引進(jìn)外資對共同富裕影響的實(shí)證研究
——基于30個(gè)省份的門檻回歸

■ 翟超穎 汪磊群

（1.中國人民銀行湖北省分行 湖北武漢 430071；2.中國人民銀行黃石市分行 湖北黃石 435000）

一、背景及文獻(xiàn)綜述

（一）現(xiàn)實(shí)背景

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)保持了較高水平的增速，利用外資規(guī)模也隨之上升，實(shí)際利用外資規(guī)模從1978 年的22.60 億美元，增長至2002 年的527.40 億美元，首次成為全球引資規(guī)模最大的經(jīng)濟(jì)體，2022 年我國外資流入1891.30 億美元。近年來，我國一直是全球重要的跨境投融資參與主體。截至2021 年，在我國的外資企業(yè)已有66.40 萬家，實(shí)際使用外資1734.80 億美元。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長、外資流入的過程也是我國區(qū)域間不均衡發(fā)展的過程，面臨著城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)財(cái)富差距和城鄉(xiāng)消費(fèi)差距擴(kuò)大等問題。1985 年我國城鄉(xiāng)收入差距比為1.90:1，1994 年擴(kuò)大到2.90:1，隨后持續(xù)擴(kuò)大，2009 年城鄉(xiāng)收入差距達(dá)到3.30:1 的峰值。此后我國城鄉(xiāng)居民收入差距相對縮小，2010 年城鄉(xiāng)收入差距為3.23:1，2021～2022 年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比分別下降至2.50:1 和2.45:1，但仍維持在較高位置。如何縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進(jìn)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)平衡發(fā)展，已成為我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展亟待解決的重要問題。

縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進(jìn)區(qū)域發(fā)展，也是共同富裕的重要內(nèi)容。黨的二十大明確指出，“共同富裕是中國特色社會(huì)主義的本質(zhì)要求”“把實(shí)現(xiàn)人民對美好生活的向往作為現(xiàn)代化建設(shè)的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，著力維護(hù)和促進(jìn)社會(huì)公平正義，著力促進(jìn)全體人民共同富裕，堅(jiān)決防止兩極分化”。在此背景下，探索外資與共同富裕的關(guān)系具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

（二）研究綜述

直接研究外資與共同富裕的文獻(xiàn)比較少，但有學(xué)者在相關(guān)領(lǐng)域開展了研究。如沈悅和袁偉（2022）在福利經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的基礎(chǔ)之上，從經(jīng)濟(jì)、消費(fèi)、社會(huì)保障、住房、公共服務(wù)和安全等角度測量我國的福利水平，而外資會(huì)通過經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和技術(shù)進(jìn)步等影響居民福利水平，而福利水平在一定程度上與共同富裕相關(guān)。還有不少學(xué)者關(guān)注外資與城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)收入差距是共同富裕中的重要內(nèi)容，但這類研究尚無定論，其結(jié)論可以分為以下四類：一是外資有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這類觀點(diǎn)的主要理論是外資為流入地企業(yè)提供先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)收入差距（如鄭磊和汪旭暉，2018）。二是外資進(jìn)一步加劇城鄉(xiāng)收入差距。這類研究認(rèn)為外資對于鄉(xiāng)村居民收入的影響不顯著，但能顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)居民收入（如王海軍和李愿宏，2011）。三是外資對城鄉(xiāng)收入差距的影響復(fù)雜。如成力為和關(guān)書（2019）認(rèn)為外資對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈倒U 型。四是外資與城鄉(xiāng)收入差距無關(guān)。如李超（2019）研究指出外資對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著。

總體上，現(xiàn)有研究中直接圍繞外資與共同富裕關(guān)系展開的研究較少，本文以這一主題為切入點(diǎn)展開理論分析和實(shí)證探索，以期豐富共同富裕的研究與實(shí)踐。具體而言，一是從“富裕”和“共同”兩個(gè)維度設(shè)計(jì)指標(biāo)度量我國共同富裕發(fā)展現(xiàn)狀，豐富共同富裕的相關(guān)研究；二是利用面板基本回歸和面板門檻回歸“雙模型”驗(yàn)證我國外資與共同富裕的關(guān)系，為政策制定、招商引資提供實(shí)證依據(jù)；三是分“共同”“富?！焙汀肮餐辉！比齻€(gè)維度分析外資的作用，確認(rèn)外資影響的著力點(diǎn)，即對“共同”或“富裕”的影響孰大。

二、共同富裕的測度

“共同富?！庇絮r明的時(shí)代特征①參見《中共中央國務(wù)院關(guān)于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》一文。。在1978～1989 年的改革開放初期，共同富裕是“先富帶動(dòng)后富，最終實(shí)現(xiàn)共同富?！?；在1990～2007 年的改革開放中期，共同富裕是“效率優(yōu)先兼顧公平”；在2008～2020 年的改革開放時(shí)期，共同富裕更加強(qiáng)調(diào)公平。2021 年，共同富裕發(fā)展進(jìn)入新階段。2021 年10 月，習(xí)近平總書記在《求是》雜志發(fā)表重要文章《扎實(shí)推動(dòng)共同富?！?，明確指出“共同富裕是全體人民共同富裕，是人民群眾物質(zhì)生活和精神生活都富?！?。本文認(rèn)為，實(shí)現(xiàn)共同富裕，基礎(chǔ)是“富?！?，就是要擺脫貧困，發(fā)展起來，關(guān)鍵在“共同”，是全體人民共同富裕和發(fā)展成果全民共享。因此，共同富裕包含“共同”與“富?！眱刹糠?，是發(fā)展和共享的有機(jī)統(tǒng)一，兩者缺一不可，這與國內(nèi)不少學(xué)者的觀點(diǎn)一致（李實(shí)，2021；萬海遠(yuǎn)和陳基平，2021）。此外，從高質(zhì)量發(fā)展推進(jìn)共同富裕的角度，“富?！辈粌H包括物質(zhì)富裕，還包括非物質(zhì)方面的富裕，如教育等。

（一）指標(biāo)體系構(gòu)建

在度量上，借鑒李實(shí)（2021a）和劉培林等（2021）的相關(guān)研究，未納入較多維度的指標(biāo)，以規(guī)避因較多指標(biāo)維度帶來的難以解釋指標(biāo)間復(fù)雜假設(shè)的情況（UNDP，1990）。

具體而言，將共同富裕分為“富裕”與“共同”兩個(gè)維度（詳見表1）?！案辉！卑ㄗ钅軌蝮w現(xiàn)人民生活水平和質(zhì)量的變量，如收入水平、財(cái)產(chǎn)積累和公共服務(wù)水平（李實(shí)，2021a）。高質(zhì)量發(fā)展強(qiáng)調(diào)以人為本，因此國民收入、人均財(cái)富和人均物質(zhì)財(cái)富更符合主旨。國民收入水平通常用人均可支配收入表示，人均財(cái)富通常用人均GDP 表示；人均物質(zhì)財(cái)富則包括生活的各個(gè)方面，如基礎(chǔ)設(shè)施、住房、教育和自然資源等?！肮餐敝两裎从忻鞔_的數(shù)量指標(biāo)（李實(shí)，2021），參考劉培林等（2021）對發(fā)展成果共享的指標(biāo)設(shè)計(jì)，將共同劃分為城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)貧困差距和城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。借鑒姚耀軍（2005）、蓋美等（2013）和賀韓臻（2014）等人研究，選取6 個(gè)具體指標(biāo)（見表1）。

表1 共同富裕的測度指標(biāo)體系

整體上，本文對共同富裕的測度是從共同與富裕兩個(gè)角度，綜合考慮了收入、基礎(chǔ)設(shè)施、教育以及收入差異、地區(qū)差異等多方面，符合習(xí)近平總書記2021 年10 月在《求是》雜志發(fā)表的重要文章《扎實(shí)推動(dòng)共同富?！返膬?nèi)涵和精神②習(xí)近平總書記在這篇文章中指出“我國發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大”，“共同富裕是全體人民共同富裕，是人民群眾物質(zhì)生活和精神生活都富?！?，“到2035 年，全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)步，基本公共服務(wù)實(shí)現(xiàn)均等化。到本世紀(jì)中葉，全體人民共同富?；緦?shí)現(xiàn)，居民收入和實(shí)際消費(fèi)水平差距縮小到合理區(qū)間。”。

（二）指數(shù)測算

結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本文選取2008～2021 年中國30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)①30 個(gè)省份不包括臺(tái)灣省、香港、澳門特別行政區(qū)和西藏自治區(qū)。，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、萬德數(shù)據(jù)庫（WIND）、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒以及政府公告等，對于缺失的樣本數(shù)據(jù)，本文采用線性插值法補(bǔ)全。

1.富裕指數(shù)（prosperity）。如表1 所示，用于衡量富裕指數(shù)的指標(biāo)有7 個(gè)：人均可支配收入（income）、人均GDP（gdp）、人均高速等級(jí)公路里程（萬公里）（expressway）、地方財(cái)政一般公共服務(wù)支出（億元）（publicser）、人均住宅建筑面積（建制鎮(zhèn)房屋）（buildingarea）、高等學(xué)校授予學(xué)位數(shù)（degrees）和人均公園綠地面積（parkland）。

為了客觀地評(píng)價(jià)富裕程度，本文按照主成分分析方法提取富裕指數(shù)（prosperity）。由于具體指標(biāo)為正向指標(biāo)，因此先將指標(biāo)正向歸一化處理，檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)；檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Bartlett 檢驗(yàn)的p 值為0，且KMO 值為0.650，可以使用主成分分析；其次，計(jì)算主成分得分（結(jié)果見表2），提取特征值大于1 且累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到80%以上的主成分。最后根據(jù)主成分的線性組合（見表3），計(jì)算綜合得分。

表2 富裕指數(shù)主成分得分

表3 富裕指數(shù)第一、第二、第三特征向量

經(jīng)上述計(jì)算，富裕指數(shù)（prosperity）的表達(dá)式為：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. 共同指數(shù)（common）。與富裕指數(shù)類似，用于衡量共同指數(shù)的指標(biāo)有6 個(gè)，基尼系數(shù)（Gini）、泰爾指數(shù)（Theil）、城鄉(xiāng)可支配收入之比（R_income）、恩格爾系數(shù)之比（R_Engle）、城鄉(xiāng)平均低保標(biāo)準(zhǔn)之差（R_poverty）和城鄉(xiāng)消費(fèi)之比（R_consumption）。由于具體指標(biāo)為負(fù)向指標(biāo)，且比值類型的指標(biāo)越接近1 越好，因此先將比值類指標(biāo)減1 后再負(fù)向歸一化處理。經(jīng)檢驗(yàn)，Bartlett 檢驗(yàn)的p值為0，且KMO 值為0.676，可以使用主成分分析。共同指標(biāo)主成分的提取步驟與富裕指標(biāo)一致。受篇幅限制，共同指數(shù)主成分得分、共同指數(shù)第一、第二、第三特征向量以及共同指數(shù)（common）的表達(dá)式等不再一一贅述。

3.共同富裕指數(shù)（CP）。在富裕指數(shù)和共同指數(shù)的基礎(chǔ)上，參考張敏鋒和周春燕（2022）的方法合成共同富裕指數(shù)，具體計(jì)算如公式（1）。

如圖1①受篇幅限制，計(jì)算結(jié)果不再詳細(xì)列示。，從均值看各省份的富裕程度、共同程度和共同富裕程度不同，且單一省份在三個(gè)指數(shù)上的表現(xiàn)也各有千秋。如富裕指數(shù)均值最高的北京市，其共同指數(shù)和共同富裕指數(shù)表現(xiàn)不如貴州省或浙江省。此外，東部地區(qū)的富裕指數(shù)、共同指數(shù)和共同富裕指數(shù)普遍大于中西部地區(qū)，而中部地區(qū)的富裕指數(shù)、共同指數(shù)和共同富裕指數(shù)普遍大于西部地區(qū)，呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。

圖1 富裕、共同和共同富裕指數(shù)的地區(qū)分布

三、引進(jìn)外資對共同富裕影響的實(shí)證分析

外資最主要的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和創(chuàng)新效應(yīng)。對“富?！倍裕赓Y的規(guī)模效應(yīng)直接影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)富裕程度的提升。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，外資進(jìn)入將促進(jìn)工業(yè)、制造業(yè)和農(nóng)業(yè)加工業(yè)等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，也會(huì)帶動(dòng)服務(wù)業(yè)發(fā)展，整體上會(huì)提高居民收入水平。創(chuàng)新效應(yīng)方面，外資進(jìn)入帶來先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)、較高水平的生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)過市場檢驗(yàn)的產(chǎn)品等，這些有助于提高國家整體收入。對“共同”而言，由于各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)基礎(chǔ)、自然資源、要素市場發(fā)展和人力資源情況等有較大的差異，外資溢出效應(yīng)存在較大的地區(qū)異質(zhì)性（如葉初升，2020），地區(qū)異質(zhì)性給外資對“共同”的影響添加了很多復(fù)雜性。如因較發(fā)達(dá)的市場和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，外資進(jìn)入大城市發(fā)揮的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)大于中小城市，則外資可能導(dǎo)致城市間收入差距的擴(kuò)大；若中小城市因較低的勞動(dòng)力成本和較好的后發(fā)優(yōu)勢，外資進(jìn)入中小城市的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)大，則外資可能促使城市間收入差距的縮小。此外，外資可能會(huì)拉大城鄉(xiāng)間收入差距，外資主要流向的是城市而非農(nóng)村，即外資會(huì)增加城鎮(zhèn)居民收入，對農(nóng)民收入的影響不明顯(王海軍和李愿宏，2011）。同樣地，外資的產(chǎn)業(yè)效應(yīng)和創(chuàng)新效應(yīng)對“共同”的影響也是因地區(qū)異質(zhì)性有較多的復(fù)雜性，很難一概而論。綜上所述，外資會(huì)提升富裕度，但對共同的影響較為復(fù)雜，外資對共同富裕的影響有待實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）變量選擇

被解釋變量是富裕、共同和共同富裕指數(shù)，其他變量選擇如下：

1.核心解釋變量。外商直接投資的流量值(AFDI)用各省份當(dāng)期實(shí)際利用外商直接投資額作為本文的核心解釋變量。2017 年，商務(wù)部發(fā)布《外商投資統(tǒng)計(jì)制度（2017 年）》后，部分省份按商務(wù)部的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，變更了原有的實(shí)際利用外商直接投資口徑，不再使用“實(shí)際利用外資”這一地方口徑數(shù)據(jù)，這使得2017 年后部分省份實(shí)際利用外商直接投資額大幅下降。

2.其他解釋變量。貿(mào)易開放度（trade）用一個(gè)地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易總量占地方生產(chǎn)總量的百分比來衡量。張敏等（2022）研究指出，進(jìn)出口對共同富裕有顯著影響，且這種影響有顯著的地區(qū)異質(zhì)性。

3.控制變量。為避免實(shí)證中出現(xiàn)變量遺漏造成回歸偏誤的情況，借鑒劉興華（2021）、李振興等（2021）、王三興和朱前程（2022）、王桂虎等（2022）的實(shí)證研究，本文控制變量選擇如下：（1）城投債（ln(debt)）：用地方城投債務(wù)余額(debt)的對數(shù)形式來衡量；（2）城鎮(zhèn)化水平（urban）：用各省份城鎮(zhèn)常住人口與全省人口之比表示；（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Is）：用各省份第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)之比表示；（4）財(cái)政支出占比（FE）：用各省份地方財(cái)政支出總額占地方生產(chǎn)總值之比表示；（5）人力資本水平（HC）：用平均受教育年限表示，其具體計(jì)算公式為：平均受教育年限=（未上學(xué)人口數(shù)×0+小學(xué)人數(shù)×6+初中人數(shù)×9+高中人數(shù)×12+(大專+本科+研究生)×16）/6 歲及以上人口數(shù)。各變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)見表4。

表4 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）模型設(shè)計(jì)

1.面板回歸。依據(jù)聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果（受篇幅限制不再列示），本文采用面板固定效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型，分析外商直接投資對富裕指數(shù)、共同指數(shù)和共同富裕的影響，模型具體設(shè)定如下：

其中，prosperityit為i 省份第t 期的富裕指數(shù)，commonit為i 省份第t 期的共同指數(shù)，CPit為i 省份第t期的共同富裕指數(shù)，AFDIi,t為實(shí)際利用外商直接投資額，變量tradeit、debtit、urbanit、SIit、FEit、HCit分別表示貿(mào)易開放度、隱性債務(wù)率、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政支出占比和人力資本；α0、β0、θ0為常數(shù)，αi、βi、θi為各變量前的回歸系數(shù)，μit、εit分別表示不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)及殘差。

2.面板門檻模型。實(shí)際發(fā)展中，經(jīng)濟(jì)金融社會(huì)發(fā)展是一個(gè)系統(tǒng)性問題，外商直接投資對共同富裕等指標(biāo)的影響可能是多維度的，富裕指數(shù)、共同指數(shù)和共同富?？赡軙?huì)隨著外商直接投資發(fā)展處于不同的區(qū)間而呈現(xiàn)不同的特點(diǎn)。因而可能因發(fā)展階段不同，變量間表現(xiàn)出不同的關(guān)系，即成非線性關(guān)系。為此，本文選用Hansen(1999)的面板門檻回歸模型對變量間的非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。具體而言，本文建立的面板門檻回歸模型如（5）～（6）。

其中，1(·)代表示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)中表達(dá)式為假時(shí)，則取值為0，反之取值則為1。根據(jù)門檻變量，外商直接投資(AFDI)、貿(mào)易開放度(trade)是否大于門檻值η、λ，樣本區(qū)間可以被劃分為兩個(gè)區(qū)制，并且兩個(gè)區(qū)制分別采用斜率值τ1和τ2、δ1和δ2進(jìn)行區(qū)別。X 代表一系列的控制變量，包括:城鎮(zhèn)化水平(urban)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(SI)、財(cái)政支出占比(gov)和人力資本水平(HC)。

（三）回歸結(jié)果分析

1.面板回歸結(jié)果分析。本文首先檢驗(yàn)外商直接投資對富裕、共同和共同富裕的影響效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果見表5，模型（2）～（4）均通過了顯著性檢驗(yàn)。

表5 外商直接投資對富裕、共同和共同富裕的影響

在富裕指數(shù)模型中，外商直接投資的估計(jì)系數(shù)顯著為正，在其他條件不變的情況下，外商直接投資每增加1 萬億美元會(huì)使富裕指數(shù)上升0.219。這意味著外商直接投資有利于提高富裕水平。顯然，較高水平的外商直接投資對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展貢獻(xiàn)也更大，經(jīng)濟(jì)增長直接帶來收入和財(cái)富的提升效應(yīng)，并且有助于物質(zhì)財(cái)富的積累。

在共同指數(shù)模型中，外商直接投資的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，在其他條件不變的情況下，外商直接投資每增加1 萬億美元會(huì)使共同指數(shù)下降0.457。這說明較高水平的外商直接投資不利于共同水平的提高，外商直接投資不利于地區(qū)間的城鄉(xiāng)均衡發(fā)展。我國各地區(qū)較大差距的外商直接投資水平拉大了地區(qū)差距，強(qiáng)化了地區(qū)二元經(jīng)濟(jì)特征，加劇了內(nèi)資經(jīng)濟(jì)與外資經(jīng)濟(jì)的失衡（顏偉和劉冬榮，2010）。

在共同富裕指數(shù)模型中，外商直接投資的估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)，在其他條件不變的情況下，外商直接投資每增加1 萬億美元會(huì)使共同富裕指數(shù)下降0.553。由此可見，外商直接投資對共同富裕的負(fù)向影響超過其對共同的負(fù)面影響。

此外，較高的貿(mào)易開放度會(huì)抑制共同富裕水平的提升，這與郭衛(wèi)軍和李光勤（2023）的結(jié)論一致。在其他條件不變的情況下，貿(mào)易開放度每增加1 個(gè)單位會(huì)使富裕指數(shù)、共同和共同富裕指數(shù)下降0.127～0.180。這可能是由于中西部地區(qū)貿(mào)易開放度較低，使得東中西部地區(qū)的獲益存在較大的差距，進(jìn)而負(fù)面影響了共同富裕的發(fā)展。

2. 門檻回歸結(jié)果分析。借鑒Hansen（1999）“自助法”(bootstrap)，操作使用統(tǒng)計(jì)軟件State17.0，通過反復(fù)抽樣1000 次得出檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的P 值，以具體判斷外商直接投資對共同富裕的影響是否存在顯著門檻效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。當(dāng)被解釋變量為富裕指數(shù)時(shí)，外商直接投資（FDI）未通過門檻檢驗(yàn)，P 值為0.865；當(dāng)被解釋變量為富裕指數(shù)和共同指數(shù)時(shí)，門檻回歸的F 統(tǒng)計(jì)量至少在10%的水平下顯著，即P 值均小于0.1，因此模型中存在1個(gè)門檻值，門檻值共同指數(shù)0.0152 和共同富裕指數(shù)0.0003均在95%的置信區(qū)間下顯著。

表6 外商直接投資的單門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

相對應(yīng)地，根據(jù)門檻模型原理，門檻估計(jì)值是似然比統(tǒng)計(jì)量LR 趨近于0 時(shí)對應(yīng)的η 和λ 值，圖2 為共同指數(shù)單門檻估計(jì)值0.015 在95%置信區(qū)間下的似然比函數(shù)圖，圖3 則為共同富裕指數(shù)單門檻估計(jì)值0.0003 的似然比函數(shù)圖（FDI 未通過富裕指數(shù)的門檻檢驗(yàn)，無門檻估計(jì)結(jié)果的似然比函數(shù)圖）。其中，LR 統(tǒng)計(jì)量最低點(diǎn)為對應(yīng)的真實(shí)門檻值，虛線表示的臨界值為7.350，由于臨界值7.350 明顯大于門檻值，由此可以認(rèn)為上述門檻值是真實(shí)有效的。具體面板門檻回歸結(jié)果見表7。

圖2 共同指數(shù)單門檻估計(jì)結(jié)果

圖3 共同富裕指數(shù)單門檻估計(jì)結(jié)果

表7 外商直接投資的面板門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

共同指數(shù)方面，當(dāng)外商直接投資流入量較小時(shí)（外商直接投資小于等于152 億美元），其對共同指數(shù)的影響系數(shù)為-2.437；當(dāng)外商直接投資流入量增加、規(guī)模大于152 億美元時(shí)，其回歸系數(shù)為-0.475，且上述結(jié)果至少在1%的水平下顯著。由此可知，對于共同指數(shù)，外商直接投資的不利影響會(huì)隨著外商直接投資的增加而逐漸下降，當(dāng)越過門檻值、外資流入超過152 億美元時(shí)，其對共同富裕的負(fù)面影響會(huì)削弱。這很可能是由于早期外資流入以低附加值、低技術(shù)的輕工業(yè)為主，主要是為了流向地的資源、低成本勞動(dòng)力和市場等。隨著外資流入規(guī)模的持續(xù)增加，外資流向的產(chǎn)業(yè)逐步向高附加值、高技術(shù)密集的高端制造業(yè)轉(zhuǎn)移，不僅會(huì)提升勞動(dòng)者的技術(shù)水平，還會(huì)提升其勞動(dòng)報(bào)酬，這都有助于收入財(cái)富“共同”的推進(jìn)。

共同富裕指數(shù)方面，隨著外商直接投資流入的增加，外商直接投資對共同富裕的影響同樣被削弱。具體而言，當(dāng)外商直接投資流入量較小、規(guī)模小于或等于3 億美元時(shí)，其對共同富裕指數(shù)的影響系數(shù)為-363.800；當(dāng)外商直接投資流入規(guī)模大于3 億美元時(shí)，其回歸系數(shù)為-0.563，且上述結(jié)果至少在5%的水平下顯著。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)發(fā)展、外資引入和共同富裕的過程，往往伴隨著貿(mào)易開放，即外資流入規(guī)模與貿(mào)易開放程度有較高的相關(guān)性。前文面板回歸顯示貿(mào)易開放度對共同富裕的影響方向與外資對共同富裕的影響方向一致，且均顯著，這已經(jīng)在一定程度上說明了本文面板回歸的穩(wěn)健性。本文用變量替換法，以貿(mào)易開放為替換變量，進(jìn)行門檻回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示①受篇幅限制，檢驗(yàn)結(jié)果不再詳細(xì)列示。，當(dāng)貿(mào)易開放度為門檻變量時(shí)，富裕指數(shù)模型中存在兩個(gè)門檻值，共同富裕模型中存在1 個(gè)門檻值，具體回歸結(jié)果見表8?；貧w結(jié)果的顯著性及門檻值的存在驗(yàn)證了本文實(shí)證檢驗(yàn)的穩(wěn)健性。

表8 貿(mào)易開放度的面板門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

五、政策建議

（一）強(qiáng)化對外商直接投資的引導(dǎo)

建立健全監(jiān)管體系，確保外商直接投資符合國家的發(fā)展規(guī)劃和政策目標(biāo)。事前，完善投資項(xiàng)目的審批和評(píng)估，對投資者的資質(zhì)和行為進(jìn)行監(jiān)督；事后，加強(qiáng)對投資項(xiàng)目的跟蹤和評(píng)估，以減少其對共同富裕的負(fù)面影響。鼓勵(lì)外商直接投資企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，通過投資社會(huì)公益項(xiàng)目、支持當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)發(fā)展、增加就業(yè)機(jī)會(huì)等方式回饋社會(huì)，從而促進(jìn)外商直接投資對富裕的正向轉(zhuǎn)化，推動(dòng)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展。

（二）促進(jìn)貿(mào)易開放與共同富裕良性互動(dòng)

持續(xù)推進(jìn)包容性貿(mào)易政策，通過支持本地產(chǎn)業(yè)的升級(jí)和創(chuàng)新，采取財(cái)政支持、技術(shù)支持、市場準(zhǔn)入便利等措施，鼓勵(lì)本地企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量和附加值，以適應(yīng)國際市場競爭。加強(qiáng)教育和培訓(xùn)體系建設(shè)，提供適應(yīng)性培訓(xùn)和再培訓(xùn)機(jī)會(huì)，以提高勞動(dòng)者的技能水平和就業(yè)能力，減輕貿(mào)易開放對本地勞動(dòng)力市場的不利影響。采取適當(dāng)?shù)恼{(diào)整和支持措施，確保貿(mào)易開放與社會(huì)公平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)相一致，實(shí)現(xiàn)貿(mào)易開放與共同富裕的良性互動(dòng)。