新发展格局下扩大城市消费需求能否促进FDI流入？

彭继增 彭桃强 凌娇娇

[摘 要：文章基于2011—2020年长三角地区41个城市面板数据，运用双向固定模型实证分析消费需求提升对FDI流入的影响及作用机制。研究发现：消费需求提升对FDI流入具有显著的正效应，但该正效应在经济发展水平较高城市、长三角城市群城市、生产型城市以及高水平消费需求城市中更为显著，且消费需求提升有助于促进更高质量的FDI流入；产业结构升级和信贷规模扩大在消费需求提升与FDI流入之间存在部分中介效应；消费需求与FDI具有显著的空间集聚特征，消费需求提升能够促进本市及相邻城市FDI流入。本研究对加快构建新发展格局、推进高水平对外开放具有重要的现实意义。

关键词：新发展格局；消费需求；FDI；空间集聚；高水平对外开放

中图分类号：F724；F832.6    文献标识码：A文章编号：1007-5097（2024）06-0032-12 ]

Can the Expansion of Urban Consumption Demand Under the New Development Pattern Drive FDI Inflows？ An Empirical Analysis of the Yangtze River Delta Region

PENG Jizenga，b，PENG Taoqianga，LING Jiaojiaoa

（a. School of Economics and Management；

b. Center for Economic and Social Development of Central China，Nanchang University，Nanchang 330031，China）

Abstract：Based on the panel data of 41 cities in the Yangtze River Delta region from 2011 to 2020，this paper empirically analyzes the impact and mechanism of rising consumer demand on FDI inflow by using a two-way fixed model. The study finds that：The consumption demand enhancement has a significant positive effect on FDI inflow，but the positive effect is more significant in cities with higher economic development level，cities in the Yangtze River Delta urban agglomeration，production-oriented cities and cities with high level of consumption demand. Moreover，the increase of consumption demand is beneficial to promote higher quality FDI inflow. The industrial structure upgrading and credit scale expansion have partial mediating effects between consumer demand enhancement and FDI inflow. There is a significant spatial agglomeration characteristics between the consumer demand and FDI，the consumption demand enhancement can promote FDI inflow in this city and its neighboring cities. The research of this paper has important practical significance for accelerating the construction of a new development pattern and promoting high-level opening-up to the outside world.

Key words：new development pattern；consumption demand；FDI；spatial agglomeration；high-level opening-up to the world

一、引 言

近年来，世界经济和政治形势发生深刻变化，全球产业链和供应链加速调整，为保障国家经济的安全稳定，我国经济逐渐转向以内需为主的发展态势。2022年，党的二十大报告指出，要“加快构建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”“着力扩大内需，增强消费对经济发展的基础性作用和投资对优化供给结构的关键作用”。可见，新发展格局对国内循环提出更高要求，而作为国内大循环的战略基点，消费需求直接关联国内大循环，是畅通双循环的关键力量。事实上，自2008年金融危机以来，国外市场的萎靡不振使中国出口导向型经济发展模式弊端显现，以外促内的局面不再具有可持续性［1］。一方面，各国之间经济发展分化加剧，导致外部需求下降并变得不稳定、不可靠；另一方面，中国经济体量已经发展到世界第二位，再靠外需拉动难以为继［2］。因此，扩大国内市场规模、提高国内需求水平将成为稳定中国经济发展的重要基石［3］。

2021年，“十四五”规划纲要提出，要“坚持实施更大范围、更宽领域、更深层次对外开放”，“稳外资”增长成为党中央“六稳”工作的重点之一。联合国贸发会议（UNCTAD）公布的《2022年世界投资报告》显示，2021年全球外国直接投资额达1.58万亿美元，同比增长64.3%，2021年我国利用外商直接投资额约为全球外资流量的11.4%，达1 809.6亿美元，同比增长21.2%，是全球第二大外国直接投资流入国。然而，由于全球经济形势不确定性的加剧和国内要素成本压力的不断上升，国际引资竞争变得更加激烈，我国在推进高水平对外开放过程中，势必会面临着“外资是否会逃离中国”和“引进来的外资质量不高”的挑战。我国如何稳定FDI，尤其是高质量的FDI，实现由被动参与国际循环向主动引领国际循环的地位转换是落实“推进高水平对外开放”工作部署亟须解决的现实问题。

长三角地区作为我国经济最活跃的区域之一，2021年，社会消费品零售总额为11.1万亿元，占全国社会消费品零售总额的25.3%；利用外商直接投资金额为890.40亿美元，约占全国外商直接投资总额的49.2%，是我国最大的消费需求和外资流入区域之一，在“促消费”和“稳外资”工作中具有举足轻重的战略地位。那么，积极发挥长三角地区超大规模市场优势并激发其消费潜能，是否能够成为长三角地区扩大对外开放、FDI量增质升的新力量？这是当下培育国内大循环内生动力、推进高水平对外开放需要研究的重要问题。本文以长三角地区41个城市为例，探究城市消费需求提升能否促进FDI流入？如能促进，其具体的作用机制是什么？对不同地区，促进效果是否存在差异？城市与城市之间是否存在空间溢出效应？探究结果以期为地方政府制定相关政策提供一定的决策参考。

二、文献综述

开放经济背景下，FDI是东道国参与全球分工的重要方式之一，其区位选择对东道国的产业结构优化、技术进步、经济增长等方面具有积极作用。有关FDI区位选择的研究起始于20世纪80年代，Dunning（1981）［4］基于OLI折衷理论，从市场发展潜力、生产成本以及制度环境等方面阐释东道国的区位优势对FDI流入的影响。此后，相关研究成果不断丰富，本文梳理已有文献发现，FDI区位选择考虑的核心因素主要聚焦于东道国的“硬环境”和“软环境”。“硬环境”主要包括东道国的要素成本［5］、基础设施［6］、市场规模［7］、集聚水平［8］等，这些因素的变动会对FDI流入产生影响；“软环境”主要考察的是东道国的营商环境对FDI流入的影响，具体包括地区优惠政策［9］、外资准入条件［10］、市场化程度［11］、审批部门工作效率［12］等。

消费需求作为扩大内需的重要组成部分，一直是学者们关注的焦点，现有文献针对消费需求的研究主要分为两类：一是探讨消费需求上升的影响因素。微观方面，他人的消费行为［13］、个人消费能力和消费意愿［14］、储蓄［15］、教育［16］等因素都会影响市场消费需求；宏观方面，城镇化可以通过增加市场消费群体，提高市场消费能力，从而扩大市场消费需求［17］。但倪超军（2014）［18］发现，我国城镇化与消费需求之间呈“U”型结构，城镇化只有在一定的经济社会条件下才能起到扩大消费需求的作用。此外，积极的财政政策，如减税和提高政府支出，可以提高居民收入水平和扩大企业利润进而拉动消费需求增长［19］。二是探讨消费需求上升的政策建议。在数字经济时代，消费形式、消费内容更趋多元化发展，推动数字经济赋能消费需求来释放消费需求潜力是促进我国消费市场发展的有效方法［20］。马玥（2021）［21］指出，推动数字经济与实体经济深度融合，加快生产和消费各环节的数字化转型，实现生产端与消费端、企业端与政府端等多方位连接，可以推动我国消费市场健康有序发展。

综合以上研究，可以看出，现有研究主要基于FDI区位选择或扩大内需某一方面的研究，而FDI作为联通国际循环的关键节点，扩大内需作为畅通国内循环的战略基点，鲜有学者将两者结合起来，研究消费需求提升对FDI流入的经济效应。本文可能的边际贡献在于：①在新发展格局的背景下，从需求角度去探索消费需求提升对FDI流入的作用效果，开拓了新的视角。②从直接和间接两个维度，理论分析消费需求影响FDI的直接作用机理和实证检验消费需求影响FDI的间接传导路径，丰富了现有消费需求提升的经济效应和FDI区位选择的相关内容。③从经济发展差异、城市群差异、产业结构差异、消费需求差异和FDI质量差异等角度分析消费需求提升对FDI流入的影响，为不同城市制定更有效的相关政策提供参考。④将空间关联引入消费需求提升和FDI流入的分析中，从不同区域相互影响的角度探究消费需求提升对FDI流入的空间效应，能够克服因将所有样本作为独立个体所造成的“偏误”。

三、理论分析与研究假设

（一）消费需求提升对FDI流入的影响

一方面，新经济地理学强调，在资源禀赋条件一定的状况下，当一个地区具有较大的需求规模时，需求规模提升所引起的规模经济、网络经济效应可降低企业生产的可变成本。为了实现利润的最大化，企业会选择在需求规模较大的地区进行生产［22］。而在新发展格局战略的引导下，我国未来经济发展的主要方向将是扩大内部需求、建立规则统一的全国大市场，强大的国内需求，尤其是拥有良好成长性和巨大创新性的消费需求，将大大提高我国国内市场对全球企业的吸引力［23］。消费需求提升促使原有企业内部分工转化为企业间市场分工，使产业链中的企业联系更加市场化、规模化，推动产品市场需求导向走向透明，从而降低外资企业的生产成本。同时，市场规模扩张向外界释放市场需求旺盛的良好信号，这在一定程度上有利于消除外资企业的风险顾虑，降低外资企业的避险情绪，增强其投资的信心，为外资企业进入全球最具成长性和最具潜力的市场提供了更大的机遇。另一方面，相比本地企业，外资企业需要应对跨区域的制度、文化、距离等方面的差异，导致外资企业在经营过程中往往伴随着较高的不确定性成本。消费需求提升的地区能够为外资企业提供有效需求，确保外资企业有足够多的消费主体，短时间内外资企业不会面临“产脱销”困境，从而产生市场激励，驱动分工网络中的本土要素与外部要素汇聚，促进市场结构优化，从而降低外资企业的投资风险［24］。同时，需求扩量引致的要素集聚有利于降低外资企业地理空间上要素流动等运输成本，加快外资企业与本地企业的信息交流、要素融合，促使外资企业能够进一步了解东道国的市场和社会需求情况，并借助于自身技术、管理经验等方面的优势高效精准地找到合作伙伴，从而嵌入东道国企业生产经营的社会网络。

综上所述，消费需求提升引致的市场规模扩张、结构优化以及生产成本的降低和要素集聚的加快均有利于吸引FDI流入。据此，本文提出假设1。

H1：消费需求提升能够显著促进FDI流入。

（二）消费需求提升对FDI流入的影响机制

从产业结构升级角度来看，企业生产的最终目的是满足居民的消费需求，随着居民消费需求的变动，产业结构也会发生相应变动。消费需求提升会使不同产业间的生产要素进行重新配置，生产要素从低端产业流向中高端产业，高技术、高质量产品需求量大幅上升，企业为获取更大的利润而大量进入这些相关产业，使这些产业的资源配置效率提升，生产结构不断完善，产品生产成本降低，产业的技术和生产率快速增长［25］。因此，在成本下降和效率提升双重因素驱动下，产业结构更加合理化和高级化，产业结构实现优化升级。完备的产业体系和高水平的产业结构，能够缓解外资企业在东道国生产过程中面临的断链风险，提升要素的供应能力和服务能力，降低外资企业的生产成本，从而吸引外商直接投资流入［26］。

从信贷规模扩大角度来看，随着数字经济的兴起，数字平台提高了居民消费需求满足的效率，居民的消费需求由传统线下交易转为线上交易，线上交易的简单快捷进一步刺激居民的消费欲望。为了满足提升的消费需求，消费主体的货币需求量急剧上升，金融机构为了实现供需平衡，会扩大其信贷规模，增加货币供给。而货币供给增加会促使社会总需求扩张，企业面临的商品需求和投资机会增加，从而促使企业扩大生产规模和增加资金需求。然而，企业获取信贷资金需要提供相应的资产抵押，并以企业的抵押品和授信额度为上限约束，市场中大部分企业为民营企业，该类企业相比于国有企业面临更大的融资约束，即便是处于信贷环境宽松期间，这些企业也难以获得合意的银行信贷资源，此时，该类企业会主动寻求与外国投资者合作，利用外资弥补资金需求增加与可得信贷规模之间的资金缺口来缓解资金问题［27］，从而有助于吸引FDI流入。综上所述，本文提出假设2和假设3。

H2：消费需求提升会通过优化产业结构，推动产业结构升级进而吸引FDI流入。

H3：消费需求提升会通过改善金融环境，提高银行信贷规模进而吸引FDI流入。

（三）消费需求提升对FDI流入的空间溢出效应

重叠需求理论指出，一个地区会依据本地消费者偏好及市场中存在的问题而不断改进、创新，先满足本地需求，进而扩大本地生产规模，并在本地市场趋于饱和后，再将需求转移至相邻地区或需求结构相似的地区［28］。消费作为社会生产活动的最终环节，居民对产品品质、结构和数量上的消费需求会传递到生产领域，表现为多部门分工参与、多种中间投入的生产过程，使得消费需求存在空间关联效应。同时，由于我国资源、技术、人才分布不均，导致我国各个区域发展不平衡，经济发达地区因其资源、人才、技术和基础配套设施等的比较优势，能够吸引更多外资企业投资，导致FDI流入也呈现较强的空间交互性，如后续进入的外资企业为了规避风险、降低学习成本，在区位的选择上通常会追随率先进入的外资企业，或者选择地理距离较近或生产结构相似的地区进行投资［29］。

此外，“需求引致创新”理论指出，需求扩大会为企业生产和创新活动提供有效需求，促进企业调整生产要素投入，产生研发创新行为，驱动分工网络中的本地企业与外部企业汇聚［30］，本地区消费需求规模扩大所引致的技术外溢效应会传递给相邻地区，使相邻地区的外资企业投资增加。同时，外资企业具有“趋优”机制，当本地区消费需求水平、消费主体流动力度得到显著提升时，会导致一部分消费群体承担不起消费而流失至相邻地区，且本地区消费水平的提升会激励相邻地区的消费水平与本地区趋同，给相邻地区的外资企业传递“利好”信号，进而引致外资企业投资增加。因此，在技术外溢效应和示范效应的双重驱动作用下，消费需求提升可能对相邻地区的FDI流入产生正向的空间溢出效应。因此，本文提出假设4和假设5。

H4：消费需求与FDI存在空间相关性，空间集聚特征显著。

H5：消费需求提升不仅能促进本市FDI流入，还对相邻城市的FDI流入产生正向的空间溢出效应。

四、研究设计

（一）计量模型构建

1. 基准回归模型

为考察城市消费需求提升与FDI流入之间的关系，本文采用面板数据双向固定效应模型，具体模型设定如下：

[lnfdiit=β0+β1lncpit+βjZit+αi+θt+εit] （1）

其中：i表示城市个体；t表示年份；ln fdiit表示城市i在t年吸引外商直接投资额；ln cpit表示城市i在t年的消费需求水平；Zit表示城市层面影响外商直接投资的一系列控制变量；β0为常数项；αi为个体固定效应；θt为年份固定效应；εit为随机误差项。

2. 机制检验模型

基于前文的理论分析，本文认为，产业结构升级、信贷规模扩大可能是城市消费需求提升促进FDI流入的作用路径。据此，为探讨城市消费需求提升对促进FDI流入的间接作用，本文从产业结构升级、信贷规模扩大两个方面分析城市消费需求提升对促进FDI流入的作用机制，并纳入相应的中介变量，构建以下中介效应模型进行实证检验：

[lnfdiit=b0+b1lncpit+bjZit+αi+θt+εit] （2）

[insit=c0+c1lncpit+cjZit+αi+θt+εit] （3）

[lnfdiit=d0+d1lncpit+d2insit+djZit+αi+θt+εit] （4）

[lnloit=c0+c1lncpit+cjZit+αi+θt+εit] （5）

[lnfdiij=d0+d1lncpit+d2lnloit+djZit+αi+θt+εit] （6）

其中，insit和ln loit为中介变量。insit为产业结构升级，参考孙伟增等（2022）［31］的做法，选用产业结构指数index=[∑3i=1][i×qi]来衡量产业结构升级，其中，qi代表第i产业占GDP的比重，index越大表明产业结构水平越高。ln loit为信贷规模水平，借鉴施建淮和杨雨晴（2022）［32］的做法，选用取对数的地区金融机构人民币贷款余额进行衡量。根据温忠麟和叶宝娟（2014）［33］提出的中介效应检验流程，当系数b1显著时，若系数c1和d2都显著，说明存在中介效应，此时，当d1不显著时，则存在完全中介效应；当d1显著时，如果c1d2与d1同号，则存在部分中介效应。

3. 空间计量模型

与普通面板回归模型相比，空间面板计量模型考虑不同空间的交互作用，能够进一步明晰城市消费需求提升对FDI流入的影响。因此，为探究我国长三角地区城市消费需求提升促进FDI流入的空间溢出效应，本文在基准回归模型的基础上加入空间权重矩阵构建空间杜宾模型（SDM），如下：

[lnfdiij=ρWijlnfdiit+φ1Wijlncpit+μjWijZit+φ2lncpit+λjZit+αi+θt+εit] （7）

其中：[Wij]表示空间权重矩阵；ρ表示空间自回归系数；[φ1]表示[lncp]it空间滞后项系数；[μj]表示Zit空间滞后项系数；[φ2]表示[lncp]it系数；[λj]表示Zit系数。

（二）数据来源

本文以长三角地区1个直辖市和40个地级市共41个城市作为研究样本，使用的数据为2011—2020年长三角地区城市的面板数据，相关数据主要来源于《中国城市统计年鉴》、长三角地区各省市统计年鉴和统计公报以及国家统计局、长三角地区各省市统计局和政府官方网站，部分缺失值均通过线性插值进行补齐（1）。

（三）变量选取

本文的被解释变量为外商直接投资（ln fdi），用对数化的实际利用外商直接投资额表示，考虑不同时期汇率存在差异，故本文按照当年平均汇率把外商直接投资额折算为人民币。核心解释变量为消费需求水平（ln cp），用对数化的城市社会消费品零售额表示。为尽可能降低因遗漏变量所带来的内生性问题，更加准确地衡量城市消费需求提升对FDI流入的影响，本文借鉴相关学者的做法，选取以下变量作为控制变量（Zit）：交通运输能力（ln rfq），用取对数的城市公路货运量表示；对外开放程度（ln IMex），用取对数的城市进出口总额表示；人力资本进步（Hedur），用城市在校大学生人数增长率表示；经济发展活力（aGDPr），用城市人均GDP增长率表示；社会储蓄率（sd），用金融机构住户本外币存款余额占金融机构本外币存款总额的比重表示。

（四）变量描述性统计

主要变量的描述性统计结果见表1所列。其中，外商直接投资（ln fdi）的平均值和中位数较为接近，但最大值为7.175，最小值为1.114，反映城市间吸引外商直接投资差异较大；消费需求水平（ln cp）的平均值为6.940，标准差为0.982，表明城市间消费需求水平也并不均衡。

五、实证结果与分析

（一）基准回归分析

表2报告了城市消费需求提升影响FDI流入的基准回归结果。从表2列（1）估计结果可以看出，解释变量城市消费需求提升对FDI流入的回归系数显著为正，说明城市消费需求提升对FDI流入具有显著的正效应。这是由于，居民对生产生活各方面消费需求的攀升不仅会强化城市交通基础设施的建设，降低外资企业的生产运输成本，从而直接吸引FDI，还会引发城市产业结构、管理模式和金融环境的不断优化，包括产业结构升级、市场化管理、金融体系深化等，缓解和降低外资企业进入市场的约束与门槛，促进FDI的长期流入。在逐步加入模型设定的一系列控制变量后，城市消费需求提升对FDI流入的回归系数仍在1%的水平上显著。上述结果表明，在控制城市个体固定效应、时间固定效应和其他影响因素的基础上，扩大城市消费需求能够显著促进FDI流入，验证了H1。

从控制变量的估计结果来看，交通运输能力、对外开放程度、经济发展活力、社会储蓄率对FDI流入均存在显著的促进作用，表明这些因素对FDI流入具有重要影响。人力资本进步对FDI流入具有负效应但不显著，这可能是因为，人力资本进步过快导致劳动力薪酬期望提升，使劳动力成本上升，进而抑制了FDI流入。

考虑基准回归模型可能存在遗漏变量，以及城市消费需求提升与FDI流入之间可能存在双向因果关系而导致回归模型具有一定的内生性。为了缓解模型内生性问题对回归结果带来的影响，本文分别对解释变量滞后一期处理、解释变量和控制变量都滞后一期处理，并进行回归分析。同时，本文借鉴王霞等（2021）［34］的相关做法，选用人口性别比（sexr）作为工具变量，运用工具变量法两阶段最小二乘法（2SLS）尝试削弱其带来的影响。

表3列（1）和列（2）为滞后一期回归结果，其解释变量系数均显著为正，即扩大城市消费需求能够显著促进FDI流入，与原结果一致。对工具变量的选取，考虑因素如下：我国社会在儒家文化的长期浸润下，家庭对男性和女性的教育方式、教育观念存在差异，“重男轻女”“男主外女主内”“养儿防老”等观念普遍存在，家庭会增加男性人力资本投入以提高家庭保障能力，人力资本投入的性别差异会造成劳动力市场的收入性别差异，女性的收入弹性小于男性。同时，女性还被家庭观念所束缚，稳定成为她们择业的优先标准，这些差异将进一步加大男女收入差距，收入的高低一定程度上决定了消费的高低，使得男性和女性消费观念和消费能力不同，最终导致地区消费需求水平不同。此外，家庭的消费支出大多通过男性支出来表现，有些商品和服务即使最终使用者是女性，但实际却是由男性买单，且对于男孩较多的家庭而言，他们可能会减少储蓄以维持消费欲望，而女孩较多的家庭会减少消费以保证有足够的储蓄来养老。人口性别比可能影响地区消费需求，但外资企业的投资决策不会直接影响人口性别比，同时，人口性别比本身也不直接影响外资企业的投资决策。因此，人口性别比是一个合适的工具变量。表3列（3）和列（4）报告了工具变量的检验结果。其中，第一阶段回归中sexr的系数显著为正，表明工具变量与消费需求之间存在显著的正相关关系，与预期相符，且在第一阶段回归中，F统计量显著大于经验值10，说明不存在弱工具变量问题；在第二阶段回归中，本文采用2SLS进行估计检验，得到的解释变量系数显著为正，说明在考虑可能存在的内生性问题之后，消费需求提升对FDI流入依然存在显著的正向作用。

（二）稳健性检验

1. 替换被解释变量

考虑外资企业在规划投资时，会更加注重地区交通、贸易、金融、市场等方面的便利性，故城镇地区将成为其投资的主阵地。本文采用取对数的市辖区外商直接投资额（ln cfdi）来衡量城市FDI流入，替代原被解释变量进行模型估计，表4列（1）显示其估计结果与基准回归结果基本一致。

2. 替换解释变量

本文采用取对数的人均社会消费品零售总额（ln acp）来替代原有的解释变量（ln cp）进行模型估计，其估计结果见表4列（2）所列，ln acp的系数在1%水平上显著为正，与基准回归结果一致，且其他系数估计结果也与之前的结论保持一致，没有实质性变化。

3. 增加控制变量

为进一步控制遗漏变量问题，本文在原有基准模型的基础上，加入金融效率（fef）、劳动力成本（ln cpcdi）、基础设施建设（ln rl）、政府支出强度（gpp）4个控制变量。其中，金融效率用金融机构贷款余额与存款余额之比表示；劳动力成本用取对数的城镇居民人均可支配收入表示；基础设施建设用取对数的城市公路里程表示；政府支出强度用一般公共预算支出占城市GDP的比重表示。表4列（3）检验结果显示，消费需求水平的估计系数在1%的水平上显著为正，与原模型结果保持一致，证明了原结论的稳健性。

4. 选择子样本回归

考虑直辖市和省会城市在政治、经济、政策和资源禀赋等方面的独特优势，其消费需求水平会高于一般城市。因此，剔除直辖市和省会城市样本，用一般城市样本进行回归来缓解异常值对模型的影响。结果表明，核心解释变量系数仍在1%水平上显著为正，且表4列（4）中其他系数的回归结果也与表1基准回归结果一致。这说明，在排除直辖市和省会城市的影响后，结论依旧稳健。

（三）异质性检验

1. 经济发展水平异质性

事实上，相较于经济发展水平较低的城市，经济发展水平较高的城市在要素禀赋、营商环境和基础设施等方面具有更大的优势，其消费需求提升对FDI流入的作用效果可能更为明显。为验证该猜想，本文将所有样本按照经济发展水平高低分为两组，其分组依据为各个年份城市层面GDP的中位数。表5列（1）和列（2）显示了城市经济发展水平分组回归的结果，其中，列（1）解释变量的估计系数显著为正，该结果说明，在经济发展水平高的城市中消费需求提升对FDI流入具有更大的促进作用。

2. 长三角城市群异质性

理论上说，长三角城市群中的城市相比于非长三角城市群中的城市，在资源、政策、信息、贸易等方面存在更多的合作，且长三角城市群中的直辖市、省会城市和副省会城市等发达城市对长三角城市群内部城市具有更强的辐射效应，导致消费需求提升对FDI流入的促进作用可能在长三角城市群中的城市表现得更加明显。因此，本文将样本分为长三角城市群城市和非长三角城市群城市（2），表5列（3）和列（4）显示了分组回归的结果，可以看出，列（3）解释变量的估计系数和显著性均高于列（4），这说明，长三角城市群城市的消费需求提升对FDI流入的促进作用更为显著。

3. 城市类型异质性

基于前文的机制分析，消费需求提升可以通过优化产业结构进而促进FDI流入。产业结构水平较高的城市，由于自身的产业结构比较完善，其消费需求提升对产业结构水平提升的带动作用较小，导致消费需求提升通过优化产业结构这一路径作用于FDI流入的效果可能更小。本文借鉴朱洁西和李俊江（2023）［35］的做法，按照城市产业结构水平的高低将城市分为服务型城市和生产型城市，界定的标准为不同年份、不同城市第三产业增加值与第二产业增加值的比值，比值小于1的为生产型城市，反之则为服务型城市。表5列（5）和列（6）显示了不同类型城市分组回归的结果，其中，列（6）解释变量的估计系数显著为正，说明在生产型城市中消费需求提升对FDI流入具有更大的促进作用。

4. 消费需求水平异质性

城市消费需求水平不同，则城市消费需求群体的数量和质量也存在差异，对外资企业投资可能会产生影响。故本文依据消费需求水平高低将所有样本分为高水平消费需求城市和低水平消费需求城市，分组依据为各城市社会消费品零售总额的中位数。表5列（7）和列（8）显示了分组回归的结果，可以看出，列（7）系数显著为正，这表明，高水平消费需求城市更有利于吸引FDI流入。可能的原因是，高水平消费需求城市具有更多的消费主体，消费活力和消费市场更加旺盛，能够降低外资企业销售、运输等成本，为外资企业创造更多的安全盈利机遇，进而使得外资企业更愿意投资该城市。

5. FDI质量异质性

随着我国居民生活水平的不断提升，居民越发追求产品的供给质量，消费需求提升对外资企业投资的质量也可能会产生异质性影响。因此，本文参考张秀峰等（2023）的相关做法［36］，将FDI分为高质量FDI和低质量FDI，其FDI质量计算公式为FDIq=（FDIit/FDIt）/（GDPit/GDPt），分组依据为FDI质量的中位数。回归结果见表5所列，列（9）核心解释变量的估计系数比列（10）更为显著，表明消费需求提升能够吸引更高质量的FDI流入。可能的原因在于，消费需求提升引起消费产品多样化，市场竞争进一步加剧，新增的消费需求对消费产品提出了更高的要求，而高质量外资企业凭借先进的技术和高质量的产品能够迅速获取新增的消费需求，抢占市场份额，从而获得该市场的主导地位，赢取更大利润，故消费需求提升的城市能够吸引更高质量的外资企业投资。

（四）中介效应分析

表6报告了中介效应模型的估计结果，其中，列（1）—列（3）为产业结构升级中介效应的估计结果，列（4）—列（6）为信贷规模扩大中介效应的估计结果。可以发现，列（2）和列（5）解释变量对中介变量的系数均显著为正，说明消费需求提升优化了城市的产业结构和扩大了银行的信贷规模。列（3）和列（6）解释变量与中介变量的系数均在5%及以上水平上显著，但列（3）和列（6）解释变量的系数相比于列（1）和列（4）解释变量的系数有所下降，且列（2）解释变量的系数和列（3）中介变量的系数的交乘项与列（3）解释变量的系数同号，列（5）解释变量的系数和列（6）中介变量的系数的交乘项与列（6）解释变量的系数同号。这说明，产业结构升级和信贷规模扩大在消费需求提升与FDI流入之间均存在部分中介效应，城市消费需求提升将通过优化城市的产业结构和扩大银行的信贷规模来吸引外商直接投资的流入，验证了H2和H3。

（五）空间溢出效应分析

1. 设立空间权重矩阵

基于前文的理论分析，消费需求和FDI具有空间集聚特征，故本文进一步采用空间计量模型展开研究，而空间计量模型的首要任务是设立空间权重矩阵。由于FDI的流入和消费需求的提升能够被周围不同城市观测到，其空间效应不仅作用于与之相邻的城市，同时也会作用于其他非相邻城市，其影响强度可能会随着距离的增加而衰减。基于此，本文参考李根等（2023）［37］的做法，选用地理距离权重矩阵（Wij）衡量城市间的空间效应。

[Wij=1d2iji≠j0i=j] （8）

其中，dij为城市经纬度计算所得的距离。

2. 空间自相关检验

在空间计量分析前，需验证城市消费需求与FDI之间是否存在一定的空间关联性，故本文采用Stata16软件测算其全局Moran's I指数，计算公式为：

[I=n∑ni=1∑nj=1Wij（Xi-X）（Xj-X）∑ni=1∑nj=1Wij∑ni=1（Xi-X）2] （9）

其中：I为莫兰指数；[W]ij为空间权重矩阵；n代表长三角地区41个城市；Xi和Xj为研究单位观测值，代表ln fdi或ln cp；[X]为研究单位观测值均值，代表ln fdi或ln cp的均值。Moran's I指数的取值范围为［-1，1］，取值为正/负表明相应的观测值呈现空间正/负相关，且该值的绝对值越大则表明空间正/负相关程度越大，反之越小。Moran's I指数测算结果见表7所列，可以看出，2011—2020年长三角地区41个城市外商直接投资的Moran's I指数呈现先降后升的趋势且均在1%的水平上显著为正，原因在于，2013年6月20日，我国金融市场突然爆发了流动性紧张事件，降低了外国投资者对我国市场的投资欲望，导致外国资本向我国城市腹地聚集的程度减弱，但随着我国经济的回调，外商直接投资的空间集聚特征也在逐渐增强。消费需求水平的Moran's I指数呈现逐年递减的趋势且均显著为正。上述结果表明，外商直接投资与消费需求水平在空间上具有显著的正相关性，长三角地区各城市受到相邻城市的外商直接投资和消费需求水平的影响，验证了H4。

3. 空间杜宾模型结果

在进行空间计量分析前，本文依次采用LM检验、Wald检验、LR检验、Hausman检验和SDM固定效应检验对空间计量模型进行甄别。首先，在地理距离权重矩阵下，SAR和SEM均通过了1%显著性水平上的LM检验和Robust LM检验，表明模型存在空间依赖性。为进一步确定计量模型，继续进行Wald检验和LR检验，结果显示其统计量也均在1%水平上显著，表明SDM模型不会退化成SAR或SEM模型。Hausman检验结果在1%的水平上显著，说明模型应使用固定效应模型，同时考虑个体和时间趋势的影响，本文再次进行SDM固定效应检验，发现双向固定效应的赤池信息准则（AIC）和贝叶斯信息准则（BIC）的值最小，故本文最终采用时空双重固定效应下的空间杜宾模型进行估计（3）。

在包含空间滞后项的SDM模型中，ln cp对ln fdi的影响作用不能简单用回归系数及其显著性来衡量。因此，本文采用偏微分的估计方法对模型进行转化分解，估计结果见表8所列。可以看出，在地理距离权重矩阵下，城市消费需求提升对FDI流入的直接效应估计系数在1%的水平上显著为正，这表明城市消费需求提升对本市FDI流入具有促进作用，与基准回归结果一致。间接效应估计系数也在5%的水平上显著为正，说明本市消费需求提升对相邻城市的FDI流入也具有显著的正向作用，H5得到验证。存在这种正向空间溢出效应的原因可能是：一方面，本市消费需求提升导致外资企业对生产要素进行调整，外资企业通过研发创新来增强市场竞争力进而吸引消费群体，技术水平的提升会外溢至相邻城市，使相邻城市的研发水平提升，从而促进相邻城市的外资企业投资增加；另一方面，长三角地区城市之间交通比较便捷，资源、信息和劳动力等要素能够快速传递，本市消费需求的提升会推动部分消费主体无法承担其消费压力而逐渐向周边城市转移，导致周边城市的消费规模迅速扩大，进而吸引FDI流入。

为避免单一权重矩阵导致回归结果偏误，本文采用0-1邻接权重矩阵、经济距离权重矩阵重新检验消费需求提升与FDI流入之间的关系。更换权重矩阵后其解释变量估计系数仍在1%的水平上显著为正，且间接效应估计系数也均显著为正，这说明，城市消费需求提升不仅对本市FDI流入具有促进作用，对相邻城市的FDI流入也具有促进作用，支持了前文结论。

六、研究结论与启示

本文通过阐释城市消费需求提升影响FDI流入的理论机理，利用2011—2020年长三角地区41个城市的面板数据，建立双向固定效应模型和空间杜宾模型探究消费需求提升对FDI流入的影响。研究结论如下：①从长三角地区整体来看，消费需求提升能够显著促进FDI流入，在进行滞后一期处理、工具变量法等内生性检验和一系列稳健性检验之后，回归结果仍然显著。②消费需求提升能够通过优化城市产业结构，扩大银行信贷规模，进而吸引FDI流入。③消费需求提升对FDI流入的促进作用在经济发展水平较高城市、长三角城市群城市、生产型城市及高水平消费需求城市中更加明显，且消费需求提升能够吸引更高质量的FDI流入。④消费需求与FDI具有显著的空间集聚特征，消费需求提升对FDI流入存在正向空间溢出效应，在更换权重矩阵后回归结果依然显著。

基于上述研究结论，本文得出以下启示：

第一，鉴于消费需求提升对FDI流入的积极作用，长三角地区各城市应紧紧抓住消费需求提升带来的新机遇，积极扩大不同行业的消费群体，全方位提升城市消费需求和消费能力，增强城市经济循环活力，实现由“出口导向型发展”向“内需推动型发展”的转换，积极发挥长三角地区在加快构建新发展格局中的引领作用。

第二，长三角地区各城市应选择有利于提升地区外商直接投资的实践路径。政府在制定吸引外资政策时应着重考虑当地的产业结构和信贷结构，提高当地产业配套能力和配套效率，优化当地银行信贷结构，消除当地金融体系存在的信息不对称问题，进一步提高引资绩效。

第三，各城市应明晰自身与相邻城市的相对比较优势，做到因地制宜和趋利避害。经济发展水平较高的城市应更加注重引进外商直接投资的质量，引导外商直接投资转向高技术领域。经济发展水平较低的城市应结合当地资源禀赋，紧抓扩大内需战略机遇，制定合理多样化的消费政策，完善当地消费市场和产业支撑体系，拓宽引进外资渠道。

第四，制定促消费和引外资政策时需考虑消费需求与外资流入的空间关联性，合理规划政策实施范围，对不同城市实施差异化政策，提高政策精准性。对外资引入水平较低的地区，通过政策“效仿”、人才引进和消费主体转移等方式加强与外资引入水平较高地区的合作交流以形成空间联动。

注 释：

（1）因部分城市部分年份市辖区FDI数据缺失，本文采用线性插值法进行补充，但其中2020年马鞍山市插值得到的市辖区FDI大于整个城市FDI，2020年宣城市插值得到的市辖区FDI为负，故对这两个城市2020年缺失的数据，本文用该城市2019年的市辖区FDI进行替代。

（2）长三角城市群分组依据为2016年国家发展改革委、住房城乡建设部印发的《长江三角洲城市群发展规划》，长江三角洲城市群规划范围包括：上海、南京、无锡、常州、苏州、南通、盐城、扬州、镇江、泰州、杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、金华、舟山、台州、合肥、芜湖、马鞍山、铜陵、安庆、滁州、池州、宣城等26个城市。

（3）SDM固定效应模型选择参考AIC和BIC值，AIC和BIC值越小，模型越优。

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［责任编辑：陈春香］