FDI对欠发达地区城乡收入差距影响研究——基于技术进步视角*

柳晓明，张紫洁

(淮北师范大学 经济与管理学院，安徽 淮北 235000)

一、引言

习近平总书记在庆祝中国共产党成立100周年大会上的重要讲话中强调，在新的征程上“推动人的全面发展、全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”。[1]如期实现这一伟大目标，需要有效解决不同群体特别是城乡居民收入差距过大的问题。改革开放四十多年来，我国经济实力日益增强，居民收入水平大幅提升。与此同时，城乡居民之间的收入差距也不断拉大。城镇居民人均可支配收入从2000年的6 280元增加到2020年的43 834元，同期农村居民人均纯收入从2 253元增至17 131元，城乡收入之比为2.56，两者之间的差距处于较高水平。如果考虑到城镇居民享有的更为优质的医疗、教育和其他公共福利设施，两者生活水平差距更大。在经济全球化进程不断加快和国际资本频繁流动的背景下，吸引外商直接投资(FDI)作为欠发达地区资本形成的重要途径，也是其提升经济发展水平的重要方式。从实际效果来看，FDI能有效促进经济增长并增加就业机会，从而提升居民整体收入水平。但与此同时，是否也导致不均衡发展并造成东道国城乡收入差距的扩大？

对此问题，学者们依据不同理论与方法得出的结论大相径庭。一是认为FDI缩小了城乡收入差距。Muhammad和NaveedAamir的研究表明，农村能够从FDI的流入中获得比城市更多的利益，从而缩小城乡收入差距。[2]分析结果显示，FDI的流入能够抑制城乡收入差距的扩大趋势，也是缩小城乡收入差距的内生性变量(周娟和张广胜；[3]刘渝琳等；[4]刘兴华[5])。二是提出FDI会导致城乡收入差距的扩大。基于美国、墨西哥和委内瑞拉三国的实证研究，发现通过提高东道国人均工资，FDI有效扩大了民间的收入差距(Aitken、Harrison和Lipsey)。[6]外商投资还可能通过国际贸易传导促进城乡收入差距增大，[7]交通基础设施则会加强外商直接投资对城乡收入差距的扩大效应。[7]此外，FDI通过促进产业结构升级，可能间接扩大城乡居民收入差距。[8]与FDI密切关联的贸易自由化、人力资本效应的非均衡性，也扩大了城乡收入差距。[9]三是FDI与城乡收入差距之间呈现倒U形关系。研究表明，外资企业的技术外溢效应最终导致FDI对城乡收入差距的影响呈现倒U形关系，城乡收入差距呈现先上升后下降的趋势，[10]当FDI占GDP比重为3%左右时到达曲线的顶点。[11]从空间溢出效应和门槛特征出发，实证结果表明FDI与城乡收入差距是非线性的空间关系。[12]

尽管技术进步提升居民收入水平的有效性已在学界达成共识，但其对城乡收入差距的影响仍存在争议。考虑中国城乡要素积累的差异化，刘凤良和易信发现资本偏向型技术进步不利于中国城乡收入差距的缩小。[13]李景睿等的研究表明，技术进步与城乡收入差距在不同时间呈现出来的更多的是一种倒“U”型关系。[14]基于省际面板数据的分析表明，技能流动差距强化城乡之间技能分布格局，进而间接扩大城乡收入差距。[15]随着时间因素、空间因素以及控制变量的逐步引入，技术进步能够显著地抑制城乡收入差距扩大，而城乡收入差距的缩小又能够促进技术进步，二者是一种交替反作用关系。[16]借助不变替代弹性生产函数和有向无环图法，分析结果表明外资研发嵌入有效地抑制了城乡收入差距。[17]

综上所述，现有文献或者探讨技术进步与城乡收入差距，或者分析FDI与城乡居民收入差距之间的相关性，而将三者结合起来置于同一个分析框架的研究较为薄弱。此外，实证分析多是围绕全国层面或者具体某个省份进行分析，没有就代表性区域的整体状况进行研究。鉴于此，本文以中部地区为例，基于技术进步视角探讨欠发达地区在吸引外资助推经济增长过程中，外商直接投资对收入差距的影响。2021年7月，《中共中央 国务院关于新时代推动中部地区高质量发展的意见》颁布实施，要求中部地区在增强城乡区域发展协调性，提升基本公共服务保障水平以及推动内陆高水平开放等方面取得更大成效。[18]在此背景下，以中部地区为例，深入探讨FDI、技术进步及城乡收入差距三者之间的关系，具有重要的理论意义与实践价值。

二、FDI、技术进步与城乡收入差距相关性的理论分析

(一)FDI、技术进步对城乡收入差距的影响机制

投资者根据自身优势与要素价格、相关政策等因素，结合东道国的经济与社会发展状况，更偏好于投向经济较为活跃、交通便利与市场规模较大的区域。技术水平较高的城市劳动力成为更加稀缺的资源，投资者也倾向于支付更高报酬，在此情形下容易扩大城乡居民的收入差距。一方面，FDI通过技术外溢会影响所在地区贸易结构，而当地政策也会随着外资的进入而有所调整，城乡居民收入状况也会发生变化。随着发达地区劳动力等要素价格的上升以及产业转移的客观需求，FDI也逐渐转向相对不发达地区。外资的流入会提供更多的就业机会，提升农村居民的经济收入，农村地区大量非技术劳动力得以获得二、三产业的工作岗位及更高报酬，有利于提高部分农村劳动力收入水平。

另一方面，由于工、农业技术进步涉及的内容不同，农业技术进步更多以高产育种技术为主，而工业技术创新则既有导致成本下降的工艺创新，也包括能够创造需求的产品创新，导致技术进步对工业品需求的影响程度大于对农产品需求的影响程度。如果农业技术进步率低于工业技术进步率，技术进步会对城乡收入差距的扩大起促进作用。从长期来看，由于技术进步可以加速知识的传播，从城市开始的技术进步可以溢出至乡村地区，有利于促进农村各类经济主体掌握知识和技术，进而可以通过技术应用提高农村生产效率与收入水平。因此，就长期而言，技术进步有利于缩小城乡收入差距。两种因素综合考虑，在短期和中期内，技术进步可能会加剧城乡收入差距，但在长期内会缩小这种差距。

(二)理论模型设定

20世纪50年代，Kuznets围绕居民收入分配提出的假说及相应理论分析，[19]成为城乡居民收入差距实证研究的基本模型与分析起点。此后，沈毅俊和潘申彪实际利用外商投资额、进出口总额和人均GDP等作为解释变量先后引入库兹涅茨基本模型。[20]为进一步探究城乡收入差距和FDI的相关性，还应考虑金融发展、城镇化水平、技术进步和外商直接投资等指标。由于FDI与城乡居民收入之间的相关性可能存在多种模式，FDI的平方项如果能够通过显著性检验，则在研究FDI与城乡收入差距的关系问题时，在引入重要控制变量的同时还应引入FDI的平方项，用于检验FDI与城乡居民收入差距之间是否存在着倒U型关系。此外，为厘清和深入探讨FDI在技术进步的作用下对城乡收入差距的影响，FDI与技术进步的交互项在分析过程中也应纳入模型之中。

为此，本文在梳理现有文献的基础上建立柯布—道格拉斯生产函数作为理论模型，函数形式为：

Y=f(L，K)=A(t)LαKβμ

(1)

其中，Y表示总产值，A(t)表示某个时间t的技术水平，L表示劳动的投入量，K代表资本的投入量，α表示劳动产出的弹性系数，β是资本产出的弹性系数，μ是随机干扰项。当劳动的边际收益与边际成本相等时，工资等于劳动的边际产出，[21]于是得到：

(2)

两边同时取对数，可以得到：

lnW=lnA+(α-1)lnL+βlnK+lnμ

(3)

基于上文分析，选用FDI、FDI平方项、技术进步以及FDI与技术进步的交互项作为核心解释变量，并引入经济增长、城市化水平、金融发展和贸易开放度等指标作为控制变量，最终构建以下计量模型：

Ingap=β0+β1lnfdiit+β2ln(fdiit)2+β3lntecit+β4lnfdiit*tecit+β5pgdpit+β6urbit+β7finit+β8eximit+μit

(4)

其中，i表示横截面，即中部六个省份；t为时期，代表研究所涉及的时间区间。μ是横截面在时期t中的随机扰动项，βk为各项系数(其中，k=0，1，2，…，8)。

三、中部六省城乡收入差距及衡量指标选择

(一)中部六省城乡居民收入差距发展状况

图1为2001-2019年中部六省城乡居民收入情况。可以看出，在城乡居民收入水平不断提升的同时，城乡收入差距持续拉大，无论是绝对值还是相对水平都位于较高水平。从发展趋势来看，城乡收入差距呈现先升后降的态势，表明在多种因素共同作用下，城乡收入差距问题在一定程度上得到改善。但是这种改善是否和FDI以及技术进步存在关联，需要进一步分析。

图1 2001—2019年中部六省城乡收入差距状况

(二)城乡收入差距的衡量指标

相关文献中，基尼系数、城乡居民收入比值和泰尔指数等三个指标用于对收入差距的测量。囿于统计数据，部分省份的基尼系数无法精确计算，因此在选择解释变量时主要考虑城乡居民收入比值和泰尔指数。城乡居民收入比值用城镇居民可支配收入与农村居民纯收入之比来表示，泰尔指数的计算公式如下：

(5)

Theili,t表示第i个地区第t年的泰尔指数，Pi表示第i个地区的总收入，Zi表示第i个地区总的人口数量，j=1表示城市，j=2为农村。

通过对比2001—2019年中部六省的泰尔指数和城乡收入差距的变化趋势(见图2)，可以看出两者的变化趋势基本趋同。由于我国城乡二元结构特征较为明显，不同地区人口结构差距较大，在衡量城乡收入时必须考虑到人口规模的作用。参考阚大学和罗良文的研究，[17]解释变量选择城乡居民收入之比，同时在控制变量选择中加入城市化水平，以衡量城乡人口数量与结构的影响。

图2 2001-2019年城乡居民收入比和泰尔指数的变化趋势

(三)指标选择

1.变量的选取与说明

城乡收入差距(Ingap)：被解释变量。根据上述指标对比分析，用各省城镇居民可支配收入与农村居民纯收入之比来衡量。该指标值越大，表明城乡居民之间收入差距越大。

外商直接投资水平(FDI)：核心解释变量。参考冉光和和鲁钊阳的研究，[22]用实际利用外资额来表示，为保证数据的稳定性，将其取对数处理。

技术进步(Tec)：核心解释变量。我国经济迈入高质量发展的新阶段，技术创新、技术转移以及技术扩散等成为经济增长的主要方式。考虑数据可得性与有效性，采用技术市场成交额作为衡量指标。

外商直接投资在技术进步的影响下的交互作用(FDI*Tec)：核心解释变量。选用各地区的实际利用外资额乘以技术市场成交额表示，反映外商直接投资在技术进步的作用下对城乡收入差距的影响。

经济增长(Pgdp)：控制变量。该指标反映一个地区的经济发展水平，以相应年份人均国内生产总值作为衡量指标。

城市化水平(Urb)：控制变量。采用城镇人口数占总人口的比重来衡量，一般而言城市化水平越高，吸收农村剩余劳动力数量越多，越有利于缩小城乡收入差距。

金融发展水平(Fin)：控制变量。借鉴孙永强、[23]杨友才[24]等的分析，选取金融机构各项贷款年末余额与地区生产总值之比作为衡量金融发展水平指标。

贸易开放度(Exim)：控制变量。用进出口总额与地区生产总值的比表示，根据斯托尔帕-萨缪尔森定理，[25]发展中国家的对外贸易有利于增加非技能劳动力的相对需求，缩小城乡收入差距。

四、数据检验与模型选择

(一)数据来源、处理及变量描述

由于受疫情影响，2020及2021年中部六省的经济发展数据变动较大，对分析结果的科学性与可靠性产生一定影响，为此，本文选择的样本空间为2001—2019年，原始数据来自相关年份各省统计年鉴。在保证面板数据稳定性的前提下，为最大限度消除异方差，将外商直接投资、技术进步、经济增长等指标值进行对数化处理，变量的统计性描述如表1所示。

表1 变量的统计性描述

(二)面板数据的平稳性检验

为避免产生伪回归现象，对各变量进行平稳性检验，以此判定面板数据的稳定性。为使结果更具科学性，同时采用LLC检验、Breitung检验、IPS检验、ADF检验以及PP检验等方法对变量进行平稳性检验。表2给出了分析结果，表明各种检验方法均拒绝变量数据存在单位根的原假设，判定各变量均平稳。

表2 面板数据的单位根检验

(三)模型类型的选择

在进行面板数据分析之前，要确定合适的模型形式。首先使用F检验确定选择混合回归模型还是固定效应模型，F统计量构造为：

(6)

表3 F检验结果

表4 Hausman 检验结果

五、模型估计与分析结果

(一)模型估计

本文运用stata16.0软件进行实证分析，为更好观察各控制变量对回归结果的影响以及提高回归结果的准确性和可靠性，采用逐步加入控制变量的方式(见表5)。

表5 FDI对城乡收入差距的面板数据回归结果

另外，分别采用固定效应与随机效应进行估计，结果与上文检验一致，表明固定效应模型优于随机效应模型结果。因而，最终计量模型选择固定效应模型，具体如表6所示。

表6 不同效应模型下FDI对城乡收入差距计量结果

(二)各变量系数及经济学含义

根据以上计量分析与统计检验，可以得到如下结果：

lngap=1.064 5lnfdiit-0.070 5ln(fdiit)2+0.070 2lntecit-0.007 2lnfdi*tec+0.229 9pgdpit-0.026 3urbit+0.242 2finit+0.358 2eximit-1.976 1

1.解释变量的系数大小及含义

(1)β1=1.064 5，β2=-0.070 5。一次项系数β1的符号为正，二次项系数β2的符号为负，且都在1%的水平下通过了显著性检验，表明中部六省的FDI与城乡收入差距存在着倒U型关系。具体来说，在经济最发达的和最落后的省份，城乡收入差距小，而在经济发展处于中等水平的省份，城乡收入差距反而较大。进一步挖掘模型中系数的含义，基于二阶偏导数等于0，可以得出倒U型曲线顶点所对应的临界点FDI额度为 647万元，是FDI影响城乡收入差距由扩大逐步转变为缩小的标志。

(2)β3=0.070 2。技术进步的系数β3的符号为正，说明欠发达地区技术进步在一定程度上可能会拉大收入差距。技术进步水平每提升1%，则城乡收入差距将会扩大0.07%。这是因为技术创新会导致从业人员生产率的变化，拉大不同员工之间的收入差距。与农村人口相比，在城市中就业的人员更容易接受新技术，可以更快提高收入水平，从而扩大城乡收入差距。

(3)β4=-0.007 2。FDI与技术进步的交互项β4的符号为负，反映外商投资在技术进步的作用下促进城乡收入差距的缩小，对比其单独作用于城乡收入差距而言，说明FDI与技术进步对城乡收入差距的正面影响大于FDI对城乡收入差距影响以及技术进步对城乡收入差距不利影响。在两者的共同作用下，其每提升1%，城乡收入差距将缩小0.007 2%。

2.控制变量的系数大小及含义

(1)β5=0.229 9。经济增长的系数β5的符号为正，表明经济增长对城乡居民收入差距存在正向影响。经济增长每提高1%，使得城乡居民收入差距提高0.2299%。究其原因，投资是拉动我国经济增长的重要要素，但全社会固定资产投资更偏向于城镇投资。在固定资产投资不断增加的情况下，城乡收入差距会进一步拉大。

(2)β6=-0.026 3。这一结果显示城市化水平的提高缩小城乡收入的差距。这是因为城市化水平越高，该市吸纳农村剩余劳动力的数量也越多。一方面增加了城市劳动力供给，降低了城市的均衡工资水平，另一方面，减少农村劳动力的供给，提升了农村工资均衡水平，因而达到缩小城乡收入差距的效果。

(3)β7=0.242 2。金融发展的系数β7的符号为正，意味着金融发展每提升1%，则城乡收入之间的差距会扩大0.2706%。从目前金融市场发展情况来看，资本在金融市场中偏好信用度更高的城市高收入人群，低收入群体则会面临较高的门槛，因而对城乡收入水平造成不同影响。

(4)β8=0.358 2。贸易开放度的回归系数β8为正值且显著，这表明进出口总额与GDP比值的增加会扩大城乡收入差距，该计量结果与斯托尔泊—萨缪尔森定理的分析结果存在差异，表明中部六省进出口水平提升在一定程度上不利于城乡收入差距的缩小。

(三)稳健性检验

为检验估计结果是否存在偏差，参考孟美侠等人[26]的研究，运用变量替代法来确保实证结果的稳定性和可靠性。

对城乡收入差距用泰尔指数来衡量，用Theil来表示，该指标可以更加精准地反映城乡收入差距中城乡人口数量的变化情况。同时，重新对技术进步进行了定义度量，考虑到主要通过技术创新、技术转移以及技术扩散等途径来推动经济增长，本文采用技术市场成交额作为衡量技术进步的指标。

表7为稳健性检验的分析结果，可以看出Fdi对城乡收入差距替代变量的估计系数仍然显著且为正，Fdi2的估计系数显著为负，Fdi在技术进步的作用下对城乡收入差距的估计系数显著且为负。此外，替换技术进步的衡量指标后，该模型的估计结果仍然与本文模型的实证结果一致，表明该模型分析结果稳健、可靠。

表7 稳健性检验结果一览表

六、研究结论与政策建议

(一)研究结论

基于2001—2019年中部地区六省的面板数据，实证分析了欠发达地区FDI、技术进步以及FDI与技术进步交互项对城乡收入差距的影响，得出如下结论：

一是FDI与城乡收入差距之间呈现倒U型关系。FDI的一次项扩大城乡收入差距，而FDI的平方项缩小城乡收入差距，说明外商的资金投入随着中部六省发达地区政策优势的提升、技术进步与外贸结构的改变转移至原本不发达的地区。目前中部六省已经跨越了拐点，迈入高质量发展的新阶段，从追求经济的高速发展转变为追求城乡收入结构合理化。

二是技术进步为城乡收入差距拉大的原因之一。改革开放以来，我国通过外部引进与自力更生相结合，技术水平得到大幅提升，生产力水平不断提高。而城市从业人员从中受益更大，可以更快提高收入水平。技术进步引起城乡资本边际生产率的差异和不同群体收入水平的变动，导致了城乡生产力不平衡和城乡收入差距的扩大。

三是FDI在技术进步的作用下缩小城乡收入差距。在核心解释变量不变的情况下，逐步加入控制变量，结果表明城市化水平的提升对城乡收入差距的缩小有促进作用。而金融发展、技术进步、经济增长和经济开放度的提升则可能扩大城乡收入的差距。

(二)政策建议

第一，增强技术创新的溢出效应。在直接增加科技支出的基础上，通过产业集聚等方式促进知识外溢。积极提高农村居民的人力资本水平，实现城乡居民在物质资本积累、人力资本积累等方面的均等化和公平化。将缩小城乡技术进步差距作为缩小城乡收入差距的重要方向，一方面大力从国外引入先进的农业技术，另一方面提高农村劳动力的素养技能。[22]

第二，引导外资企业加大对农业的投资力度。进一步改善农村地区投资环境、提高开放水平，完善分配政策，实现资本、劳动力等生产要素的城乡双向自由流动，在培养人才、吸引人才和留住人才的策略上创新，缩小城乡之间的要素分配状况的差距。

第三，完善农村数字普惠金融体系。完善农村金融基础设施建设，大力发展以技术驱动为特征的数字普惠金融，推动农业政策性保险和信用担保体系建设，构建多元化金融产品体系，提升金融促进农业发展和农村居民收入的能力和水平。