进入壁垒, 使得异地企业凭借自身优势 获得市场地位, 形成区域间以比较优势为导向的产业分工模式, 降低投资风险, 进 而吸引更多 FDI 流入。 由此, 本文提出以下假说。
假说 1: 市场一体化能够促进城市外资流入。
国际生产折衷理论认为, 东道国政府政策是影响外资企业决策的重要因素, 区 域外资流入的增加需要以良好的制度为基础。 Gratton 等 (2021) [25] 指出, 出于地 方发展利益的考虑, 发展中国家地方政府常对经济运行进行干预, 从而妨碍企业参 与市场竞争。 这种情况在中国也很常见, 在经济发展水平较低时期, 各地政府通过 加剧市场分割、 提供优惠政策等方式来招商引资。 然而, 这种 “以邻为壑” 的方 式并不能真正吸引高质量外资, 也无法形成可持续的发展模式。 随着地区经济实力 的提升和市场业态的良性发展, 各地政府逐渐认识到, 从前行政性垄断、 地方保护 及限制资本流动等行为加剧了市场分割, 已不符合现代发展的要求。 在新时代背景下, 加快国内大循环, 消除要素流动壁垒和行业生产垄断成为新的发展方向。 首 先, 通过明确政府与市场边界、 降低制度性交易成本, 市场一体化为外资企业营造 了更加稳定和可预期的发展环境。 其次, 规范政商关系和提升制度透明度也有效降 低了市场运行中的干扰因素。 “亲清” 型政商互动有助于削弱寻租行为, 健全的信 息公开机制和统一开放的市场准入政策, 有效缓解了信息不对称问题。 在此基础 上, 制度一体化推动建立起统一的对外开放规则体系, 使得市场一体化程度较高的 地区具备更稳定、 透明和可预期的制度环境, 进一步降低外资进入壁垒与运营成 本, 提升投资效率 (刘军和王长春, 2020) [26] 。 因此, 制度环境的优化成为市场一 体化吸引高质量外资流入的重要保障。 由此, 本文提出以下假说。
假说 2: 市场一体化能够通过制度改善效应促进城市外资流入。
国际生产折衷理论认为, 东道国的市场潜力也是影响外资企业投资决策的重要 因素之一。 市场规模较大的区域能够为外资企业提供广阔、 多元且稳定的需求基 础, 从而更易成为外商直接投资的首选地 (Nielsen et al. , 2017) [27] , 实现规模经济 也成为企业市场扩张的关键动力 (Ding and Niu, 2019) [28] 。 在市场一体化不断推进 的背景下, 区域内外资企业不仅能获得本地市场的有效需求, 还可共享更大范围内多 样化的消费资源。 作为推动市场一体化的重要制度安排, 市场准入负面清单政策有效 降低了市场进入壁垒与制度性交易成本, 拓展了外资企业的投资机会, 增强其市场预 期与投资信心, 为外资开拓中国消费市场提供了新的增长空间。 在统一开放的市场体 系中, 外资企业可据此选择最优产量与市场规模, 以实现成本递减与利润最大化。 同 时, 统一市场环境使企业能够通过跨区域销售实现规模扩张, 并借助多元化信息渠道 更灵活地响应市场需求, 优化生产与销售策略。 基于此, 企业不再受限于本地有限需 求, 而能凭借产品质量和品牌效应迅速拓展市场边界, 获取更广泛的消费者认同, 从 而加速 FDI 在更大空间范围内的集聚与扩张。 由此, 本文提出以下假说。
假说 3: 市场一体化能够通过规模经济效应促进城市外资流入。
要素的自由流动有助于缓解信息不对称和制度性障碍所导致的资源配置扭曲, 使市场在资源配置中发挥更为充分的决定性作用。 一方面, 资本要素的跨区域流动 壁垒显著降低, 信息障碍减少, 资本能够更加有效地流向具有更高边际收益的地区 和行业, 提升配置效率; 另一方面, 随着高铁、 城际铁路等交通基础设施的广泛布 局, 不仅拓宽了就业市场的信息获取渠道, 缩小了区域就业信息差距, 也通过降低 通勤成本与通勤时间, 提高了劳动力跨区流动的灵活性, 从而缓解了劳动要素的空 间错配问题。 此外, 打破创新要素的流动壁垒亦成为市场一体化的重要表现。 区域 间的知识、 技术与管理人才流动更加顺畅, 有利于外资企业降低研发成本, 缩短新 产品开发周期。 在高度一体化的区域内, 外资企业更容易开展跨区域联合研发, 实 现资源与能力的互补协同, 提高技术创新效率与成功率 ( 刘志彪和孔令池, 2021) [29] 。 综上所述, 资金、 劳动力和技术等生产要素的自由流动, 为外资落地、 运营及后续扩张提供了良好的市场与制度环境。 根据寻租理论和国际投资理论, 在 海外区位选择中, 为压缩成本争取最大利益, 外资企业倾向于选择要素成本较低的 国家或地区, 并可能通过寻租或者赞助方式寻求政策优惠 ( Holburn and Zelner,2010) [30] , 而公平、 开放、 透明的市场环境极大提升了资源配置效率, 有利于外资 入驻并开展投资生产活动。 在当前我国市场一体化快速发展的背景下, 城市群、 都 市圈等区域一体化建设正在逐步打破区域市场壁垒, 要素配置效应进一步促进了市 场一体化程度提高对 FDI 流入的促进效应。 基于此, 本文提出以下假说。
假说 4: 市场一体化能够通过要素配置效应促进城市外资流入。
三、 模型设定与数据来源
(一) 数据来源
本文的主要数据来源于 2009—2021 年 《中国城市统计年鉴》。 其中, 市场一 体化指数是基于该年鉴提供的居民消费价格分类指数 (环比价格指数) 计算得出, 被解释变量实际利用外资总额及其他控制变量来自 《中国城市统计年鉴》 和 CEIC 中国经济数据库。 本文对数据进行了以下处理: 一是删除严重缺失的观测值, 以确 保数据的完整性和准确性; 二是对存在少量缺失值的变量, 使用各省份统计年鉴和 各地级市统计年鉴进行补充。 考虑到 2008 年金融危机的影响, 以及计算市场一体 化指数所需城市 CPI 数据 2022 年存在一定缺失值, 本文最终使用数据为 2009— 2021 年 197 个城市的强平衡面板数据。
(二) 模型设定
为探究国内市场一体化对区域外资流入的影响, 本文建立如下基准模型:
(三) 变量说明
本文的被解释变量为外资规模 (lnFDIit), 使用 t 年城市 i 实际利用外商直接投 资金额的对数值衡量, 并利用当年 GDP 平减指数进行换算。
本文的核心解释变量为市场一体化程度 (lnintegit), 通过对 t 年城市 i 的市场 一体化指数取对数衡量。 目前, 测度市场一体化程度的方法主要包括四种: 其一为 生产法, Young (2000) [31] 最早提出 “生产结构法”, 通过分析中国各省份 GDP 结构和制造业产出结构的趋同现象, 并结合商品零售价格的发散性, 推断出国内市 场的碎 片 化 及 区 域 生 产 的 扭 曲。 其 二 为 贸 易 法, Naughton ( 1999 ) 和 Poncet (2003) 采用 “贸易流法”, 通过省际间贸易流数据来测度市场分割程度。 其三为 经济周期法, 该方法基于误差构成模型, 将省份各部门增加值的增长分解为国家效 应、 行业效应和地区效应, 从而识别市场整合程度。 行伟波和李善同 (2009) [32] 在引力模型中加入省际边界变量, 通过边界效应模型检验中国市场的一体化程度。 其四为价格法, 盛斌和毛其淋 (2011) [33] 基于相对价格法, 使用商品零售价格的 环比指数进行对数一阶差分计算, 并通过其方差衡量市场分割程度。 对比上述方 法, 生产法可能将区域生产结构趋同简单归因于市场分割; 贸易法忽视了影响省际 贸易流的其他因素, 如比较优势、 规模经济和商品替代弹性 ( Parsley and Wei,2001) [34] ; 经济周期法则存在测量误差、 遗漏变量及由贸易壁垒引发的内生性问 题。 相比之下, 价格法更能直接反映国内市场分割的实际状况, 该方法已在学术界 获得广泛认可。 因而, 本文通过居民消费中食品烟酒、 衣着、 家用设备等八种常见 商品的一揽子价格指数来衡量每个城市与其他城市之间的价格差异波动程度, 从而 反映城市间的市场分割程度。 鉴于市场分割与市场一体化呈现反向关系, 本文采用 对市场分割取平方根倒数的方法来表示市场一体化程度。 若某城市与周边城市价格 差异波动较大, 则说明该城市与周边城市间要素和商品流动的壁垒较高, 即该城市 的市场分割严重, 一体化程度较低。
受限于研究期限内地级市商品零售价格分类指数数据缺失较多, 本文使用 2009—2021 年地级市消费品分类价格指数中的八项分类指数来测算城市市场一体 化指数 。 具体计算步骤如下:
首先, 使用价格比值的对数一阶差分的绝对值形式来度量相对价格, 计算公式 如下:
参考李浩等 (2020) 的研究, 本文选取的控制变量包括: (1) 地区发展水平 (lngdpit), 使用城市人均地区生产总值的对数来衡量, 生产总值较高的地区往往拥有 更广阔的市场需求和健全的市场机制, 从而更能吸引外资。 (2) 外贸依存度 (openit), 采用城市进出口总额占 GDP 的比重来衡量, 高外贸依存度意味着该地区对 外经济联系紧密, 更有利于吸引外资。 (3) 研发投入 (rdit), 采用各城市科研经费 支出占 GDP 的比重来衡量, 高研发投入表明区域内科研活动活跃, 有助于技术创新, 提升地方吸引力。 (4) 人力资本 (lneduit), 采用城市普通高等学校教师人数的对数 来衡量, 较多的城市人力资本储备意味着拥有更多先进的生产和管理技术, 技术外溢 效应明显, 从而更容易吸引外资。 为防止异常值对实证结果造成干扰, 本文对所有连续变量进行上下 1% 的缩尾处理。 表 1 显示了主要变量的描述性统计结果。
四、 实证结果分析
(一) 基准结果分析
本文旨在探讨市场一体化对城市外资规模的影响。 表 2 汇报了模型 (1) 的估 计结果, 与预期结果一致, 在控制年份固定效应和城市固定效应的情况下, 核心解 释变量 (lnintegit) 的估计系数均显著为正, 见列 (1)、 列 (2), 表明市场一体化 程度的提升显著促进了城市实际利用外资金额的增加。 具体而言, 根据列 (2) 的 结果, 市场一体化程度每提升 1%, 城市实际利用外资金额会增加 0. 292%, 验证了本文的假说 1。 基准回归结果表明, 随着国内市场不断整合, 区域间要素流动障碍 逐渐削弱, 资源要素跨区域流动效率不断提升, 市场在资源配置中的决定性作用进 一步增强。 同时, 营商环境持续朝着市场化与公平化的方向优化, 有效带动了地级 市层面外商直接投资的增长。
(二) 异质性分析
1. 区位异质性
我国市场一体化进程在区域间差异较大, 东南沿海地区市场整合程度较高, 而 西北和西南地区的市场分割较为严重。 为了验证市场一体化对外资产生的引致效应 的区位异质性, 本文对东部城市赋值为 1, 对中西部城市赋值为 0① , 从而设立区 位虚拟变量。 本文在基准模型的基础上加入区位虚拟变量与核心解释变量的交乘项 (lnintegit ×diqui) 以及区位虚拟变量单独项进行回归。 表 3 显示了区位异质性的回 归结果, 可以看出 lnintegit ×diqui 在 1%的水平上显著为正, 见列 (1)。 这表明, 相 较于中部和西部地区, 东部地区的市场一体化对外资具有更强的引致效应。 其原因 在于, 东部地区地理位置优越, 基础设施完备, 经济基础雄厚, 统一大市场建设进 一步加速了要素自由流动, 营商环境更加公开透明, 从而显著增强了对外资的吸引 力。 尽管近年来产业政策有所倾斜, 中西部地区的交通基础设施不断完善, 区域连 通性与沟通成本显著优化, 市场一体化水平也有所提升, 但由于部分地区地形复 杂、 交通仍不畅通, 基础设施尚未完善, 加之产业体系相对薄弱, 导致而市场一体 化提升外资的引致效应相对有限。
2. 外资规模异质性
尽管国内市场一体化能够从整体上促进外资流入, 但不同规模的外资对市场一 体化的反应程度存在明显差异。 本文将当年实际利用外资金额大于样本实际利用外 资金额中位数的城市划分为规模以上城市, 反之则为规模以下城市, 以此为标准设 定外资规模虚拟变量, 对规模以上城市赋值为 1, 否则为 0。 在基准模型基础上引 入外资规模与核心解释变量的交乘项 ( lnintegit ×fdiscaleit) 以及外资规模变量进行 回归。 结果表明, lnintegit ×fdiscaleit 在 1%水平上显著为正, 表明外资规模较大的城 市对市场一体化的反应更加敏感, 见表 3 列 (2)。 可能的原因在于, 市场一体化 水平的提升增加了信息透明度, 降低了企业获取生产要素的成本, 使外资企业在作 出投资决策时更易关注产业集聚或区域发展相关信息。 出于规避风险和提升投资回 报的考量, 外资更倾向于流入已经集聚较多 FDI 的城市。 同时, 先期投资的示范效 应和外资企业间的战略互动也强化了这种路径依赖, 从而促使 FDI 在大规模外资集 聚地区进一步集聚。
3. 城市规模异质性
巨大的城市人口规模是形成超大市场规模的前提, 而市场规模是跨国公司进行区位选择时考虑的一个重要因素。 本文将样本城市分为大城市和中小城市① , 基于 此设立城市规模虚拟变量, 对大城市赋值为 1, 对中小城市赋值为 0。 将交乘项 (lnintegit × cityscalei ) 以 及 城 市 规 模 变 量 加 入 基 准 模 型 进 行 回 归, 结 果 表 明, lnintegit ×cityscalei 的系数显著为正, 见表 3 列 (3)。 这说明市场一体化对外资的引 致效应在大城市样本中表现更为明显。 可能的原因如下: 一方面, 中小城市的人口 规模较小且人均收入较低, 对消费商品需求具有单一性而非多元性。 本地厂商的生 产足以满足当地居民消费需求, 对外资企业而言, 有效需求的市场规模较小。 因 此, 即使与周边市场形成了较为紧密的贸易联系, 也主要表现为对区域内贸易的促 进效应, 不能显著吸引外资企业。 另一方面, 中小城市本身外资基础薄弱, 区域内 外资企业数量较少。 外资在进行投资区位选择时, 由于对投资地区经济环境的不熟 悉及规避风险的考虑, 更倾向投资已有众多外资企业集聚的大城市。 因此, 中小城 市难以成为新增外资企业青睐的投资地区。
4. 城市群异质性
考虑到城市群作为城市协同发展的重要载体和区域产业分工协作的平台, 其在 推动市场一体化进程中发挥了关键作用。 本文构造城市群虚拟变量 , 在此基础上, 引入城市群虚拟变量与核心解释变量的交乘项 (lnintegit ×csqi), 将其和城市群变量加 入基准模型进行回归。 回归结果表明, lnintegit ×csqi 系数在 1%的水平上显著为正, 市 场一体化程度的提升在城市群内部对 FDI 的促进作用更为显著。 可能的原因在于, 城市群作为区域一体化的重要政策抓手, 在推动跨区域协同发展、 削弱行政壁垒、 构建 统一开放营商环境等方面具有显著优势, 从而进一步增强了对外资的吸引力。
(三) 稳健性检验
本文采取以下方法进行稳健性检验: 第一, 替换被解释变量, 使用实际利用外 商投资额占 GDP 的比重衡量城市外资相对量水平; 第二, 替换核心解释变量, 本 文使用城市间地理邻接矩阵来替代原有矩阵, 重新测算市场一体化指数; 第三, 剔 除重点城市, 对样本中的四个直辖市和二十六个省会城市进行剔除; 第四, 替换估 计方法, 本文通过控制省份固定效应和年份固定效应替换估计方法, 通过聚类到省 份层级替换聚类层级; 第五, 考虑其他干扰。 为排除其他事件对市场一体化促进城 市 FDI 流入效应的干扰, 本文分别对高铁开通、 智慧城市、 公共卫生事件以及其他 城市层面因素进行控制, 以上结果均验证了本文结论的稳健性; 第六, 分时段回 归, 为进一步验证市场一体化是否在不同时间段内都能够吸引外资, 本文将样本区 间划分为 2009—2011 年、 2012—2016 年、 2017—2019 年和 2020—2021 年进行回 归, 从而更为全面地印证本文结论①。
(四) 内生性检验
本文内生性的潜在来源主要包括两个方面: 一是遗漏变量偏误, 由于外资流入 的影响因素较多, 且本文使用地级市数据, 回归中有可能会遗漏一些对外资流入有 正向或负向影响的变量, 从而引发估计偏误; 二是双向因果问题, 国内市场一体化 通过规模经济效应、 制度改善效应、 要素配置效应等渠道吸引外资流入, 反之外资 流入也有可能通过技术溢出等方式加快国内市场一体化进程。 同时, 为争夺 FDI, 地方政府可能会限制本地资源和人才外流, 加重行政壁垒。 因而, 国内市场一体化 与城市外资流入有可能存在双向因果关系, 从而导致估计偏误。
为缓解内生性问题可能带来的估计偏误, 本文采用工具变量法进行估计。 选择 城市平均坡度 (slope) 和宗族文化强度 (zzwh) 作为市场一体化的工具变量来缓解 内生性问题。 选取这些工具变量的原因在于: 一方面, 城市平均坡度作为自然地理 特征, 影响城市间的交通成本和平原面积分布, 从而决定区域之间要素和商品流动 的便利程度。 坡度越低, 地势越平坦, 地理壁垒越弱, 市场一体化进程越容易推 进。 另一方面, 宗族文化强度反映了区域内的历史文化差异程度, 文化同质性越 强, 区域协作越容易, 市场一体化程度也越高。 二者均与市场一体化高度相关, 满 足工具变量的相关性。 同时, 平均坡度属于外生的地理条件, 宗族文化强度源自历 史数据, 二者不受当前外资流入及其他经济行为的影响, 亦不直接影响 FDI, 因而 满足工具变量的外生性假设。 为增强工具变量的时间变化维度, 本文借鉴 Nunn 和 Qian (2014) [35] 的处理方式, 构造工具变量与年度市场一体化均值的交乘项, 最终 工具变量包括两个, 即 slope 和 zzwh 分别与年度市场一体化均值的交乘项, 得到最终 用于估计的工具变量 slopeint it ×zzwhit, 以提升识别效能与估计稳定性。
表 4 展示了工具变量法估计的结果, 第一阶段的回归结果表明, slopeint it 和 zzwhit 的估计系数均显著为正, 验证了工具变量相关性, 见列 (1)。 第二阶段回归 结果表明核心解释变量系数仍然显著为正, 见列 (2), 再次验证了基准回归结果 的稳健性, 且不存在弱工具变量问题, 同时工具变量通过了过度识别检验。
五、 影响机制分析
上述回归结果表明, 市场一体化的提升会促进城市 FDI 的增加。 基于理论假说 部分的分析, 本文认为可能存在以下三种渠道: 一是制度环境改善, 市场一体化较 高的区域内实行统一规范的制度体系, 持续性、 平稳性和透明性的市场环境降低了 外资进入风险, 吸引高质量外资流入; 二是规模经济效应, 外资企业通过本地市场 和异地市场更大、 更为多样化的需求实现规模经济效应, 超大规模市场进一步提升 了市场一体化对于 FDI 的促进效应; 三是资源配置效应, 市场一体化消除了区域经 济壁垒, 强化了市场在资源配置过程中的作用, 缩小了要素套利空间, 使得外资企 业能够用更少时间、 更低成本获取更优质的资源。
为了验证市场一体化是否通过上述渠道影响外商直接投资, 本文在基准回归的 基础上加入调节变量以及调节变量与核心解释变量的交互项, 构造以下回归方程:
第一, 城市商业信用环境指数 ( yshj it ), 参考牛志伟等 ( 2023) [36] 的方法, 使用城市商业信用环境指数来衡量城市制度环境的改善。
第二, 市场规模 (lnscaleit), 考虑到市场一体化对异地市场规模的影响, 本文 在计算某一城市市场规模时需充分考虑周边城市市场规模的变动。 为此, 本文采用 以下公式计算市场规模:
表 5 展示了影响机制的回归结果, 其中, 营商环境与核心解释变量交互项 (lnintegit ×yshj it) 的回归系数显著为正, 见列 (1), 表明市场一体化带来的公平透 明的市场经济和统一开放的制度环境能够吸引更多外资进入, 从而验证了假说 2。 建成统一的大市场意味着打破包括地区封锁、 政府限定交易等在内的行政垄断, 从 而带动税收制度、 法律制度等制度环境改善, 减少政府对经济运行体系的干扰, 创 造公平、 开放、 透明的营商环境。 一方面, 友好亲近的政商关系能规范政府与企业 的交往行为, 对吸引 FDI 产生正向影响。 政府智能化水平和工作效率的提高能够降低 外资投资成本, 提高企业运营效率。 另一方面, 政府信息透明化、 完善的市场监督管 理制度和统一开放的市场准入政策有利于减少市场信息不对称, 营造公平有序的经营 环境, 从而降低外资企业生产经营风险, 并促使外资企业做出积极的投资决策。
市场规模与核心解释变量交互项 ( lnintegit ×lnscaleit) 的系数显著为正, 见列 (2), 表明市场一体化带来的市场规模扩大能够通过规模经济吸引更多外资进入。 这与现有研究结论保持一致 (李浩等, 2020), 验证了假说 3。 国内市场一体化提 升有助于打破商品、 要素、 劳动力市场的流动壁垒 (刘志彪和孔令池, 2021)。 基 础设施建设的逐渐完备缩短了地区间交流沟通和贸易运输的成本, 而行政壁垒的消 除减少了本地企业面临的异地市场准入壁垒及销量、 价格限制等市场限制手段, 有 利于本地企业通过异地市场获得更大需求, 从而实现规模经济, 降低生产成本, 实 现利润最大化 (强永昌和杨航英, 2021)。 而市场规模是外资企业进行投资决策时的重要考量因素。 外资企业通常会将生产区位选择在市场规模较大的地区, 以接近 消费者市场, 同时减少运输成本并及时了解市场需求变化。
要素市场扭曲程度与核心解释变量交互项 (lnintegit ×dist it) 的回归系数显著为 负, 见列 (3), 表明市场一体化能够缓解要素市场扭曲, 实现高效合理的资源配 置, 从而吸引外资流入, 验证了假说 4。 市场一体化能够打破资金、 劳动力甚至技 术在区域间流动的壁垒, 减少信息不对称性, 降低套利空间, 实现生产要素充分流 动, 让市场这只 “看不见的手” 发挥决定性作用。 而提高资源配置效率正是全球 范围内寻找优质资源的外资企业在进行投资区位选择时所看重的。 因此, 市场一体 化带来的要素合理配置对外资具有很大的吸引力。
六、 拓展分析: 引入 FDI 动机、 质量和结果变化
上述分析中使用城市实际利用外资金额作为本文的被解释变量, 研究发现国内 市场一体化显著促进了城市实际利用外资规模。 但随着国内市场一体化程度逐步提 高, FDI 的动机是否发生变化? 城市吸引 FDI 的质量是否提升? 出于 “外资挤出 论” 的考虑, 城市大规模引入 FDI 是否对城市内部企业生存带来冲击? 以上都是 本文需要进一步讨论的问题。 基于此, 本文将基准模型的被解释变量分别替换为FDI 动机、 FDI 质量与 FDI 结果, 设定模型如下:
地区资源禀赋反映了 FDI 的资源寻求动机, 而地区创新能力作为外商投资的重 要考量, 则体现其知识寻求动机, 本文参考曹书维等 (2022) [39] 的研究方法, 采 用城市采矿业就业人数 (单位: 万人) 的自然对数 (lnckyit) 作为资源寻求 FDI 的 代理变量, 以城市专利申请数量 (单位: 件) 的自然对数 (lnpatent it) 作为知识寻 求型 FDI 的衡量指标。 基于上述指标, 本文分别以市场寻求型 FDI、 资源寻求型 FDI 和知识寻求型 FDI 为被解释变量, 回归检验市场一体化程度对不同 FDI 动机类 型的影响。 结果见表 6, 可以看出, 在市场一体化的大背景下, FDI 具有显著的市 场寻求型动机, 见列 (1)、 列 (2), 而市场一体化程度的提高明显抑制了资源寻 求型 FDI, 见列 (3)、 列 (4), 且 FDI 不存在对知识的寻求动机, 见列 (5)、 列 (6)。 说明国内市场整合增强了城市市场潜力, 拓展了本地市场空间, 打破区域壁 垒, 从而吸引更多以拓展销售市场为目标的外资企业。
表 7 汇报了以 FDI 质量和企业生存率作为被解释变量的回归结果。 结合当下高 水平对外开放背景来看, 提高 FDI 质量而非仅追求其规模扩张是政策制定者应关注 的问题。 回归结果表明, 随着国内市场一体化程度加深, FDI 质量得到显著提升, 见列 (1)、 列 (2)。 这表明, 国内市场一体化加速了商品和要素在区域间的流动, 通过缓解信息不对称问题和改善营商环境, 不仅扩张了 FDI 规模, 还显著提升了其 质量, 实现 “提质增量”。 本文研究发现, 市场一体化显著提高了城市内部企业生 存率, 见列 (3)、 列 (4), 这可能是由于随着国内市场一体化程度深化, 跨区域 要素流动更加透明和便利, 本地企业在国内寻求到合适供应商的概率更大, 从而降 低供应链风险和破产概率。
七、 结论与政策建议
国内市场一体化有利于打通制约生产、 分配、 流通、 消费循环的堵点, 充分发 挥我国超大规模市场和产业体系完备的竞争优势, 吸纳优质国外资源流入, 为畅通 国内国际双循环、 实现 “稳外资” 目标提供有力支撑。 本文利用 2009—2021 年的 城市强平衡面板数据, 实证研究了国内市场一体化程度对区域外资流入的影响, 研 究结果如下: 第一, 国内市场一体化提升对外商直接投资有显著正向影响, 市场一体化程度提升 1%, 城市实际利用外资金额增加 0. 292%, 这一结论在替换核心变 量、 使用工具变量法回归等稳健性检验后依然成立; 第二, 市场一体化对区域外资 流入的促进作用在东部地区城市、 外资规模较大、 城市规模较大以及位于城市群内 部的城市表现更为显著; 第三, 市场一体化对外资的引致作用主要通过制度改善效 应、 规模经济效应和要素配置效应三个渠道实现, 不仅改善了投资环境, 还优化了 资源配置效率, 使得更多高质量外资进入中国市场; 第四, 国内市场一体化不仅有 效促进了 FDI 的 “增量”, 一定程度上也实现了 FDI 的 “提质”, 并增强了城市内 企业的存活能力; 第五, 市场一体化对于不同类型 FDI 动机具有异质性影响, 显著 促进了市场寻求型 FDI, 抑制了资源寻求型 FDI, 而对知识寻求型 FDI 的吸引效应 并不显著。 整体而言, 市场一体化在动机、 数量、 质量与效果等多个维度均对 FDI 产生了正向影响, 显著提高了 FDI 的边际效应。
基于上述研究结论, 本文提出以下政策建议: 第一, 持续推进国内市场一体化, 优化营商环境, 吸引高质量 FDI 流入。 在国内市场一体化的大背景下, 利用好 5G、 云计算、 人工智能、 大数据等数字化基础设施, 建立高效的政企沟通机制。 鼓励地方 政府联合金融机构, 为优质外资企业提供便捷的融资渠道, 简化审批流程, 同时健全 知识产权保护机制, 提升制度透明度与政策稳定性, 增强我国对高质量 FDI 的吸引 力。 第二, 依托超大规模国内市场, 进一步激发内需潜能, 扩大市场吸引力。 应充分 发挥统一大市场对国内需求整合的功能, 拓展城市市场边界, 推动形成需求驱动型的 外资吸引机制, 以超大规模市场吸引更多以销售为导向的 FDI 流入。 第三, 优化要素 配置机制, 提升政府治理效能, 实现 “有效市场” 与 “有为政府” 的有机结合。 推 进要素自由流动, 打破行政与地域壁垒, 提升资源跨区配置效率。 在市场机制发挥主 导作用的基础上, 增强政府在平台搭建、 制度供给与协调统筹方面的功能。 第四, 依 托城市群战略, 构建区域协同发展格局, 提升 FDI 质量。 应以京津冀、 长三角、 珠三 角、 长江中游与成渝等核心城市群为引领, 推动区域市场一体化进程。 引导东部与中 西部地区城市在产业链上下游形成良性分工与协作, 发挥大城市的带动与辐射作用, 构建以资源配置为导向的产业布局, 进而吸引更高质量的外资流入。
