外商直接投资与会展业能否相互促进——基于我国30个省份面板数据的检验

夏杰长，李銮淏

（1.中国社会科学院财经战略研究院，北京市 100006；2.中国社会科学院大学应用经济学院，北京市 102488）

一、引言

自1979年7月《中华人民共和国中外合资经营企业法》①颁布实施以来，其他国家（地区）纷纷对我国进行直接投资，我国利用外商直接投资规模整体呈现上升趋势，并于2013年跃升为全球仅次于美国的吸引外资第二大国家。2017年10月，党的十九大报告指出，要贯彻新发展理念，推动形成全面开放新格局，实行高水平贸易和投资自由化便利化政策，保护好外商投资合法权益[1]，助力外商直接投资规模与质量“双提升”。2017年1月和8月，国务院先后发布《关于扩大对外开放积极利用外资若干措施的通知》和《关于促进外资增长若干措施的通知》，强调要通过减少外资准入限制、优化营商环境、完善国家级开发区综合投资环境等有效途径，进一步加强吸引外资工作[2-3]。2018年6月，国务院发布《关于积极有效利用外资推动经济高质量发展若干措施的通知》，明确要求加大投资促进工作力度，提升引资质量和水平，优化区域开放布局，引导外资投向中西部等地区[4]。

新冠肺炎疫情暴发后，世界经济形势更加复杂严峻，西方国家贸易保护主义和民族主义抬头。面对百年变局与世纪疫情交叠的巨大压力，我国提出要通过深化“放管服”改革和打造市场化法治化国际化营商环境，进一步稳外贸稳外资，扩大有效投资，切实做好稳就业、稳金融、稳外贸、稳外资、稳投资、稳预期的“六稳”工作，落实好保居民就业、保基本民生、保市场主体、保粮食能源安全、保产业链供应链稳定、保基层运转的“六保”任务[5]。面对新冠肺炎疫情，为营造良好的外商投资环境，2020年4月13日，商务部办公厅发布《关于创新展会服务模式培育展览业发展新动能有关工作的通知》，要求在统筹做好疫情常态化防控与线下展览复工复产工作的同时，发挥线上线下会展在扩大对外开放、增加社会就业、拉动消费增长等方面的重要作用，助力稳住外贸外资基本盘[6]；2020年8月，国务院办公厅发布《关于进一步做好稳外贸稳外资工作的意见》，提出了推进“线上一国一展”、鼓励开展线上线下展会、支持贸易新业态发展、给予重点外资企业金融支持[7]等具体措施；2021年11月，经国务院批复同意，商务部印发《“十四五”对外贸易高质量发展规划》，明确提出要充分发挥中国国际进口博览会、中国国际服务贸易交易会、中国高新技术成果交易会、中国国际消费品博览会、中国进出口商品交易会、中国国际投资贸易洽谈会等在各自领域的平台功能（如投资促进、开放合作等）[8]。可见，如何利用好、完善好、发展好会展业在国际招商引资中的作用，是我国稳住外贸外资基本盘、推动经济高质量发展过程中亟待解决的问题。

目前国内外关于会展业与外商直接投资之间关系或作用机制的研究较少，且其中大部分基于对会展业发展水平测度方法的梳理，从政策角度论证为我所用原则下外商直接投资对会展业国际化规范化的促进作用[9]，少部分基于问卷调查、实证分析、ArcGIS等地理信息系统软件模拟，识别经济基础、地理位置、科技革新、政府干预程度、对外经济开放度、交通运输能力、服务业人力资源[10-12]等因素与会展业规模的相关性或者对会展业规模的影响，而对于会展业能否有效促进外商直接投资以及外商直接投资能否促进会展业发展，尚未进行充分探究。

那么，能否在依靠会展业吸引外资的同时，利用外资推动会展业可持续发展呢？鉴于此，本研究将基于我国本土经验，实证分析会展业与外商直接投资间的影响效应和作用机理。

二、理论分析与研究假设

关于国际直接投资的理论探索众多，从20世纪60年代开始，垄断优势理论[13]、内部化理论[14]、产品生命周期理论[15]、边际产业扩张理论[16]、国际生产折衷理论[17]、小规模技术理论[18]、技术地方化理论[13]等就构建起了跨国直接投资动机分析体系。其中，邓宁（Dunning J H）[17]提出的国际生产折衷理论（亦称OLI 理论）比较全面而完美地诠释了国际直接投资的动因、方式、区位选择等基本问题，并将国际直接投资的影响因素归纳为三个主要方面，分别是所有权优势（Ownership Specific Advantage）、区位优势（Location Specific Advantage）、内部化优势（Internalization Specific Advantage）。目前，国内外相关研究大多基于OLI理论分析不同因素对外商直接投资的作用。其中，大量研究关注东道国投资的区位优势，探索包括国际化发展水平，营商便利化程度，市场经济规模、效率和发展潜力，劳动力资源和人力资本水平，地区相关优惠政策实施力度，文化心理差异，地理距离[19-31]等在内的影响东道国投资环境的因素及其作用机制。作为区域经济发展的助推器和资源的聚宝盆，会展业能够通过刺激消费需求[32]、完善城市功能[33]、推动产业发展与结构优化[34]、聚集相关领域或行业优质前沿资源[35]等渠道提升我国吸引外商直接投资的区位优势，增强我国引资磁力。基于此，本研究提出以下假设：

H1：会展业规模的扩大能促进外商来华直接投资规模的扩大。

会展业作为现代服务业的重要组成部分，其国际招商引资磁性的增强要通过扩大产业规模和提高发展水平来实现。2015年4月19日国务院发布的《关于进一步促进展览业改革发展的若干意见》指出，我国展览业体制机制改革滞后，市场化发展迟缓，存在结构不合理、政策不完善、国际竞争力不强等问题，2020年要基本建成结构优化、功能完善、基础扎实、布局合理、发展均衡的展览业体系，逐步扩大和提升国际招商招展的规模和水平，加强人才体系建设，提高办展便利化水平[36]。目前，国内有大量研究基于对我国实际情况的分析，发现合理利用优质外商直接投资有助于会展业规范化国际化发展[9]；有少量研究基于实证分析，从国内贸易活跃度、对外开放程度、服务业人力资源[10-12，37]等角度对会展业发展影响因素进行了探讨。然而，在外商直接投资能否促进会展业发展这个问题上，还缺乏相关理论研究和实证检验。在产业发展理论方面，迈克尔·波特（Michael Porter）[38]提出的国家竞争优势理论将对国家竞争力的衡量进一步细化为对产业竞争力的比较，并归纳出了产业钻石模型。该模型将影响产业发展的因素分为基本因素、辅助因素两类。其中，基本因素构成了模型的主体，包括要素条件、国内需求条件、相关产业和支撑产业状况、相关公司战略和结构四个方面；辅助因素主要包括机遇和政府两个方面。这里的要素条件又可分为地理位置、资源禀赋、劳动力等先天基础型要素和依靠长期投资而形成的推进型要素[39]。外商直接投资能通过巩固会展业钻石模型中的要素条件，促进会展业高质量高水平发展。基于此，本研究提出以下假设：

H2：外商直接投资规模的扩大能促进会展业规模的扩大。

基于以上理论分析，本研究构建会展业与外商直接投资两个关键环节互相促进的影响机制以及“会展引资→引资促展→扩展扩外资”的良性循环（图1），进而利用2012—2020年我国30 个省级行政区（不含我国香港、澳门特别行政区以及台湾省和西藏自治区）的面板数据构建计量经济模型，考察该影响机制及其在东中西部②地区的区域异质性并进行稳健性检验，有效而系统地分析验证会展业与外商直接投资间的互促机制。

图1 会展业与外商直接投资之间的互促机制

三、模型构建、变量说明与数据来源

（一）模型构建

本研究主要考察会展业与外商直接投资间的相互作用和影响。以各省份会展业规模和外商直接投资规模分别作为被解释变量或核心解释变量构建两个基准模型：会展业对外商直接投资的影响效应模型（模型1）、外商直接投资对会展业的影响效应模型（模型2）。具体如下：

其中，i表示省份（本研究涉及30个省份，i=1，2，…，30），t表示时间（以年为单位，t=2012，2013，…，2020），lnFDIit表示t年i省份外商直接投资规模的自然对数，lnSEIit表示t年i省份会展业规模的自然对数，lnX1it、lnX2it是控制变量的集合，α1、α2是常数项，β1、β2是核心解释变量的回归系数，δ1、δ2是控制变量的回归系数，ɛ1、ɛ2是误差项。

（二）变量说明

1.被解释变量和解释变量

本研究的两个核心变量是会展业规模（lnSEI）和外商直接投资规模（lnFDI），分别在模型1 和模型2 中作为被解释变量或解释变量。在既有研究中，对于会展业规模，多数用会展数量衡量[32，35，37]，少数用展览总面积等衡量[32，40]；对于外商直接投资规模，主要用各省份外商投资企业数量、外商投资企业注册资本额或直接投资总额衡量[19-23，40-42]。考虑到数据的准确性与可获得性，本研究用会展数量来衡量会展业规模（lnSEI），用外商投资企业直接投资总额来衡量外商直接投资规模（lnFDI）。

2.控制变量

为尽量减少变量遗漏所导致的估计结果偏误，基于模型1、模型2以及相关研究[19-29，37-40，43]，加入一系列控制变量（见表1）。同时，为保证研究的准确性和易观测性，对虚拟变量以外的所有变量取自然对数。

（1）人均GDP（lnPGDP）。人均GDP 是一个能较为客观和直观地反映各省份经济发展水平的关键指标，是影响会展业规模和外资吸引力的重要因素。

（2）政府干预程度（lnGOV）。政府作为“看得见的手”，其对经济的适当引导和干预能有效促进会展业等高端产业发展，各省份政府干预和宏观调控程度也是外商直接投资所要考虑的重要因素。

（3）交通运输（lnTRANS）。各省份铁路、公路、水路运输水平决定着各省份承办会展等大型活动所需的基础设施支持能力，对外商投资意愿具有直接影响。

（4）人口数量（lnPOP）。各省份年末常住人口数量既能反映消费需求量的大小，也能在一定程度上反映劳动力市场的大小。外商直接投资自然需要考察当地劳动力市场和消费需求以评估进驻效益，而会展的举办也需要考虑需求端和劳动力供给端因素。

（5）外贸依存度（lnTRADE）。各省份外贸依存度指各省份经济对对外贸易的依赖程度，可在一定程度上反映其参与国际经济和对外开放的程度。外商投资环境对外商投资企业决策具有重要影响。

（6）教育水平（lnEDU）。各省份教育水平体现其人力资本质量和规模，反映其能为会展业提供的高素质人才的储备量，会影响外商直接投资意愿。

（7）工资水平（lnWAGE）。各省份城镇就业人口平均工资水平反映各省份劳动力价格水平，是影响外商直接投资区位选择的重要因素之一。

（8）产业结构（lnINDUS）。各省份第三产业增加值占GDP比重可以反映各省份第三产业发展水平，能够直接影响外商直接投资意愿，此外第三产业发展水平也是影响各省份会展承办能力的重要因素。

（9）虚拟变量自贸区（FTZ）。自由贸易区是我国对外开放的重要窗口，对吸引外商投资企业进驻设立具有积极意义。

3.工具变量和替代变量

为更加科学、系统、可靠地阐释会展业规模与外商直接投资规模之间的互促机制和影响效应，还要进行稳健性检验。稳健性检验中的内生性检验主要借助工具变量法对可能存在的由变量遗漏、样本选择、测量误差等导致的内生性问题进行检验。对于工具变量的外生性及弱工具变量问题，将通过汉森（Hansen）J统计量和克拉格-唐纳德（Cragg-Donald）F统计量进行检验。

本研究基于对现有文献的梳理，以各省份各年度展馆平均面积（lnSIZEPER）和展馆平均展览面积（lnAREAPER）[37-40]作为模型1中解释变量会展业规模（lnSEI）的工具变量。这是因为，展馆数量和面积是影响会展业规模或展览次数的客观条件，受各省份地理环境、城市规划等客观因素影响，与外商直接投资规模并没有直接而明显的关联。

以所有权优势（lnOWNERSHIP）和内部化优势（lnINTER）作为模型2中解释变量外商直接投资规模（lnFDI）的工具变量。这是因为，所有权优势和内部化优势会对外商来华直接投资产生直接影响，但不会显而易见地作用于会展业的发展。根据邓宁[17]的国际生产折衷理论及相关文献，国际直接投资的影响因素除区位优势外，还包括所有权优势和内部化优势两个主要因素[20-25]，且既有研究围绕如何对两者进行有效测度进行了相关探索。其中，所有权优势主要包括企业规模优势、技术优势、组织管理优势[17]，既有研究主要用企业研发规模、广告密集度、外商持有股份占比（资产所有权）[44-46]等衡量；内部化优势主要与对价值不易测量的技术或知识产品的保护程度以及内部化交易的可行性有关，大量研究发现东道国产权保护意识与制度完善程度在很大程度上决定着内部化优势，因此部分研究用宏观层面的政府效率或微观层面的专利授权数量、律师占总人口比例[47-49]等来衡量内部化优势。参考以往对所有权优势和内部化优势的测度方法，本研究一方面选取能更准确反映外方资产所有权的各省份外方外商直接投资注册资本占外商直接投资总注册资本比重来衡量外商投资企业在各省份的所有权优势；另一方面借鉴代中强[50]的做法，假定各年度申请或获得授权的专利被侵权的概率相同且理论上这些专利可能在任何一个省份被侵权，以各省份各年度专利侵权纠纷案件数量占全国当年专利授权数量比重的最大值为分母，以某省份当年专利侵权纠纷案件数量占全国当年专利授权数量的比重为分子，用两者的比值来反映各省份对知识产权保护的重视程度以及外商投资企业在各省份的内部化优势。

此外，稳健性检验中的替换核心变量法还会用到替代变量。本研究将以外商投资企业数量（lnAMOUNT）[37-40]作为外商直接投资规模（lnFDI）的替代变量，将之分别代入模型1、模型2，利用双向固定效应OLS法进行稳健性检验。

（三）数据来源与处理

由于我国西藏自治区的会展业规模数据长期具有离群值（Outlier）性质，我国香港和澳门特别行政区以及台湾省相关数据大量缺失，本研究未选择这四个省级行政区的数据，仅对其余30 个省份的数据进行处理和分析。为方便观测，缩小数据波动幅度，保持同方差性，本研究在实际估计中对所有变量进行自然对数化处理（用ln 表示），并对影响各省份会展业规模的变量加以控制。

本研究变量、含义与数据来源参见表1。

表1 本研究变量、含义与数据来源③

（四）变量描述性统计与模型有效性分析

根据本研究变量的描述性统计结果（表2），我国30个样本省份在外商直接投资规模和会展业规模上均呈现出两极分化和不均衡的状况。一方面，一些会展业比较发达的省份，如上海市、重庆市、广东省、山东省等，其外商直接投资规模也相对较大，且远远超出全国平均水平；另一方面，一些会展业相对不发达的省份，如青海省、甘肃省、宁夏回族自治区等，其外商直接投资规模明显低于全国平均水平。此外，从整体来看，相比于东部大部分地区，中部和西部地区会展业规模和外商直接投资规模明显更小，只有重庆市、四川省接近或超过东部地区平均水平。

表2 变量描述性统计结果

分别以会展业规模（lnSEI）、外商直接投资规模（lnFDI）两个关键变量为纵坐标和横坐标，用Eviews10.0 软件描绘两者间的散点图与线性拟合趋势线（图2）。可以发现，会展业规模与外商直接投资规模之间存在明显的正相关关系。同时，分别以会展业规模（lnSEI）、外商直接投资规模（lnFDI）为横坐标，以残差为纵坐标，用Eviews10.0软件描绘模型1 和模型2 的残差图（图3和图4）。可以发现，残差图未呈现出明显的异方差性，说明本研究面板数据模型参数有效性较强。此外，对所有解释变量进行协方差和相关系数分析。结果发现，大部分解释变量间相关系数（表3）的绝对值未超过0.600，方差膨胀系数（VIF值）均未超过10.000，这在很大程度上排除了严重多重共线性的可能性，可保障本研究后续运用普通最小二乘（OLS）法进行估计所得参数的有效性。

表3 变量间相关系数

图2 会展业规模与外商直接投资规模散点图与线性拟合趋势线

图3 模型1残差图

图4 模型2残差图

四、实证分析与稳健性检验

本研究将首先采用OLS 法（面板混合OLS 法和双向固定效应OLS 法）进行全样本基准模型回归分析，然后把全样本划分为东中西部地区子样本分别进行回归以观测互促效应的区域异质性。得到基准模型回归结果后，利用工具变量法进行内生性检验以解决由变量遗漏、样本选取等导致的内生性问题，通过替换核心变量、调整样本期跨度、剔除特殊样本进行稳健性检验以验证研究模型及互促机制的可靠性和科学性。

（一）基于OLS法的基准模型回归分析

1.基于OLS法的全样本基准模型回归分析

本研究采用面板混合和双向固定效应OLS 法分别进行全样本基准模型回归，以更加全面、深入、准确地分析会展业规模与外商直接投资规模间的影响效应。

表4的全样本基准模型回归结果既展示了基于面板混合OLS 法的回归结果（简称“面板混合OLS 法回归结果”），也展示了基于双向固定效应OLS 法的回归结果（简称“双向固定效应OLS 法回归结果”）。

表4 基于面板混合与双向固定效应OLS法的全样本基准模型回归结果

面板混合OLS 法回归结果显示，会展业规模与外商直接投资规模之间存在统计意义上显著的互促效应，同时模型1 中的外贸依存度（ln-TRADE）、教育水平（lnEDU）、工资水平（lnWAGE）、自贸区（FTZ）对外商直接投资具有显著促进作用，模型2中的人口数量（lnPOP）、教育水平（lnEDU）、交通运输（lnTRANS）、产业结构（lnINDUS）对会展业规模具有显著促进作用。

进一步，为缓解模型由遗漏变量导致的内生性问题，同时控制省份和时间效应，利用双向固定效应OLS 法进行回归分析。结果显示，其调整后的可决系数R2均超过0.900，赤池信息量（AIC值）明显低于面板混合OLS 法回归结果，LR检验值显著拒绝原假设，这说明双向固定效应OLS 法优于面板混合OLS 法。布罗施-帕甘（Breusch-Pagan）检验结果显示，模型存在截面相关，应当采用双向固定效应OLS 法以保证结果的准确性。因此，本研究采用双向固定效应OLS 法进行回归分析具有科学性、合理性、必要性。

双向固定效应OLS法回归结果显示，会展业规模每扩大1%，能带动外商直接投资规模扩大约0.106%；外商直接投资规模每扩大1%，能带动会展业规模扩大0.168%。这样的结果表明，会展业与外商直接投资间存在互促效应。

2.基于OLS 法的区域子样本基准模型回归分析

根据变量描述性统计结果，我国各省份经济发展水平并不均衡，这与我国各地区资源禀赋、自然环境、发展定位等的不同有关。为更加深入准确地分析会展业与外商直接投资间互促效应的区域异质性，本研究根据我国常用的区域划分标准，将涉及30个省份的样本划分为东中西部地区三个区域子样本，并分别采用双向固定效应OLS 法和面板混合OLS 法进行回归分析。双向固定效应OLS法的AIC值远低于面板混合OLS 法的AIC值⑥，调整后的可决系数R2高度趋近于1.000，LR检验值在1%的水平上显著，这说明基于双向固定效应OLS 法的模型具有较强的解释力。

由表5可知，我国东中西部地区会展业与外商直接投资间的互促效应存在差异。在东部地区，会展业规模与外商直接投资规模之间存在统计意义上显著的互促效应，这与全样本基准模型回归分析结果高度一致。会展业规模每扩大1%，会带动外商直接投资规模扩大约0.030%；外商直接投资规模每扩大1%，会带动会展业规模扩大2.048%。在中部地区，会展业与外商直接投资间的互促效应未呈现出统计意义上的显著性。在西部地区，会展业对外商直接投资的促进效应不具有显著性，但外商直接投资对会展业的促进效应在10%的水平上具有显著性，外商直接投资规模每扩大1%，能带动会展业规模扩大约0.438%。

表5 基于双向固定效应OLS法的区域子样本基准模型回归结果

人均GDP、政府干预程度、教育水平、自贸区等控制变量的回归结果也表现出明显的不同程度的区域异质性。其中，教育水平对中部和东部地区外商直接投资规模具有显著促进效应，且中部地区教育水平提升对外商直接投资规模的促进效应明显强于东部地区。

（二）稳健性检验

为确保全样本基准模型回归结果的可靠性，进一步通过使用工具变量、替换核心变量、调整样本期跨度、剔除特殊样本进行稳健性检验。

1.基于工具变量法的内生性检验

本研究使用工具变量法对模型进行内生性检验，对于模型1，以各省份展馆平均面积（lnSIZEPER）和展馆平均展览面积（lnAREAPER）作为会展业规模（lnSEI）的工具变量；对于模型2，以所有权优势（lnOWNERSHIP）和内部化优势（lnINTER）作为外商直接投资规模（lnFDI）的工具变量。选用这些指标的合理性如前文所述，尽管这些指标在数据和内涵上仍然存在一定的局限性，但能在很大程度上避免以会展业规模（lnSEI）和外商直接投资规模（lnFDI）滞后期数据作为工具变量所带来的争议。本研究采用系统广义矩估计（Generalized Method of Moments，GMM）方法对工具变量进行处理，加入双向固定效应得到检验结果（表6）。结果表明，汉森J统计量在10%的水平上未通过显著性检验，不能拒绝工具变量具有外生性的假设，本研究选择的工具变量具有良好的外生性；克拉格-唐纳德F统计量远大于斯托克-约戈（Stock-Yogo）15%临界值，不存在弱工具变量问题。可见，本研究选择的工具变量相对合理。

表6 稳健性检验结果（内生性检验）

此外，会展业与外商直接投资间的互促效应依然保持着统计意义上的显著性，其中会展业规模每扩大1%能带动外商直接投资规模扩大0.277%，而外商直接投资规模每扩大1%能带动会展业规模扩大约0.934%。

2.替换核心变量的检验

一般而言，衡量外商直接投资规模的指标除外商投资企业直接投资总额这个流量指标外，还有外商投资企业数量[48]、外商投资企业注册资本额[49]等存量指标。在稳健性检验中，本研究以外商投资企业数量（lnAMOUNT）作为外商直接投资规模（lnFDI）的替代变量，将之分别代入模型1、模型2进行双向固定效应OLS法回归，即以存量指标替换流量指标来分析验证会展业与外商直接投资间的互促机制。

替换核心变量后的检验结果（见表7）显示，会展业与外商直接投资之间依然保持着统计意义上显著的互促效应，会展业规模每扩大1%能带动外商直接投资规模扩大约0.035%，外商直接投资规模每扩大1%能带动会展业规模扩大约0.400%。

3.调整样本期跨度的检验

对2020年相关数据进行整理后发现，尽管外商来华直接投资在我国积极抗疫的大背景下并未出现严重衰退，但新冠肺炎疫情仍然对我国会展业发展造成了严重冲击，全国范围内有超过3 500场展会停办，与2019年相比，2020年全国展览数量减少了50%以上。鉴于此，本研究在稳健性检验中截取2012—2019年的子样本并利用双向固定效应OLS 法进行回归分析。

调整样本期跨度后的检验结果（见表7）显示，会展业与外商直接投资间的互促效应并未发生根本性改变，这说明本研究将样本期跨度缩短到8年（2012—2019年）并未改变核心变量之间的相互关系。而且，与表4的结果相比，这种互促效应在样本期跨度调整后变得更加明显，在2012—2019年的样本期内，会展业规模对外商直接投资规模、外商直接投资规模对会展业规模的促进效应分别增加了0.015 和0.176 个百分点，这在一定程度上说明，如果能排除新冠肺炎疫情冲击，两者间的互促效应能得到更加充分的体现。此外，新冠肺炎疫情对外商直接投资的冲击相比于对会展业的冲击略小。这很可能是因为，2019年12月12日国务院第74 次常务会议通过、2020年1月1日起施行的《中华人民共和国外商投资法实施条例》通过优化外商来华直接投资政策环境，在一定程度上减轻了新冠肺炎疫情的剧烈冲击。

4.剔除特殊样本的检验

本研究中的省级行政区包括北京、上海这两个属于世界一线城市的直辖市。北京市是我国政治、文化、国际交往、科技创新中心，上海市是我国国际经济、金融、贸易、航运、科技创新中心，两者均为国家中心城市和超大城市，分别长期承担举办中国国际服务贸易交易会、中国国际进口博览会等国际展会的任务。为确保实证分析结论不受特定省份特殊政策或经济优势的影响，本研究剔除北京市、上海市这两个省级行政区并进行回归分析。

剔除特殊样本后的双向固定效应OLS 法检验结果（见表7）显示，会展业与外商直接投资之间依然保持互相促进的关系，会展业规模每扩大1%会带动外商直接投资规模扩大约0.103%，外商直接投资规模每扩大1%会带动会展业规模扩大约0.164%。由于北京市和上海市在会展业和招商引资方面具有相对突出的政策、地理和经济优势，剔除北京市和上海市后两个核心变量间的互促效应会略弱于包含两大城市时的互促效应。

表7 稳健性检验结果（不含内生性检验）

五、结论、建议与展望

（一）结论

本研究基于2012—2020年我国30 个省份的面板数据，利用OLI 理论和产业钻石模型，探讨了会展业与外商直接投资之间可能存在的影响机制，清晰阐述、科学估计、全面论证了会展业与外商直接投资间的互促效应。结论如下：

第一，在我国会展业与外商直接投资间存在显著的互促效应。通过进行基于双向固定效应与面板混合OLS法的全样本基准模型回归分析以及多层次稳健性检验，发现会展业对外商直接投资、外商直接投资对会展业均具有促进作用且在不同的统计水平上显著，中国经验较好地印证了会展业与外商直接投资间的互促效应。

第二，会展业与外商直接投资间的互促效应在我国东中西部地区存在明显的区域差异。区域异质性检验结果显示，相对而言，东部地区在地理位置、引资及办展经验等方面具有明显优势，中部和西部地区除重庆市、四川省与东部地区平均水平相当外，其余省份在会展业发展和招商引资优惠政策实施等方面仍然存在很大差距，开发潜力巨大。

（二）建议

基于前述研究结论以及当前我国构建双循环新发展格局的大背景，为充分发挥外商直接投资与会展业之间的互促效应，推动形成“会展引资→引资促展→扩展扩外资”的良性循环，提出以下政策建议：

第一，要以因地制宜、因势利导、创新驱动系统思维推动各地区会展业发展，有效畅通互促机制中以会展促引资的路径。东部地区会展业整体水平较高，会展业与外商直接投资间互促效应相对显著，需要有针对性地推动各省份会展业发展，增强会展业引资磁性。因此，东部地区要继续巩固开放先导地位，发挥好上海市的中国国际进口博览会、北京市的中国国际服务贸易交易会、广东省的中国进出口商品交易会和中国国际高新技术成果交易会、浙江省的中国义乌国际小商品（标准）博览会、福建省的中国国际投资贸易洽谈会等重要会展的平台作用，巩固好、利用好、发展好会展业优势，促进外商来华直接投资与经济合作，完善与国际接轨的开放型经济体制，构建国际经济合作高水平会展平台，探索运用云展示、云对接、云洽谈、云签约等线上会展新业态新模式以及虚拟现实（VR）、增强现实（AR）等[6]新兴技术手段。西部地区主要应围绕成渝地区双城经济圈建设，支持重庆、四川等重点省份打造内陆会展业高地和枢纽，重视并增强中国西部国际投资贸易洽谈会、中国西部国际博览会、中国—亚欧博览会、昆明新春购物博览会的外交联络、贸易合作、投资促进平台效应，同时发挥好云南省、青海省、新疆维吾尔自治区、内蒙古自治区等省份作为“一带一路”重点通道、多民族文化汇聚地等地域优势，打造富有地区特色、致力于推动西部地区对外开放、共建共享“一带一路”的高质量会展业。中部地区具有承东启西、连南接北、开放腹地的地域优势和交通运输优势，要充分利用这些有利于会展业发展的因素，从政策上加大对当地省份参展办展的支持力度，不断放大中国中部投资贸易博览会等展览在吸纳国际资本、承接沿海产业转移等方面的平台作用。

第二，要进一步优化外商来华投资环境。应贯彻落实《中华人民共和国外商投资法实施条例》及相关配套法规，以进一步扩大投资规模，适当放宽市场准入标准，保护外商合法权益，优化投资结构，为会展业注入更多优质高效的外商直接投资，充分发挥东部和西部地区外资对会展业相对显著的促进效应，加快中西部地区会展业国际化规范化专业化对标发展；应根据外商直接投资在地区分布上的差异性及其对会展业促进效应的区域异质性，从政策和顶层设计层面引导支持外资向中部地区流动[51]，提高中部地区会展业外资利用效率，打通中部地区外商直接投资推动会展业发展的路径，加快中部地区外商直接投资与会展业之间互促机制与良性循环的形成。

（三）展望

未来研究可在以下方面做进一步挖掘：

第一，受数据可获得性限制，本研究中的会展业仅涉及线下展览，未考虑新兴的线上展览对外商来华直接投资的影响以及线上与线下展览所产生影响的差异性，将来可在这些方面继续探讨。

第二，会展业能否促进外商直接投资结构调整。2020年国家发展和改革委员会、商务部发布的《鼓励外商投资产业目录（2020年版）》引导鼓励外资更多投向中高端制造、高新技术、传统制造业转型升级、现代服务等领域，重点增加了制造业、生产性服务业、中西部地区条目[52]。那么，会展业作为服务业的重要组成部分，能否发挥优化外商投资结构的作用，在助力“稳外资”的同时实现“优外资”呢？对此需要进一步加以探讨。

第三，我国在境外举办的展览能否在他国形成与本研究类似的良性循环，即境外会展业与外商直接投资之间是否存在互促效应。与之对应，我国在境外举办的展览能否对我国对外直接投资（OFDI）产生类似的影响效应。这些问题均值得进一步探索。

对上述问题的深入分析和思考既有助于扩展对会展业与外商直接投资间影响机制的研究，又有助于我国“走出去”进行对外直接投资，“引进来”吸引外商直接投资，推动会展业创新发展、“双线”融合与国际化接轨。

注释：

①《中华人民共和国中外合资经营企业法》于1979年7月1日经第五届全国人民代表大会第二次会议通过，于1990年4月、2001年3月、2016年9月经历了三次修订。2020年1月1日起，《中华人民共和国外商投资法》施行，《中华人民共和国中外合资经营企业法》同时废止。

②本研究东部、中部、西部地区的划分参照《中国统计年鉴》的划分方法，但受数据可得性限制，样本省份不含我国香港、澳门特别行政区以及台湾省和西藏自治区。因此，在本研究中，东部地区包括北京市、天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、海南省；中部地区包括山西省、吉林省、黑龙江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省；西部地区包括内蒙古自治区、广西壮族自治区、重庆市、四川省、贵州省、云南省、陕西省、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区。

③受篇幅所限，本研究变量的具体数据未详细列出，可向笔者索取。

④各年度《中国展览数据统计报告》由中国会展经济研究会会展统计工作专业委员会编制，具体参见中国会展经济研究会网站（https：//www.cces2006.org/index.php/home/index/category/cate_id/202）。

⑤2012—2020年《国家知识产权局年报》参见国家知识产权局网站（https：//www.cnipa.gov.cn/col/col94/index.html）。

⑥受篇幅所限，未列示基于面板混合OLS 法的区域子样本基准模型回归结果。