外商直接投资对经济增长的门槛效应——基于国内投资与贸易视角

林俐，孙寅

（温州大学商学院，浙江 温州 325035）

引言

联合国贸易与发展会议（UNCTAD）发布了《2020 世界投资报告》，报告显示，中国仍是仅次于美国的世界第二大FDI流入国。在全球疫情和国际局势动荡的背景下，中国抗疫表现以及稳定的社会经济增长为许多跨国公司提供了投资温床，随着近几年“一带一路”、亚投行、进博会和RCEP协议等以中国为关键轴心国的国际合作不断深化和扩张，世界与中国的契合度不断提升，中国国际影响力日渐提高。据2020 年中国国民经济和社会发展统计公报数据显示，2020 年实际利用外资比上年增长6.2%，外商直接投资新设立企业比上年下降5.7%。FDI总量增大，企业数量却在减少，原因是FDI 在中国不同行业的分布变化，FDI产业结构重心偏向第三产业。服务业FDI 占比达55.65%，较2019年53.81%的比重有所提高，制造业FDI 占比为21.56%，较2019 年25.66%的比重有所下降。服务业中除房地产业和居民服务、修理和其他服务业之外，各大服务业FDI均实现10%以上快速增长，其中批发和零售业FDI 增长率高达33.3%。FDI 流向服务业的比例逐渐提高，制造业比重渐渐降低，脱实向虚，从侧面体现出我国制造业吸引力逐渐弱化，服务业正在展现新活力。

一、文献综述

外商直接投资与经济增长的关系长期以来被许多学者进行研究分析，既有基于国别地区的实证分析，也有在具体行业层面的展开分析，较多研究结果表明FDI会促进经济增长，但也存在一些地区或行业的异质性，促进经济增长效果不够明显或存在抑制经济增长的作用。例如Borensztein等（1998）、 Berthélemy 等 （2000）、 Madariaga 等（2007）许多外国学者发现，外商直接投资可以促进东道国经济增长，这几位学者聚焦于发展中国家，甚至是直接研究外资流入对中国经济增长情况。国内一些学者，王向阳等（2011）、陈海波和张悦（2014）、叶阿忠和陈晓玲（2017）、宦梅丽等（2018），均对外商直接投资促进中国经济增长提供了理论和实证的有效证据，研究结果均表明，外商直接投资的经济增长效应存在空间差异性[1-4]。为了在外商直接投资促进经济增长的结论基础上分析外资与国内投资的关系，本文参考近些年专注于研究外资流入对国内投资影响的较典型文献。例如王志鹏和李子奈（2004）的研究结果表明，FDI对国内资本的挤入挤出效应具有明显的地区异质性，即东部表现为外资挤出内资，中部表现为外资挤入内资，西部及全国范围内挤入挤出效应不显著。雷辉（2006）基于1983—2003年全国省级面板数据的实证分析得出，FDI在全国范围内对国内投资具有挤出效应[6]。杜江等（2009）利用1991—2006 年的28 个省级样本的面板数据得出结果，在全国、东部及西部地区FDI对国内资本存在明显的挤出效应，在中部地区则有显著的挤入效应[7]。冼国明和孙江永（2009）从外资来源和流入地区异质角度出发，基于行业来研究外商直接投资对国内投资的影响，结果显示所有来源的外商直接投资都在东部地区存在挤入效应，在西部地区具有挤出效应，中部地区挤入挤出效应不显著[8]。

Mundell（1957）和Vernon（1966）分别利用贸易投资替代模型和产品周期理论提出贸易投资替代关系，Rob 和Vettas（2003）的研究结论表明，跨国公司FDI 主要用于满足东道国市场需求，即FDI与进出口贸易存在替代关系[23]。以小岛清为代表的学者得出不一致的观点，小岛清（1978）认为FDI具有贸易创造效应，FDI与对外贸易是互补关系[10]。Hill（1990）基于比较优势角度进行研究，认为FDI 对贸易存在显著的促进作用。Head和Ries（2001）认为，水平型FDI表现为出口替代效应，而垂直型FDI 则呈现出口创造效应[25]。国内学者杨迤（2000）的研究结论表示FDI对中国对外贸易产生显著的促进和创造效应[11]。龚晓莺和杨小勇等（2006）也对FDI 与贸易关系提出：FDI 和贸易间存在替代、互补和融合关系，而替代或互补则取决于资源最优配置和利润最大化前提下的战略决策[9]。

外商直接投资的经济增长效应很大程度上取决于东道国的吸收能力，如Crespo 和Fontoura（2007）[26]，但不只限于国内投资吸收外资带来的先进技术、管理经验等，还包括人力资本的学习效应、东道国市场产业联动效应、东道国制度结合作用等。Alfaro 等（2004）认为，东道国金融发展水平会影响FDI 的经济作用效果[27]。Elkomy 等（2016）表示人力资本和政治发展水平都会对FDI溢出效应产生影响，并提出人力资本存在临界阈值，使FDI的经济作用具有不同的结果[28]。Jude和Levieuge（2017）发现，只有在东道国制度水平达到一定阈值时，FDI 才会对经济产生积极作用[29]。何兴强等（2014）发现FDI技术溢出在中国经济发展水平、外贸依存度、基础设施完善程度、人力资本四个角度均存在门槛效应[12]。龚沁宜和成学真（2016）以金融为门槛变量，研究西部地区FDI 影响经济增长的作用[13]。刘晗等（2020）基于长江经济带2003—2016 年108 个地级市面板数据研究发现，FDI对于长江经济带经济增长具有人力资本和企业规模两方面的门槛效应，并且在长江经济带上中下游地区的门槛效应有较大差别[14]。

上述成果都在某一或多个角度具有不菲的研究价值，但综合来看，研究FDI与国内投资和贸易关系的文献未能考虑经济增长阶段的共同作用，分析FDI门槛效应的文献并没有考虑国内投资和进出口贸易与FDI之间的经济联系。少有学者对FDI与国内投资和进出口贸易在经济增长过程中是否具有门槛效应提出疑问，所以本文猜测当国内投资强度和进出口贸易强度达到一定水平时，FDI与国内投资和进出口贸易的经济联系会发生变化，并且还会影响FDI对经济增长的实际作用。

二、理论分析

改革开放以来，我国经济发展面临资本严重匮乏的局面，此时FDI流入量逐渐增加，在很大程度上填补了我国发展所需的资本缺口，并带来不小的资本积累和经济增长作用。根据索洛的新古典增长理论，技术进步是经济长期增长的主要因素之一，FDI承载的外部技术、管理经验和营销手段等，都将有效促进东道国经济增长。内生经济增长模型则直接将技术设为内生因素，知识技术进步与人力资本积累有效结合的成果就是长期经济增长。不仅如此，细究FDI 作用及其溢出效应，FDI具有资本积累效应、示范效应、竞争效应、渗透传染效应。首先是FDI的资本积累效应，可以从企业、政府和居民三个角度分析。大量FDI流入中国东部和南部沿海地区，资本集聚形成规模经济，资本积累使得东部和南部沿海地区聚集一大批民营企业，伴随企业集群效应，资本积累率也水涨船高。企业的出现为政府带来大量税收，只要企业还在运营，政府就有源源不断的税收。外资企业还创造大量就业机会，增加劳动者储蓄，进而增加国内储蓄。其次是FDI 的示范效应。FDI流入的同时也引进了先进技术工艺和管理经验等，当地企业通过学习模仿，有效提高本土产业技术效率和营销管理技巧。再次，跨国公司进行跨国投资的唯一目标就是抢占市场份额，攫取高额利润，具有技术、品牌和管理等优势的跨国企业必定会对当地企业进行市场挤压，这就迫使当地企业进行技术改革，完善管理系统，提升运营质量和资源利用率。最后，FDI的渗透传染效应是通过人才流动实现的。跨国公司境外机构大部分员工是当地户籍人员，员工通过“干中学”效应，学习相关知识和技能，并流向本地企业、教授所学和自己创业，实现外商技术的迭代渗透和传染。

FDI与国内投资均有较大经济增长作用，在共同促进经济增长中，FDI 与国内投资有着复杂联系。据国家统计局数据显示，2019 年登记在册内资企业有334227 家，较上年增长1.07%，港澳台投资企业20044 家，同比减少12.20%，外商投资企业23544 家，同比减少5.47%，新设立外商直接投资企业数也从2018 年60533 家骤降为40888 家，降幅高达32.45%，2020 年外商直接投资新设立企业38570 家，比上年下降5.7%。实际使用外商直接投资金额10000 亿元，增长6.2%。在华投资企业呈现内资企业增加、外资企业退出的态势。再观察内外投资额变化，2019 年外商直接投资额为1381.3 亿美元，较2018 年1349.7 亿美元增长2.29%。2020 年实际使用外商直接投资金额10000亿元，增长6.2%，折1444 亿美元，增长4.5%。2019年全社会固定资产投资560874 亿元，比2018年增长5.1%。2020 年全社会固定资产投资527270亿元，较上年增长2.7%。2020 年内资企业投资额较上年增长2.8%，港澳台商企业投资增长4.2%，外商企业投资额增长10.6%。内外投资额均为增长情况，且投资总额增长幅度不大，属于稳定增长。其中港澳台商与外商企业投资额增长幅度均大于内资企业投资额，企业数量改变却是反向变化，说明市场正在进行淘汰赛。规模小、工业产值少的企业能够获得的直接与潜在投资额也少，港澳台商与外商更能体现这一特点。港澳台商与外商企业大多为跨国公司，已经具有一定的规模，对于资本利润率有着敏锐嗅觉，会尽可能提高资本效率，将资本注入潜力大回报丰富的行业。内资企业中，中小企业占比很大，想要在短时间内进行资本转移、完成企业转型升级比较难。同时随着国内金融监管体制改革，借贷成本与门槛更高，加之疫情与国际贸易摩擦，形成了资金流入难与成本输出多的困局。外资企业可以为东道国带来新技术与新产品，引导与刺激东道国内资企业跟风投资建设，建立完整产业链条，即所谓外商投资与国内投资产生“互补效应”。一旦新技术与新产品失去时间优势，并且国际科技巨头开展技术封锁（如中兴、华为事件），东道国技术达到跨国公司技术输入的天花板，国内企业孵化成果有限，短时间内无法突破技术瓶颈。此时外资持续流入，反而会依据政策优势与国内企业争夺稀缺资源，利用外资企业掌握的国际产业链与规模经济优势，抑制内资企业进出口贸易甚至包括国内贸易，挤压国内外市场，对内资企业产生一定程度上的恶性竞争，进而影响内资企业融资成效，导致国内投资减少，即所谓外商投资与国内投资产生“替代效应”。

关于跨国投资与国际贸易的关系，有许多理论，最为典型的是Mundell（1957）[21]提出的贸易-投资替代理论与小岛清（1978）[10]的贸易-投资互补理论，在上文中已作阐述。概括性且结合中国实况进行贸易投资理论分析，将外商投资分为水平一体化FDI 与垂直一体化FDI。水平一体化FDI是指跨国公司在许多国家重复进行基本相同的生产经营活动，主要是为了在东道国市场通过直接投资，建立自己的生产和销售体系，满足当地需求，降低贸易成本，寻求市场份额，在一定程度上替代了国际贸易。垂直一体化FDI是跨国公司将同一生产经营活动的不同阶段分散于不同的国家和地区，主要是以生产要素禀赋差异进行生产经营布点，这会导致大量中间产品通过国际贸易实现跨国转移，利用不同国家政策和监管漏洞，减少税赋和垄断成本，增加了国际贸易流量。随着跨国投资和贸易演进，水平一体化FDI与垂直一体化FDI 交叉融合出一种新模式，即“知识-资本”模式。在“知识-资本”模式中，跨国公司主体通过知识的生产和创造，实现核心技术、管理技巧和商标等在多个国家和地区与当地要素和市场结合，进行生产经营协调活动。由于存在国家经济实况与产业结构差异性，“知识-资本”模式对国际贸易的影响是不确定的，替代、互补与创造都有可能。基于以上理论及文献成果，本文提出假设：FDI对经济增长具有基于国内投资和进出口贸易的门槛效应。

三、研究设计

（一）模型选择及方法说明

本文借鉴Hansen（1999）提出的门槛回归模型，探究FDI对经济增长在不同门槛情况下的非线性影响，分析FDI作用的差异性。首先采用自抽样法（Bootstrap） 重复1000 次，以此来确定门槛值。其次建立如下模型方程：

（1）式表示单门槛模型，（2）式表示双门槛模型，其中，i 表示省、市、自治区；t 表示年份； lngdpit表示经济增长； lnfdiit表示外商直接投资；Xit为相应的控制变量；μi为个体效应；ωt为时间固定效应；εit为随机干扰项；λk为变量系数。β0为截距项，β1、β2为系数，I是指标函数，当满足条件时取1，反之取0；qit为门槛变量；γ为待估计单门槛值，γ1、γ2为待估计双门槛值。

（二）变量指标说明

1.经济总量指标。作为被解释变量，采用每年每个地区当期GDP总额，总体角度衡量地区经济发展情况，并利用国家统计局公布的GDP 指数进行平减修正。由于样本期始自2003 年，为消除2003 年的价格作用和通货膨胀等因素，基期选为2002 年。为了消除异方差性，对修正后GDP取对数。

2.FDI。作为核心解释变量，本文采用各省、市、自治区社会投资中来源自利用外资的投资额来衡量外商直接投资流入强度水平，实际利用外资更能反映外资的有效作用。同时并以2002 年为基期，运用国家统计局公布的固定资产投资价格指数进行平减调整，对所得数据取对数。根据前文分析，预期系数为正。

3.国内投资。如前文理论分析及一些文献研究结果显示，国内投资与FDI存在替代互补关系，至于替代或互补的阶段和地区作何区分，则需进一步研究。将国内投资作为门槛变量，本文用不包括来源自利用外资的全社会固定资产投资额除以当期地区GDP 的值，来衡量各地区的国内投资强度水平。根据宏观经济学理论，投资也是核算地区GDP 的指标之一，用国内投资与地区GDP 的比值反映地区内资强度，更能体现内资在经济增长中的作用。预期符号为正。

4.技术进步。技术进步是经济增长的重要因素之一，这是内生增长理论的基本观点之一。各地区在技术研发投入的经费差异较大，这也与当地制造业发展、服务业进程、基础建设等方面相关，但科技研发成果和技术水平最终都会表现在经济发展水平上，遂利用各地区R$D 经费支出占GDP 的比重来衡量技术进步程度。预期系数符号为正。

5.人力资本。人力资本与外资结合的结果将会直接作用在生产制造端，间接地体现在经济发展中。FDI 溢出效应可以被人力资本通过学习和模仿，并深化和转移，产生“内部集约化”，扩大学习效应成果，进而在多行业领域扩大FDI 溢出效应。多数学者利用人均受教育年限作为人力资本指标，本文不同于部分学者基于地区全部人口计算人力资本水平，排除非就业人员影响，以地区就业人口为基数计算就业人员的人均受教育年限。预期系数符号为正。

6.政府干预。政府一般通过财政政策和货币政策干预市场机制，政府支出则是维持市场稳定、引导市场走向的重要手段，但是政府干预程度过大将会严重扰乱市场运行，干预程度较小又达不到预期效果。本文参照邓敏和蓝发钦（2013）[15]的方法，采用政府财政支出占GDP 的比重来衡量政府干预市场程度。预期系数符号为负。

7.进出口贸易。现代国际贸易理论认为国际投资与贸易存在替代或互补关系，外资流入数量变化与进出口水平息息相关，但这两者对于经济作用效果均可以通过GDP 反映出来。为此，本文亦将进出口贸易选为门槛变量，探究进出口贸易总量是否会对FDI的经济增长效应产生影响。本文选取2003—2017 年各省、市、自治区的进出口总额，运用年平均汇率换算成人民币，再除以同期名义GDP 得到进出口贸易强度水平，即外贸依存度。预期符号为正。

8.市场化水平。市场化进程一直是改革开放的关键词，市场化也是衡量一个国家或地区的经济发展成效的指标。严成樑和沈超（2014）发现市场化水平越高，经济波动越小[17]；范欣和唐永（2019）的研究结果表明，市场化是经济增长的主要动力。本文借鉴几位学者的方法，采用樊纲指数①衡量各地区市场化水平。预期符号为正。

（三）数据来源

考虑到数据可获得性与真实性，本文选用2003—2017 年全国30 个省、市、自治区（不包括港澳台和西藏地区）作为样本，对于本文中存在价格因素影响的数据均以2002 年为基期，运用相应的指数进行平减调整。以上变量数据均来源于《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》和《中国分省份市场化指数报告（2018）》。表1 是变量数据描述性统计结果。

表1 变量描述性统计

四、实证检验和结果分析

（一）全样本门槛回归

根据上述模型对全样本进行门槛效应检验和回归分析，利用Hansen 所采用的“自体抽样法”（Bootstrap）来计算F 统计量的渐进分布。原假设H0：β1=β2，表示不存在门槛效应；备择假设H1：β1≠β2，表示存在门槛效应。检验结果如表2 所示，FDI对经济增长作用在国内投资门槛条件下存在单一门槛效应，F 检验值通过了5%的显著性水平检验，门槛估计值为1.152，即国内投资依存度为1.152。FDI 的经济增长作用在进出口贸易条件下存在双重门槛效应，F检验值在10%显著性水平下显著，第一门槛值为0.126，第二门槛值为0.0427。

表2 门槛效应检验

在进行门槛模型估计的同时，利用Hausman检验，通过检验结果最终选用固定效应模型，并采用固定效应的门槛模型进行估计，估计结果如表3。模型（1）为通过了Hausman 检验的固定效应模型，结果显示技术进步、政府干预与市场化水平对GDP作用不显著，FDI、人力资本和国内投资的经济作用在1%显著性水平下显著，且系数都为正，在10%显著性水平下进出口贸易对经济增长具有显著影响。说明FDI、人力资本、国内投资和进出口贸易对中国经济发展都有大小不同的正向促进作用。模型（2）是以国内投资作为门槛变量进行的单门槛回归模型，双门槛检验未通过，不再赘述。当国内投资低于单门槛值时，lnfdi 的系数为0.034，在1%显著性水平下显著，表示FDI对GDP 具有正向促进作用。当国内投资高于单门槛值时，lnfdi的系数为-0.013，但未能通过10%的显著性水平检验，此时FDI 对GDP 不起显著作用。说明国内投资强度增加，对FDI的经济增长效应产生一定影响。外资企业进入中国，既会产生正向外部影响带动当地企业发展，也会与本地企业抢占市场和资源，抑制本地企业上升势头。

表3 固定效应及门槛效应估计

模型（3）和（4）分别是以进出口贸易为门槛变量的单门槛与双重门槛回归模型。由于单门槛值与双重门槛模型中的第一门槛值相同，在此重点分析模型（4）估计结果。当进出口贸易低于第一门槛值时，lnfdi的系数为0.095，在1%显著性水平下显著；当进出口贸易高于第一门槛值、低于第二门槛值时，lnfdi 的系数为0.006 且不显著；当进出口贸易高于第二门槛值时，lnfdi 的系数为0.028，在1%显著性水平下显著。lnfdi系数在不同阶段显著减小，说明当进出口贸易增长时，FDI的经济增长效应在减弱，进出口贸易与FDI产生替代效应。可能的原因是中国对外开放程度越来越大，进出口规模都在快速扩大，中国市场开放程度一步步刷新历史最高点，外资和商品纷纷涌入。国民收入大幅提升，消费需求快速扩张，扩大进口也是符合国内需求与全球化趋势的正确方向。进口可以第一时间满足中国市场需求，外国商品输出直接获得丰厚利润，大大缩短外商投资创造利润的资本循环时间，替代了部分外资输入。同时，垂直型外商投资逐渐转移产业到东南亚国家，外商加大对中国的水平型投资，降低原有垂直型投资的贸易创造效应，加强水平型投资的贸易替代作用。

（二）异质性分析

模仿部分学者的研究办法，进一步分析FDI的门槛效应是否存在地区异质性。按照经济规划，将30 个省级行政区划分为东部、中部和西部地区。如表4所示，以国内投资为门槛变量，东部地区单门槛F 检验通过了1%显著性水平检验，门槛估计值为1.0252；中部地区F检验不显著；西部地区单门槛F检验通过了10%显著性水平检验，门槛估计值为1.1548。说明东部地区FDI在国内投资门槛变量上存在单门槛效应，中部地区不存在门槛效应，西部地区存在单门槛效应。以进出口贸易为门槛变量，东部地区单门槛F检验通过了10%显著性水平检验，门槛估计值为0.1975；中部地区F检验不显著；西部地区单门槛F 检验通过了5%显著性水平检验，门槛估计值为21.64。说明东部地区FDI 在进出口贸易门槛变量上存在单门槛效应，中部地区不存在门槛效应，西部地区存在单门槛效应。

表4 不同地区门槛效应检验

进一步对分地区样本进行FDI门槛效应模型估计。模型（5）和（6）分别是东部地区以国内投资和进出口贸易为门槛变量的单门槛模型；由于中部地区门槛检验未通过，在此不再赘述，模型（7）为中部地区固定效应模型，仅作参考；模型（8）和（9）分别是西部地区以国内投资和进出口贸易为门槛变量的单门槛模型。模型（5）中，当国内投资低于门槛值时，lnfdi 的系数为0.172，在1%水平下显著，高于门槛值时，lnfdi 的系数不显著。说明在东部地区，国内投资强度变化会对FDI的经济增长效应产生显著影响。模型（6）中，当进出口贸易低于门槛值时，lnfdi 的系数不显著，高于门槛值时，lnfdi 的系数为-0.039，在1%显著性水平下显著。东部地区进出口贸易强度提高，FDI对经济反而产生负面作用，这与传统经济增长理论相悖。可能的原因是东部地区是进出口贸易与国内外投资最集中的地区，FDI在全社会投资中占比较小。贸易交流活动频繁，商品与服务贸易总量较大，稀释该地区FDI经济促进作用，放大了贸易对FDI的替代作用。

对于中部地区的模型估计结果不做分析，关注西部地区的模型（8）和（9）。模型（8）中，在国内投资低于门槛值时，lnfdi 的系数为0.049，在1%显著性水平下显著，高于门槛值时，lnfdi 的系数为-0.037，在5%显著性水平下显著。说明随着国内投资强度提升，FDI的经济增长作用由正向促进转变为反向抑制，国内投资与FDI存在替代关系。西部地区是发展相对落后地域，FDI流向西部地区的比重很少，更多是国内投资流入西部，进行基础设施建设和工业制造。外资企业还会利用技术和政策优势对西部地区企业产生非良性竞争效应，从大局来看，外资企业不一定给西部地区带来积极经济影响。模型（9）中，在进出口贸易低于门槛值时，lnfdi的系数为0.121，在1%显著性水平下显著，高于门槛值时，lnfdi 的系数不显著。说明进出口贸易强度提升对FDI的经济增长作用具有一定的影响。

表5 不同地区模型回归结果

（三）稳健性检验

FDI不仅在即期对经济增长具有影响，部分溢出效应在滞后一期甚至多期仍有所体现。为了规避内生性并对模型结果进一步说明及佐证，采用FDI数据滞后一期和滞后二期进行同种方法的门槛效应检验。结果如表6，滞后一、二期的FDI 均存在以国内投资为门槛变量的单门槛效应，FDI滞后一期的F检验值为43.88，在5%水平下显著，门槛估计值1.152；FDI 滞后二期的F 检验值为28.34，在10%水平下显著，门槛估计值为1.152。以进出口贸易为门槛变量时，FDI滞后一期的F检验值为31.95，通过了10%显著性水平检验，单门槛值为0.1316；FDI 滞后二期具有双重门槛效应，F 检验值为31.95，通过了5%显著性水平检验，第一门槛值为0.138，第二门槛值为0.0404。再次证明本文估计结果的稳健有效性。

表6 变量滞后期门槛效应检验

FDI 滞后期门槛模型估计结果如表7 所示，模型（10）和（12）分别是FDI滞后一期以国内投资和进出口贸易为门槛变量的单门槛效应模型估计，模型（11）是FDI滞后二期以国内投资为门槛变量的单门槛效应模型，模型（13）是以进出口贸易为门槛变量的双重门槛模型。模型（10）中，当国内投资低于门槛值时，滞后一期lnfdi 的系数为0.034，在1%显著性水平下显著，高于门槛值时，滞后一期lnfdi 系数不显著，这与模型（2）结果极为相似，说明国内投资强度的变化对滞后一期FDI 的经济增长效果具有显著影响。模型（12）中，当进出口贸易强度低于门槛值时，滞后一期lnfdi 的系数不显著，高于门槛值时，滞后一期lnfdi 的系数为0.036，在1%显著性水平下显著，这与模型（3）结果相似，说明进出口贸易强度的变化也会使滞后一期FDI的经济增长效应产生显著影响。模型（11）中，当国内投资低于门槛值时，滞后二期lnfdi 的系数为0.020，在5%显著性水平下显著，高于门槛值时，滞后一期lnfdi 系数不显著，这与模型（2）和模型（10）结果相似，结论也相近。模型（13）中，当进出口贸易低于第一门槛值时，滞后二期lnfdi 的系数为0.113，在1%显著性水平下显著；当进出口贸易高于第一门槛值、低于第二门槛值时，滞后二期lnfdi的系数为-0.002且不显著；当进出口贸易高于第二门槛值时，滞后二期lnfdi 的系数为0.024，在1%显著性水平下显著，这与模型（4）结果相似，结论也相近。

表7 变量滞后期门槛回归结果

五、结论与政策启示

（一）结论

FDI对中国经济增长具有积极作用，主要以示范效应、资本积累效应、竞争效应和渗透传染效应方式发挥作用。并且在FDI产生积极效应时，国内投资数量变化和进出口贸易水平变化对其作用效果产生一定影响。从理论角度说明，FDI与国内投资存在替代互补关系，与进出口贸易存在替代、互补或融合的关系。从实证结果可以看出，国内投资对FDI的经济增长效应具有数量以及地区层面的显著影响，至于国内投资是助长或抑制FDI的经济增长效应有待进一步研究。进出口贸易对FDI的经济增长效应也表现出数量和地区层面的显著作用，并且进出口贸易与FDI还存在替代关系。

（二）政策启示

1.维持FDI总量规模增长趋势，积极吸引高质量高水平FDI。为了牢牢把控科技革命时代机遇，推动中国走进全球价值链产业链网络核心区域，必须继续坚持改革开放，扩大FDI 技术传导效应，改变以往侧重FDI资金总量、忽视FDI技术高度的引资态度，尽最大可能发挥规模效益。完善知识产权制度，为高科技跨国企业落地中国打造合理合法的知识产权保护体系。

2.优化FDI 产业结构，改善FDI 地区分布格局。加强FDI产业导向，依法依规进行FDI产业管理，切实服务好于国于民长期有利相关产业的FDI，对限制类和禁止类FDI 严格把关，做到不放过不漏掉，促进产业结构升级。积极引导FDI中西部流向，加大中西部投资政策力度，努力实现中西部地区与东部沿海地区政策平衡，甚至在部分行业适当倾向。

3.认真考虑FDI与国内投资关系，形成内外资良性竞争和互补合作格局。针对不同行业FDI进行不同程度的控制监管力度，从而保证国内企业具有一定的挤入效应。扩大与国内企业互补性较强产业的FDI开放程度，为能与内资企业形成较大关联互补的FDI实施优惠政策，并且通过优惠政策吸引外资进入国内企业无能力或不愿进入的高风险产业，并对发展较薄弱的高新技术和环保等产业给予一定的税收优惠。

注释

①樊纲指数：由樊纲、王小鲁等人在主成分分析法基础上，从五个方面——政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育和法治环境，计算得出各期市场化指数，在各年版本《中国分省份市场化指数报告》披露指数计算结果。