引进外资对共同富裕影响的实证研究——基于30个省份的门槛回归

■ 翟超颖 汪磊群

（1.中国人民银行湖北省分行 湖北武汉 430071；2.中国人民银行黄石市分行 湖北黄石 435000）

一、背景及文献综述

（一）现实背景

改革开放以来，我国经济保持了较高水平的增速，利用外资规模也随之上升，实际利用外资规模从1978 年的22.60 亿美元，增长至2002 年的527.40 亿美元，首次成为全球引资规模最大的经济体，2022 年我国外资流入1891.30 亿美元。近年来，我国一直是全球重要的跨境投融资参与主体。截至2021 年，在我国的外资企业已有66.40 万家，实际使用外资1734.80 亿美元。同时，经济增长、外资流入的过程也是我国区域间不均衡发展的过程，面临着城乡收入差距、城乡财富差距和城乡消费差距扩大等问题。1985 年我国城乡收入差距比为1.90:1，1994 年扩大到2.90:1，随后持续扩大，2009 年城乡收入差距达到3.30:1 的峰值。此后我国城乡居民收入差距相对缩小，2010 年城乡收入差距为3.23:1，2021～2022 年城乡居民人均可支配收入之比分别下降至2.50:1 和2.45:1，但仍维持在较高位置。如何缩小城乡收入差距，促进地区间经济平衡发展，已成为我国经济高质量发展亟待解决的重要问题。

缩小城乡收入差距，促进区域发展，也是共同富裕的重要内容。党的二十大明确指出，“共同富裕是中国特色社会主义的本质要求”“把实现人民对美好生活的向往作为现代化建设的出发点和落脚点，着力维护和促进社会公平正义，着力促进全体人民共同富裕，坚决防止两极分化”。在此背景下，探索外资与共同富裕的关系具有很强的现实意义。

（二）研究综述

直接研究外资与共同富裕的文献比较少，但有学者在相关领域开展了研究。如沈悦和袁伟（2022）在福利经济学研究的基础之上，从经济、消费、社会保障、住房、公共服务和安全等角度测量我国的福利水平，而外资会通过经济增长、产业结构升级和技术进步等影响居民福利水平，而福利水平在一定程度上与共同富裕相关。还有不少学者关注外资与城乡收入差距，城乡收入差距是共同富裕中的重要内容，但这类研究尚无定论，其结论可以分为以下四类：一是外资有助于缩小城乡收入差距。这类观点的主要理论是外资为流入地企业提供先进技术和管理经验，促进经济发展、缩小城乡收入差距（如郑磊和汪旭晖，2018）。二是外资进一步加剧城乡收入差距。这类研究认为外资对于乡村居民收入的影响不显著，但能显著促进城镇居民收入（如王海军和李愿宏，2011）。三是外资对城乡收入差距的影响复杂。如成力为和关书（2019）认为外资对城乡收入差距的影响呈倒U 型。四是外资与城乡收入差距无关。如李超（2019）研究指出外资对城乡收入差距的影响不显著。

总体上，现有研究中直接围绕外资与共同富裕关系展开的研究较少，本文以这一主题为切入点展开理论分析和实证探索，以期丰富共同富裕的研究与实践。具体而言，一是从“富裕”和“共同”两个维度设计指标度量我国共同富裕发展现状，丰富共同富裕的相关研究；二是利用面板基本回归和面板门槛回归“双模型”验证我国外资与共同富裕的关系，为政策制定、招商引资提供实证依据；三是分“共同”“富裕”和“共同富裕”三个维度分析外资的作用，确认外资影响的着力点，即对“共同”或“富裕”的影响孰大。

二、共同富裕的测度

“共同富裕”有鲜明的时代特征①参见《中共中央国务院关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》一文。。在1978～1989 年的改革开放初期，共同富裕是“先富带动后富，最终实现共同富裕”；在1990～2007 年的改革开放中期，共同富裕是“效率优先兼顾公平”；在2008～2020 年的改革开放时期，共同富裕更加强调公平。2021 年，共同富裕发展进入新阶段。2021 年10 月，习近平总书记在《求是》杂志发表重要文章《扎实推动共同富裕》，明确指出“共同富裕是全体人民共同富裕，是人民群众物质生活和精神生活都富裕”。本文认为，实现共同富裕，基础是“富裕”，就是要摆脱贫困，发展起来，关键在“共同”，是全体人民共同富裕和发展成果全民共享。因此，共同富裕包含“共同”与“富裕”两部分，是发展和共享的有机统一，两者缺一不可，这与国内不少学者的观点一致（李实，2021；万海远和陈基平，2021）。此外，从高质量发展推进共同富裕的角度，“富裕”不仅包括物质富裕，还包括非物质方面的富裕，如教育等。

（一）指标体系构建

在度量上，借鉴李实（2021a）和刘培林等（2021）的相关研究，未纳入较多维度的指标，以规避因较多指标维度带来的难以解释指标间复杂假设的情况（UNDP，1990）。

具体而言，将共同富裕分为“富裕”与“共同”两个维度（详见表1）。“富裕”包括最能够体现人民生活水平和质量的变量，如收入水平、财产积累和公共服务水平（李实，2021a）。高质量发展强调以人为本，因此国民收入、人均财富和人均物质财富更符合主旨。国民收入水平通常用人均可支配收入表示，人均财富通常用人均GDP 表示；人均物质财富则包括生活的各个方面，如基础设施、住房、教育和自然资源等。“共同”至今未有明确的数量指标（李实，2021），参考刘培林等（2021）对发展成果共享的指标设计，将共同划分为城乡收入差距、城乡贫困差距和城乡消费差距。借鉴姚耀军（2005）、盖美等（2013）和贺韩臻（2014）等人研究，选取6 个具体指标（见表1）。

表1 共同富裕的测度指标体系

整体上，本文对共同富裕的测度是从共同与富裕两个角度，综合考虑了收入、基础设施、教育以及收入差异、地区差异等多方面，符合习近平总书记2021 年10 月在《求是》杂志发表的重要文章《扎实推动共同富裕》的内涵和精神②习近平总书记在这篇文章中指出“我国发展不平衡不充分问题仍然突出，城乡区域发展和收入分配差距较大”，“共同富裕是全体人民共同富裕，是人民群众物质生活和精神生活都富裕”，“到2035 年，全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进步，基本公共服务实现均等化。到本世纪中叶，全体人民共同富裕基本实现，居民收入和实际消费水平差距缩小到合理区间。”。

（二）指数测算

结合数据可得性，本文选取2008～2021 年中国30 个省份的面板数据①30 个省份不包括台湾省、香港、澳门特别行政区和西藏自治区。，数据来源于国家统计局、万德数据库（WIND）、各省份统计年鉴、中国人口和就业统计年鉴以及政府公告等，对于缺失的样本数据，本文采用线性插值法补全。

1.富裕指数（prosperity）。如表1 所示，用于衡量富裕指数的指标有7 个：人均可支配收入（income）、人均GDP（gdp）、人均高速等级公路里程（万公里）（expressway）、地方财政一般公共服务支出（亿元）（publicser）、人均住宅建筑面积（建制镇房屋）（buildingarea）、高等学校授予学位数（degrees）和人均公园绿地面积（parkland）。

为了客观地评价富裕程度，本文按照主成分分析方法提取富裕指数（prosperity）。由于具体指标为正向指标，因此先将指标正向归一化处理，检验标准化后的指标；检验结果显示，Bartlett 检验的p 值为0，且KMO 值为0.650，可以使用主成分分析；其次，计算主成分得分（结果见表2），提取特征值大于1 且累计贡献率达到80%以上的主成分。最后根据主成分的线性组合（见表3），计算综合得分。

表2 富裕指数主成分得分

表3 富裕指数第一、第二、第三特征向量

经上述计算，富裕指数（prosperity）的表达式为：prosperity=0.478*(0.33404*income+0.333*gdp-0.044*expressway+0.162*degrees+0.286*buildingarea+0.125*parkland)+ 0.225*(0.059*income+0.054*gdp+0.654*expressway-0.172*degrees-0.153*buildingarea+0.503*parkland)+ 0.186*(-0.127*income-0.102*gdp-0.232*expressway+0.692*degrees-0.359*buildingarea+0.454*parkland).

2. 共同指数（common）。与富裕指数类似，用于衡量共同指数的指标有6 个，基尼系数（Gini）、泰尔指数（Theil）、城乡可支配收入之比（R_income）、恩格尔系数之比（R_Engle）、城乡平均低保标准之差（R_poverty）和城乡消费之比（R_consumption）。由于具体指标为负向指标，且比值类型的指标越接近1 越好，因此先将比值类指标减1 后再负向归一化处理。经检验，Bartlett 检验的p值为0，且KMO 值为0.676，可以使用主成分分析。共同指标主成分的提取步骤与富裕指标一致。受篇幅限制，共同指数主成分得分、共同指数第一、第二、第三特征向量以及共同指数（common）的表达式等不再一一赘述。

3.共同富裕指数（CP）。在富裕指数和共同指数的基础上，参考张敏锋和周春燕（2022）的方法合成共同富裕指数，具体计算如公式（1）。

如图1①受篇幅限制，计算结果不再详细列示。，从均值看各省份的富裕程度、共同程度和共同富裕程度不同，且单一省份在三个指数上的表现也各有千秋。如富裕指数均值最高的北京市，其共同指数和共同富裕指数表现不如贵州省或浙江省。此外，东部地区的富裕指数、共同指数和共同富裕指数普遍大于中西部地区，而中部地区的富裕指数、共同指数和共同富裕指数普遍大于西部地区，呈现出明显的地区差异。

图1 富裕、共同和共同富裕指数的地区分布

三、引进外资对共同富裕影响的实证分析

外资最主要的经济效应是规模效应、结构效应和创新效应。对“富裕”而言，外资的规模效应直接影响经济发展，促进富裕程度的提升。产业结构方面，外资进入将促进工业、制造业和农业加工业等产业的发展，也会带动服务业发展，整体上会提高居民收入水平。创新效应方面，外资进入带来先进的管理经验、较高水平的生产技术和经过市场检验的产品等，这些有助于提高国家整体收入。对“共同”而言，由于各地区的经济社会基础、自然资源、要素市场发展和人力资源情况等有较大的差异，外资溢出效应存在较大的地区异质性（如叶初升，2020），地区异质性给外资对“共同”的影响添加了很多复杂性。如因较发达的市场和经济基础，外资进入大城市发挥的经济效应大于中小城市，则外资可能导致城市间收入差距的扩大；若中小城市因较低的劳动力成本和较好的后发优势，外资进入中小城市的经济效应大，则外资可能促使城市间收入差距的缩小。此外，外资可能会拉大城乡间收入差距，外资主要流向的是城市而非农村，即外资会增加城镇居民收入，对农民收入的影响不明显(王海军和李愿宏，2011）。同样地，外资的产业效应和创新效应对“共同”的影响也是因地区异质性有较多的复杂性，很难一概而论。综上所述，外资会提升富裕度，但对共同的影响较为复杂，外资对共同富裕的影响有待实证检验。

（一）变量选择

被解释变量是富裕、共同和共同富裕指数，其他变量选择如下：

1.核心解释变量。外商直接投资的流量值(AFDI)用各省份当期实际利用外商直接投资额作为本文的核心解释变量。2017 年，商务部发布《外商投资统计制度（2017 年）》后，部分省份按商务部的统计标准，变更了原有的实际利用外商直接投资口径，不再使用“实际利用外资”这一地方口径数据，这使得2017 年后部分省份实际利用外商直接投资额大幅下降。

2.其他解释变量。贸易开放度（trade）用一个地区的进出口贸易总量占地方生产总量的百分比来衡量。张敏等（2022）研究指出，进出口对共同富裕有显著影响，且这种影响有显著的地区异质性。

3.控制变量。为避免实证中出现变量遗漏造成回归偏误的情况，借鉴刘兴华（2021）、李振兴等（2021）、王三兴和朱前程（2022）、王桂虎等（2022）的实证研究，本文控制变量选择如下：（1）城投债（ln(debt)）：用地方城投债务余额(debt)的对数形式来衡量；（2）城镇化水平（urban）：用各省份城镇常住人口与全省人口之比表示；（3）产业结构（Is）：用各省份第三产业与第二产业之比表示；（4）财政支出占比（FE）：用各省份地方财政支出总额占地方生产总值之比表示；（5）人力资本水平（HC）：用平均受教育年限表示，其具体计算公式为：平均受教育年限=（未上学人口数×0+小学人数×6+初中人数×9+高中人数×12+(大专+本科+研究生)×16）/6 岁及以上人口数。各变量的定义及描述性统计见表4。

表4 变量的描述性统计

（二）模型设计

1.面板回归。依据聚类稳健标准误的豪斯曼检验结果（受篇幅限制不再列示），本文采用面板固定效应模型作为基准模型，分析外商直接投资对富裕指数、共同指数和共同富裕的影响，模型具体设定如下：

其中，prosperityit为i 省份第t 期的富裕指数，commonit为i 省份第t 期的共同指数，CPit为i 省份第t期的共同富裕指数，AFDIi,t为实际利用外商直接投资额，变量tradeit、debtit、urbanit、SIit、FEit、HCit分别表示贸易开放度、隐性债务率、城镇化水平、产业结构、财政支出占比和人力资本；α0、β0、θ0为常数，αi、βi、θi为各变量前的回归系数，μit、εit分别表示不随时间变化的个体效应及残差。

2.面板门槛模型。实际发展中，经济金融社会发展是一个系统性问题，外商直接投资对共同富裕等指标的影响可能是多维度的，富裕指数、共同指数和共同富裕可能会随着外商直接投资发展处于不同的区间而呈现不同的特点。因而可能因发展阶段不同，变量间表现出不同的关系，即成非线性关系。为此，本文选用Hansen(1999)的面板门槛回归模型对变量间的非线性关系进行检验。具体而言，本文建立的面板门槛回归模型如（5）～（6）。

其中，1(·)代表示性函数，当括号中表达式为假时，则取值为0，反之取值则为1。根据门槛变量，外商直接投资(AFDI)、贸易开放度(trade)是否大于门槛值η、λ，样本区间可以被划分为两个区制，并且两个区制分别采用斜率值τ1和τ2、δ1和δ2进行区别。X 代表一系列的控制变量，包括:城镇化水平(urban)、产业结构(SI)、财政支出占比(gov)和人力资本水平(HC)。

（三）回归结果分析

1.面板回归结果分析。本文首先检验外商直接投资对富裕、共同和共同富裕的影响效应，估计结果见表5，模型（2）～（4）均通过了显著性检验。

表5 外商直接投资对富裕、共同和共同富裕的影响

在富裕指数模型中，外商直接投资的估计系数显著为正，在其他条件不变的情况下，外商直接投资每增加1 万亿美元会使富裕指数上升0.219。这意味着外商直接投资有利于提高富裕水平。显然，较高水平的外商直接投资对地区经济的发展贡献也更大，经济增长直接带来收入和财富的提升效应，并且有助于物质财富的积累。

在共同指数模型中，外商直接投资的估计系数显著为负，在其他条件不变的情况下，外商直接投资每增加1 万亿美元会使共同指数下降0.457。这说明较高水平的外商直接投资不利于共同水平的提高，外商直接投资不利于地区间的城乡均衡发展。我国各地区较大差距的外商直接投资水平拉大了地区差距，强化了地区二元经济特征，加剧了内资经济与外资经济的失衡（颜伟和刘冬荣，2010）。

在共同富裕指数模型中，外商直接投资的估计系数依然显著为负，在其他条件不变的情况下，外商直接投资每增加1 万亿美元会使共同富裕指数下降0.553。由此可见，外商直接投资对共同富裕的负向影响超过其对共同的负面影响。

此外，较高的贸易开放度会抑制共同富裕水平的提升，这与郭卫军和李光勤（2023）的结论一致。在其他条件不变的情况下，贸易开放度每增加1 个单位会使富裕指数、共同和共同富裕指数下降0.127～0.180。这可能是由于中西部地区贸易开放度较低，使得东中西部地区的获益存在较大的差距，进而负面影响了共同富裕的发展。

2. 门槛回归结果分析。借鉴Hansen（1999）“自助法”(bootstrap)，操作使用统计软件State17.0，通过反复抽样1000 次得出检验统计量对应的P 值，以具体判断外商直接投资对共同富裕的影响是否存在显著门槛效应，检验结果见表6。当被解释变量为富裕指数时，外商直接投资（FDI）未通过门槛检验，P 值为0.865；当被解释变量为富裕指数和共同指数时，门槛回归的F 统计量至少在10%的水平下显著，即P 值均小于0.1，因此模型中存在1个门槛值，门槛值共同指数0.0152 和共同富裕指数0.0003均在95%的置信区间下显著。

表6 外商直接投资的单门槛效应检验结果

相对应地，根据门槛模型原理，门槛估计值是似然比统计量LR 趋近于0 时对应的η 和λ 值，图2 为共同指数单门槛估计值0.015 在95%置信区间下的似然比函数图，图3 则为共同富裕指数单门槛估计值0.0003 的似然比函数图（FDI 未通过富裕指数的门槛检验，无门槛估计结果的似然比函数图）。其中，LR 统计量最低点为对应的真实门槛值，虚线表示的临界值为7.350，由于临界值7.350 明显大于门槛值，由此可以认为上述门槛值是真实有效的。具体面板门槛回归结果见表7。

图2 共同指数单门槛估计结果

图3 共同富裕指数单门槛估计结果

表7 外商直接投资的面板门槛模型参数估计结果

共同指数方面，当外商直接投资流入量较小时（外商直接投资小于等于152 亿美元），其对共同指数的影响系数为-2.437；当外商直接投资流入量增加、规模大于152 亿美元时，其回归系数为-0.475，且上述结果至少在1%的水平下显著。由此可知，对于共同指数，外商直接投资的不利影响会随着外商直接投资的增加而逐渐下降，当越过门槛值、外资流入超过152 亿美元时，其对共同富裕的负面影响会削弱。这很可能是由于早期外资流入以低附加值、低技术的轻工业为主，主要是为了流向地的资源、低成本劳动力和市场等。随着外资流入规模的持续增加，外资流向的产业逐步向高附加值、高技术密集的高端制造业转移，不仅会提升劳动者的技术水平，还会提升其劳动报酬，这都有助于收入财富“共同”的推进。

共同富裕指数方面，随着外商直接投资流入的增加，外商直接投资对共同富裕的影响同样被削弱。具体而言，当外商直接投资流入量较小、规模小于或等于3 亿美元时，其对共同富裕指数的影响系数为-363.800；当外商直接投资流入规模大于3 亿美元时，其回归系数为-0.563，且上述结果至少在5%的水平下显著。

四、稳健性检验

经济发展、外资引入和共同富裕的过程，往往伴随着贸易开放，即外资流入规模与贸易开放程度有较高的相关性。前文面板回归显示贸易开放度对共同富裕的影响方向与外资对共同富裕的影响方向一致，且均显著，这已经在一定程度上说明了本文面板回归的稳健性。本文用变量替换法，以贸易开放为替换变量，进行门槛回归的稳健性检验。结果显示①受篇幅限制，检验结果不再详细列示。，当贸易开放度为门槛变量时，富裕指数模型中存在两个门槛值，共同富裕模型中存在1 个门槛值，具体回归结果见表8。回归结果的显著性及门槛值的存在验证了本文实证检验的稳健性。

表8 贸易开放度的面板门槛模型参数估计结果

五、政策建议

（一）强化对外商直接投资的引导

建立健全监管体系，确保外商直接投资符合国家的发展规划和政策目标。事前，完善投资项目的审批和评估，对投资者的资质和行为进行监督；事后，加强对投资项目的跟踪和评估，以减少其对共同富裕的负面影响。鼓励外商直接投资企业承担社会责任，通过投资社会公益项目、支持当地社区发展、增加就业机会等方式回馈社会，从而促进外商直接投资对富裕的正向转化，推动社会可持续发展。

（二）促进贸易开放与共同富裕良性互动

持续推进包容性贸易政策，通过支持本地产业的升级和创新，采取财政支持、技术支持、市场准入便利等措施，鼓励本地企业提高产品质量和附加值，以适应国际市场竞争。加强教育和培训体系建设，提供适应性培训和再培训机会，以提高劳动者的技能水平和就业能力，减轻贸易开放对本地劳动力市场的不利影响。采取适当的调整和支持措施，确保贸易开放与社会公平和经济发展目标相一致，实现贸易开放与共同富裕的良性互动。