新發(fā)展格局下擴大城市消費需求能否促進FDI流入？

彭繼增 彭桃強 凌嬌嬌

[摘 要：文章基于2011—2020年長三角地區(qū)41個城市面板數(shù)據(jù)，運用雙向固定模型實證分析消費需求提升對FDI流入的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：消費需求提升對FDI流入具有顯著的正效應(yīng)，但該正效應(yīng)在經(jīng)濟發(fā)展水平較高城市、長三角城市群城市、生產(chǎn)型城市以及高水平消費需求城市中更為顯著，且消費需求提升有助于促進更高質(zhì)量的FDI流入；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和信貸規(guī)模擴大在消費需求提升與FDI流入之間存在部分中介效應(yīng)；消費需求與FDI具有顯著的空間集聚特征，消費需求提升能夠促進本市及相鄰城市FDI流入。本研究對加快構(gòu)建新發(fā)展格局、推進高水平對外開放具有重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：新發(fā)展格局；消費需求；FDI；空間集聚；高水平對外開放

中圖分類號：F724；F832.6 ? ?文獻標識碼：A文章編號：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

近年來，世界經(jīng)濟和政治形勢發(fā)生深刻變化，全球產(chǎn)業(yè)鏈和供應(yīng)鏈加速調(diào)整，為保障國家經(jīng)濟的安全穩(wěn)定，我國經(jīng)濟逐漸轉(zhuǎn)向以內(nèi)需為主的發(fā)展態(tài)勢。2022年，黨的二十大報告指出，要“加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”“著力擴大內(nèi)需，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用和投資對優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵作用”。可見，新發(fā)展格局對國內(nèi)循環(huán)提出更高要求，而作為國內(nèi)大循環(huán)的戰(zhàn)略基點，消費需求直接關(guān)聯(lián)國內(nèi)大循環(huán)，是暢通雙循環(huán)的關(guān)鍵力量。事實上，自2008年金融危機以來，國外市場的萎靡不振使中國出口導(dǎo)向型經(jīng)濟發(fā)展模式弊端顯現(xiàn)，以外促內(nèi)的局面不再具有可持續(xù)性［1］。一方面，各國之間經(jīng)濟發(fā)展分化加劇，導(dǎo)致外部需求下降并變得不穩(wěn)定、不可靠；另一方面，中國經(jīng)濟體量已經(jīng)發(fā)展到世界第二位，再靠外需拉動難以為繼［2］。因此，擴大國內(nèi)市場規(guī)模、提高國內(nèi)需求水平將成為穩(wěn)定中國經(jīng)濟發(fā)展的重要基石［3］。

2021年，“十四五”規(guī)劃綱要提出，要“堅持實施更大范圍、更寬領(lǐng)域、更深層次對外開放”，“穩(wěn)外資”增長成為黨中央“六穩(wěn)”工作的重點之一。聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議（UNCTAD）公布的《2022年世界投資報告》顯示，2021年全球外國直接投資額達1.58萬億美元，同比增長64.3%，2021年我國利用外商直接投資額約為全球外資流量的11.4%，達1 809.6億美元，同比增長21.2%，是全球第二大外國直接投資流入國。然而，由于全球經(jīng)濟形勢不確定性的加劇和國內(nèi)要素成本壓力的不斷上升，國際引資競爭變得更加激烈，我國在推進高水平對外開放過程中，勢必會面臨著“外資是否會逃離中國”和“引進來的外資質(zhì)量不高”的挑戰(zhàn)。我國如何穩(wěn)定FDI，尤其是高質(zhì)量的FDI，實現(xiàn)由被動參與國際循環(huán)向主動引領(lǐng)國際循環(huán)的地位轉(zhuǎn)換是落實“推進高水平對外開放”工作部署亟須解決的現(xiàn)實問題。

長三角地區(qū)作為我國經(jīng)濟最活躍的區(qū)域之一，2021年，社會消費品零售總額為11.1萬億元，占全國社會消費品零售總額的25.3%；利用外商直接投資金額為890.40億美元，約占全國外商直接投資總額的49.2%，是我國最大的消費需求和外資流入?yún)^(qū)域之一，在“促消費”和“穩(wěn)外資”工作中具有舉足輕重的戰(zhàn)略地位。那么，積極發(fā)揮長三角地區(qū)超大規(guī)模市場優(yōu)勢并激發(fā)其消費潛能，是否能夠成為長三角地區(qū)擴大對外開放、FDI量增質(zhì)升的新力量？這是當下培育國內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動力、推進高水平對外開放需要研究的重要問題。本文以長三角地區(qū)41個城市為例，探究城市消費需求提升能否促進FDI流入？如能促進，其具體的作用機制是什么？對不同地區(qū)，促進效果是否存在差異？城市與城市之間是否存在空間溢出效應(yīng)？探究結(jié)果以期為地方政府制定相關(guān)政策提供一定的決策參考。

二、文獻綜述

開放經(jīng)濟背景下，F(xiàn)DI是東道國參與全球分工的重要方式之一，其區(qū)位選擇對東道國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)進步、經(jīng)濟增長等方面具有積極作用。有關(guān)FDI區(qū)位選擇的研究起始于20世紀80年代，Dunning（1981）［4］基于OLI折衷理論，從市場發(fā)展?jié)摿?、生產(chǎn)成本以及制度環(huán)境等方面闡釋東道國的區(qū)位優(yōu)勢對FDI流入的影響。此后，相關(guān)研究成果不斷豐富，本文梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI區(qū)位選擇考慮的核心因素主要聚焦于東道國的“硬環(huán)境”和“軟環(huán)境”?！坝箔h(huán)境”主要包括東道國的要素成本［5］、基礎(chǔ)設(shè)施［6］、市場規(guī)模［7］、集聚水平［8］等，這些因素的變動會對FDI流入產(chǎn)生影響；“軟環(huán)境”主要考察的是東道國的營商環(huán)境對FDI流入的影響，具體包括地區(qū)優(yōu)惠政策［9］、外資準入條件［10］、市場化程度［11］、審批部門工作效率［12］等。

消費需求作為擴大內(nèi)需的重要組成部分，一直是學(xué)者們關(guān)注的焦點，現(xiàn)有文獻針對消費需求的研究主要分為兩類：一是探討消費需求上升的影響因素。微觀方面，他人的消費行為［13］、個人消費能力和消費意愿［14］、儲蓄［15］、教育［16］等因素都會影響市場消費需求；宏觀方面，城鎮(zhèn)化可以通過增加市場消費群體，提高市場消費能力，從而擴大市場消費需求［17］。但倪超軍（2014）［18］發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)化與消費需求之間呈“U”型結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)化只有在一定的經(jīng)濟社會條件下才能起到擴大消費需求的作用。此外，積極的財政政策，如減稅和提高政府支出，可以提高居民收入水平和擴大企業(yè)利潤進而拉動消費需求增長［19］。二是探討消費需求上升的政策建議。在數(shù)字經(jīng)濟時代，消費形式、消費內(nèi)容更趨多元化發(fā)展，推動數(shù)字經(jīng)濟賦能消費需求來釋放消費需求潛力是促進我國消費市場發(fā)展的有效方法［20］。馬玥（2021）［21］指出，推動數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟深度融合，加快生產(chǎn)和消費各環(huán)節(jié)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)生產(chǎn)端與消費端、企業(yè)端與政府端等多方位連接，可以推動我國消費市場健康有序發(fā)展。

綜合以上研究，可以看出，現(xiàn)有研究主要基于FDI區(qū)位選擇或擴大內(nèi)需某一方面的研究，而FDI作為聯(lián)通國際循環(huán)的關(guān)鍵節(jié)點，擴大內(nèi)需作為暢通國內(nèi)循環(huán)的戰(zhàn)略基點，鮮有學(xué)者將兩者結(jié)合起來，研究消費需求提升對FDI流入的經(jīng)濟效應(yīng)。本文可能的邊際貢獻在于：①在新發(fā)展格局的背景下，從需求角度去探索消費需求提升對FDI流入的作用效果，開拓了新的視角。②從直接和間接兩個維度，理論分析消費需求影響FDI的直接作用機理和實證檢驗消費需求影響FDI的間接傳導(dǎo)路徑，豐富了現(xiàn)有消費需求提升的經(jīng)濟效應(yīng)和FDI區(qū)位選擇的相關(guān)內(nèi)容。③從經(jīng)濟發(fā)展差異、城市群差異、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異、消費需求差異和FDI質(zhì)量差異等角度分析消費需求提升對FDI流入的影響，為不同城市制定更有效的相關(guān)政策提供參考。④將空間關(guān)聯(lián)引入消費需求提升和FDI流入的分析中，從不同區(qū)域相互影響的角度探究消費需求提升對FDI流入的空間效應(yīng)，能夠克服因?qū)⑺袠颖咀鳛楠毩€體所造成的“偏誤”。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）消費需求提升對FDI流入的影響

一方面，新經(jīng)濟地理學(xué)強調(diào)，在資源稟賦條件一定的狀況下，當一個地區(qū)具有較大的需求規(guī)模時，需求規(guī)模提升所引起的規(guī)模經(jīng)濟、網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟效應(yīng)可降低企業(yè)生產(chǎn)的可變成本。為了實現(xiàn)利潤的最大化，企業(yè)會選擇在需求規(guī)模較大的地區(qū)進行生產(chǎn)［22］。而在新發(fā)展格局戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，我國未來經(jīng)濟發(fā)展的主要方向?qū)⑹菙U大內(nèi)部需求、建立規(guī)則統(tǒng)一的全國大市場，強大的國內(nèi)需求，尤其是擁有良好成長性和巨大創(chuàng)新性的消費需求，將大大提高我國國內(nèi)市場對全球企業(yè)的吸引力［23］。消費需求提升促使原有企業(yè)內(nèi)部分工轉(zhuǎn)化為企業(yè)間市場分工，使產(chǎn)業(yè)鏈中的企業(yè)聯(lián)系更加市場化、規(guī)?；?，推動產(chǎn)品市場需求導(dǎo)向走向透明，從而降低外資企業(yè)的生產(chǎn)成本。同時，市場規(guī)模擴張向外界釋放市場需求旺盛的良好信號，這在一定程度上有利于消除外資企業(yè)的風(fēng)險顧慮，降低外資企業(yè)的避險情緒，增強其投資的信心，為外資企業(yè)進入全球最具成長性和最具潛力的市場提供了更大的機遇。另一方面，相比本地企業(yè)，外資企業(yè)需要應(yīng)對跨區(qū)域的制度、文化、距離等方面的差異，導(dǎo)致外資企業(yè)在經(jīng)營過程中往往伴隨著較高的不確定性成本。消費需求提升的地區(qū)能夠為外資企業(yè)提供有效需求，確保外資企業(yè)有足夠多的消費主體，短時間內(nèi)外資企業(yè)不會面臨“產(chǎn)脫銷”困境，從而產(chǎn)生市場激勵，驅(qū)動分工網(wǎng)絡(luò)中的本土要素與外部要素匯聚，促進市場結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而降低外資企業(yè)的投資風(fēng)險［24］。同時，需求擴量引致的要素集聚有利于降低外資企業(yè)地理空間上要素流動等運輸成本，加快外資企業(yè)與本地企業(yè)的信息交流、要素融合，促使外資企業(yè)能夠進一步了解東道國的市場和社會需求情況，并借助于自身技術(shù)、管理經(jīng)驗等方面的優(yōu)勢高效精準地找到合作伙伴，從而嵌入東道國企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的社會網(wǎng)絡(luò)。

綜上所述，消費需求提升引致的市場規(guī)模擴張、結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及生產(chǎn)成本的降低和要素集聚的加快均有利于吸引FDI流入。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

H1：消費需求提升能夠顯著促進FDI流入。

（二）消費需求提升對FDI流入的影響機制

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級角度來看，企業(yè)生產(chǎn)的最終目的是滿足居民的消費需求，隨著居民消費需求的變動，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也會發(fā)生相應(yīng)變動。消費需求提升會使不同產(chǎn)業(yè)間的生產(chǎn)要素進行重新配置，生產(chǎn)要素從低端產(chǎn)業(yè)流向中高端產(chǎn)業(yè)，高技術(shù)、高質(zhì)量產(chǎn)品需求量大幅上升，企業(yè)為獲取更大的利潤而大量進入這些相關(guān)產(chǎn)業(yè)，使這些產(chǎn)業(yè)的資源配置效率提升，生產(chǎn)結(jié)構(gòu)不斷完善，產(chǎn)品生產(chǎn)成本降低，產(chǎn)業(yè)的技術(shù)和生產(chǎn)率快速增長［25］。因此，在成本下降和效率提升雙重因素驅(qū)動下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理化和高級化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實現(xiàn)優(yōu)化升級。完備的產(chǎn)業(yè)體系和高水平的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，能夠緩解外資企業(yè)在東道國生產(chǎn)過程中面臨的斷鏈風(fēng)險，提升要素的供應(yīng)能力和服務(wù)能力，降低外資企業(yè)的生產(chǎn)成本，從而吸引外商直接投資流入［26］。

從信貸規(guī)模擴大角度來看，隨著數(shù)字經(jīng)濟的興起，數(shù)字平臺提高了居民消費需求滿足的效率，居民的消費需求由傳統(tǒng)線下交易轉(zhuǎn)為線上交易，線上交易的簡單快捷進一步刺激居民的消費欲望。為了滿足提升的消費需求，消費主體的貨幣需求量急劇上升，金融機構(gòu)為了實現(xiàn)供需平衡，會擴大其信貸規(guī)模，增加貨幣供給。而貨幣供給增加會促使社會總需求擴張，企業(yè)面臨的商品需求和投資機會增加，從而促使企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模和增加資金需求。然而，企業(yè)獲取信貸資金需要提供相應(yīng)的資產(chǎn)抵押，并以企業(yè)的抵押品和授信額度為上限約束，市場中大部分企業(yè)為民營企業(yè)，該類企業(yè)相比于國有企業(yè)面臨更大的融資約束，即便是處于信貸環(huán)境寬松期間，這些企業(yè)也難以獲得合意的銀行信貸資源，此時，該類企業(yè)會主動尋求與外國投資者合作，利用外資彌補資金需求增加與可得信貸規(guī)模之間的資金缺口來緩解資金問題［27］，從而有助于吸引FDI流入。綜上所述，本文提出假設(shè)2和假設(shè)3。

H2：消費需求提升會通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進而吸引FDI流入。

H3：消費需求提升會通過改善金融環(huán)境，提高銀行信貸規(guī)模進而吸引FDI流入。

（三）消費需求提升對FDI流入的空間溢出效應(yīng)

重疊需求理論指出，一個地區(qū)會依據(jù)本地消費者偏好及市場中存在的問題而不斷改進、創(chuàng)新，先滿足本地需求，進而擴大本地生產(chǎn)規(guī)模，并在本地市場趨于飽和后，再將需求轉(zhuǎn)移至相鄰地區(qū)或需求結(jié)構(gòu)相似的地區(qū)［28］。消費作為社會生產(chǎn)活動的最終環(huán)節(jié)，居民對產(chǎn)品品質(zhì)、結(jié)構(gòu)和數(shù)量上的消費需求會傳遞到生產(chǎn)領(lǐng)域，表現(xiàn)為多部門分工參與、多種中間投入的生產(chǎn)過程，使得消費需求存在空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。同時，由于我國資源、技術(shù)、人才分布不均，導(dǎo)致我國各個區(qū)域發(fā)展不平衡，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)因其資源、人才、技術(shù)和基礎(chǔ)配套設(shè)施等的比較優(yōu)勢，能夠吸引更多外資企業(yè)投資，導(dǎo)致FDI流入也呈現(xiàn)較強的空間交互性，如后續(xù)進入的外資企業(yè)為了規(guī)避風(fēng)險、降低學(xué)習(xí)成本，在區(qū)位的選擇上通常會追隨率先進入的外資企業(yè)，或者選擇地理距離較近或生產(chǎn)結(jié)構(gòu)相似的地區(qū)進行投資［29］。

此外，“需求引致創(chuàng)新”理論指出，需求擴大會為企業(yè)生產(chǎn)和創(chuàng)新活動提供有效需求，促進企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)要素投入，產(chǎn)生研發(fā)創(chuàng)新行為，驅(qū)動分工網(wǎng)絡(luò)中的本地企業(yè)與外部企業(yè)匯聚［30］，本地區(qū)消費需求規(guī)模擴大所引致的技術(shù)外溢效應(yīng)會傳遞給相鄰地區(qū)，使相鄰地區(qū)的外資企業(yè)投資增加。同時，外資企業(yè)具有“趨優(yōu)”機制，當本地區(qū)消費需求水平、消費主體流動力度得到顯著提升時，會導(dǎo)致一部分消費群體承擔(dān)不起消費而流失至相鄰地區(qū)，且本地區(qū)消費水平的提升會激勵相鄰地區(qū)的消費水平與本地區(qū)趨同，給相鄰地區(qū)的外資企業(yè)傳遞“利好”信號，進而引致外資企業(yè)投資增加。因此，在技術(shù)外溢效應(yīng)和示范效應(yīng)的雙重驅(qū)動作用下，消費需求提升可能對相鄰地區(qū)的FDI流入產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。因此，本文提出假設(shè)4和假設(shè)5。

H4：消費需求與FDI存在空間相關(guān)性，空間集聚特征顯著。

H5：消費需求提升不僅能促進本市FDI流入，還對相鄰城市的FDI流入產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)。

四、研究設(shè)計

（一）計量模型構(gòu)建

1. 基準回歸模型

為考察城市消費需求提升與FDI流入之間的關(guān)系，本文采用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型，具體模型設(shè)定如下：

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

其中：i表示城市個體；t表示年份；ln fdiit表示城市i在t年吸引外商直接投資額；ln cpit表示城市i在t年的消費需求水平；Zit表示城市層面影響外商直接投資的一系列控制變量；β0為常數(shù)項；αi為個體固定效應(yīng)；θt為年份固定效應(yīng)；εit為隨機誤差項。

2. 機制檢驗?zāi)Ｐ?/p>

基于前文的理論分析，本文認為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、信貸規(guī)模擴大可能是城市消費需求提升促進FDI流入的作用路徑。據(jù)此，為探討城市消費需求提升對促進FDI流入的間接作用，本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、信貸規(guī)模擴大兩個方面分析城市消費需求提升對促進FDI流入的作用機制，并納入相應(yīng)的中介變量，構(gòu)建以下中介效應(yīng)模型進行實證檢驗：

[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為中介變量。insit為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，參考孫偉增等（2022）［31］的做法，選用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)index=[∑3i=1][i×qi]來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，其中，qi代表第i產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，index越大表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高。ln loit為信貸規(guī)模水平，借鑒施建淮和楊雨晴（2022）［32］的做法，選用取對數(shù)的地區(qū)金融機構(gòu)人民幣貸款余額進行衡量。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）［33］提出的中介效應(yīng)檢驗流程，當系數(shù)b1顯著時，若系數(shù)c1和d2都顯著，說明存在中介效應(yīng)，此時，當d1不顯著時，則存在完全中介效應(yīng)；當d1顯著時，如果c1d2與d1同號，則存在部分中介效應(yīng)。

3. 空間計量模型

與普通面板回歸模型相比，空間面板計量模型考慮不同空間的交互作用，能夠進一步明晰城市消費需求提升對FDI流入的影響。因此，為探究我國長三角地區(qū)城市消費需求提升促進FDI流入的空間溢出效應(yīng)，本文在基準回歸模型的基礎(chǔ)上加入空間權(quán)重矩陣構(gòu)建空間杜賓模型（SDM），如下：

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

其中：[Wij]表示空間權(quán)重矩陣；ρ表示空間自回歸系數(shù)；[φ1]表示[lncp]it空間滯后項系數(shù)；[μj]表示Zit空間滯后項系數(shù)；[φ2]表示[lncp]it系數(shù)；[λj]表示Zit系數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文以長三角地區(qū)1個直轄市和40個地級市共41個城市作為研究樣本，使用的數(shù)據(jù)為2011—2020年長三角地區(qū)城市的面板數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、長三角地區(qū)各省市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報以及國家統(tǒng)計局、長三角地區(qū)各省市統(tǒng)計局和政府官方網(wǎng)站，部分缺失值均通過線性插值進行補齊（1）。

（三）變量選取

本文的被解釋變量為外商直接投資（ln fdi），用對數(shù)化的實際利用外商直接投資額表示，考慮不同時期匯率存在差異，故本文按照當年平均匯率把外商直接投資額折算為人民幣。核心解釋變量為消費需求水平（ln cp），用對數(shù)化的城市社會消費品零售額表示。為盡可能降低因遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題，更加準確地衡量城市消費需求提升對FDI流入的影響，本文借鑒相關(guān)學(xué)者的做法，選取以下變量作為控制變量（Zit）：交通運輸能力（ln rfq），用取對數(shù)的城市公路貨運量表示；對外開放程度（ln IMex），用取對數(shù)的城市進出口總額表示；人力資本進步（Hedur），用城市在校大學(xué)生人數(shù)增長率表示；經(jīng)濟發(fā)展活力（aGDPr），用城市人均GDP增長率表示；社會儲蓄率（sd），用金融機構(gòu)住戶本外幣存款余額占金融機構(gòu)本外幣存款總額的比重表示。

（四）變量描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1所列。其中，外商直接投資（ln fdi）的平均值和中位數(shù)較為接近，但最大值為7.175，最小值為1.114，反映城市間吸引外商直接投資差異較大；消費需求水平（ln cp）的平均值為6.940，標準差為0.982，表明城市間消費需求水平也并不均衡。

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸分析

表2報告了城市消費需求提升影響FDI流入的基準回歸結(jié)果。從表2列（1）估計結(jié)果可以看出，解釋變量城市消費需求提升對FDI流入的回歸系數(shù)顯著為正，說明城市消費需求提升對FDI流入具有顯著的正效應(yīng)。這是由于，居民對生產(chǎn)生活各方面消費需求的攀升不僅會強化城市交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，降低外資企業(yè)的生產(chǎn)運輸成本，從而直接吸引FDI，還會引發(fā)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、管理模式和金融環(huán)境的不斷優(yōu)化，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、市場化管理、金融體系深化等，緩解和降低外資企業(yè)進入市場的約束與門檻，促進FDI的長期流入。在逐步加入模型設(shè)定的一系列控制變量后，城市消費需求提升對FDI流入的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，在控制城市個體固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)和其他影響因素的基礎(chǔ)上，擴大城市消費需求能夠顯著促進FDI流入，驗證了H1。

從控制變量的估計結(jié)果來看，交通運輸能力、對外開放程度、經(jīng)濟發(fā)展活力、社會儲蓄率對FDI流入均存在顯著的促進作用，表明這些因素對FDI流入具有重要影響。人力資本進步對FDI流入具有負效應(yīng)但不顯著，這可能是因為，人力資本進步過快導(dǎo)致勞動力薪酬期望提升，使勞動力成本上升，進而抑制了FDI流入。

考慮基準回歸模型可能存在遺漏變量，以及城市消費需求提升與FDI流入之間可能存在雙向因果關(guān)系而導(dǎo)致回歸模型具有一定的內(nèi)生性。為了緩解模型內(nèi)生性問題對回歸結(jié)果帶來的影響，本文分別對解釋變量滯后一期處理、解釋變量和控制變量都滯后一期處理，并進行回歸分析。同時，本文借鑒王霞等（2021）［34］的相關(guān)做法，選用人口性別比（sexr）作為工具變量，運用工具變量法兩階段最小二乘法（2SLS）嘗試削弱其帶來的影響。

表3列（1）和列（2）為滯后一期回歸結(jié)果，其解釋變量系數(shù)均顯著為正，即擴大城市消費需求能夠顯著促進FDI流入，與原結(jié)果一致。對工具變量的選取，考慮因素如下：我國社會在儒家文化的長期浸潤下，家庭對男性和女性的教育方式、教育觀念存在差異，“重男輕女”“男主外女主內(nèi)”“養(yǎng)兒防老”等觀念普遍存在，家庭會增加男性人力資本投入以提高家庭保障能力，人力資本投入的性別差異會造成勞動力市場的收入性別差異，女性的收入彈性小于男性。同時，女性還被家庭觀念所束縛，穩(wěn)定成為她們擇業(yè)的優(yōu)先標準，這些差異將進一步加大男女收入差距，收入的高低一定程度上決定了消費的高低，使得男性和女性消費觀念和消費能力不同，最終導(dǎo)致地區(qū)消費需求水平不同。此外，家庭的消費支出大多通過男性支出來表現(xiàn)，有些商品和服務(wù)即使最終使用者是女性，但實際卻是由男性買單，且對于男孩較多的家庭而言，他們可能會減少儲蓄以維持消費欲望，而女孩較多的家庭會減少消費以保證有足夠的儲蓄來養(yǎng)老。人口性別比可能影響地區(qū)消費需求，但外資企業(yè)的投資決策不會直接影響人口性別比，同時，人口性別比本身也不直接影響外資企業(yè)的投資決策。因此，人口性別比是一個合適的工具變量。表3列（3）和列（4）報告了工具變量的檢驗結(jié)果。其中，第一階段回歸中sexr的系數(shù)顯著為正，表明工具變量與消費需求之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期相符，且在第一階段回歸中，F(xiàn)統(tǒng)計量顯著大于經(jīng)驗值10，說明不存在弱工具變量問題；在第二階段回歸中，本文采用2SLS進行估計檢驗，得到的解釋變量系數(shù)顯著為正，說明在考慮可能存在的內(nèi)生性問題之后，消費需求提升對FDI流入依然存在顯著的正向作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換被解釋變量

考慮外資企業(yè)在規(guī)劃投資時，會更加注重地區(qū)交通、貿(mào)易、金融、市場等方面的便利性，故城鎮(zhèn)地區(qū)將成為其投資的主陣地。本文采用取對數(shù)的市轄區(qū)外商直接投資額（ln cfdi）來衡量城市FDI流入，替代原被解釋變量進行模型估計，表4列（1）顯示其估計結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本一致。

2. 替換解釋變量

本文采用取對數(shù)的人均社會消費品零售總額（ln acp）來替代原有的解釋變量（ln cp）進行模型估計，其估計結(jié)果見表4列（2）所列，ln acp的系數(shù)在1%水平上顯著為正，與基準回歸結(jié)果一致，且其他系數(shù)估計結(jié)果也與之前的結(jié)論保持一致，沒有實質(zhì)性變化。

3. 增加控制變量

為進一步控制遺漏變量問題，本文在原有基準模型的基礎(chǔ)上，加入金融效率（fef）、勞動力成本（ln cpcdi）、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（ln rl）、政府支出強度（gpp）4個控制變量。其中，金融效率用金融機構(gòu)貸款余額與存款余額之比表示；勞動力成本用取對數(shù)的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示；基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)用取對數(shù)的城市公路里程表示；政府支出強度用一般公共預(yù)算支出占城市GDP的比重表示。表4列（3）檢驗結(jié)果顯示，消費需求水平的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，與原模型結(jié)果保持一致，證明了原結(jié)論的穩(wěn)健性。

4. 選擇子樣本回歸

考慮直轄市和省會城市在政治、經(jīng)濟、政策和資源稟賦等方面的獨特優(yōu)勢，其消費需求水平會高于一般城市。因此，剔除直轄市和省會城市樣本，用一般城市樣本進行回歸來緩解異常值對模型的影響。結(jié)果表明，核心解釋變量系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，且表4列（4）中其他系數(shù)的回歸結(jié)果也與表1基準回歸結(jié)果一致。這說明，在排除直轄市和省會城市的影響后，結(jié)論依舊穩(wěn)健。

（三）異質(zhì)性檢驗

1. 經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性

事實上，相較于經(jīng)濟發(fā)展水平較低的城市，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市在要素稟賦、營商環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施等方面具有更大的優(yōu)勢，其消費需求提升對FDI流入的作用效果可能更為明顯。為驗證該猜想，本文將所有樣本按照經(jīng)濟發(fā)展水平高低分為兩組，其分組依據(jù)為各個年份城市層面GDP的中位數(shù)。表5列（1）和列（2）顯示了城市經(jīng)濟發(fā)展水平分組回歸的結(jié)果，其中，列（1）解釋變量的估計系數(shù)顯著為正，該結(jié)果說明，在經(jīng)濟發(fā)展水平高的城市中消費需求提升對FDI流入具有更大的促進作用。

2. 長三角城市群異質(zhì)性

理論上說，長三角城市群中的城市相比于非長三角城市群中的城市，在資源、政策、信息、貿(mào)易等方面存在更多的合作，且長三角城市群中的直轄市、省會城市和副省會城市等發(fā)達城市對長三角城市群內(nèi)部城市具有更強的輻射效應(yīng)，導(dǎo)致消費需求提升對FDI流入的促進作用可能在長三角城市群中的城市表現(xiàn)得更加明顯。因此，本文將樣本分為長三角城市群城市和非長三角城市群城市（2），表5列（3）和列（4）顯示了分組回歸的結(jié)果，可以看出，列（3）解釋變量的估計系數(shù)和顯著性均高于列（4），這說明，長三角城市群城市的消費需求提升對FDI流入的促進作用更為顯著。

3. 城市類型異質(zhì)性

基于前文的機制分析，消費需求提升可以通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進而促進FDI流入。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高的城市，由于自身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比較完善，其消費需求提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平提升的帶動作用較小，導(dǎo)致消費需求提升通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一路徑作用于FDI流入的效果可能更小。本文借鑒朱潔西和李俊江（2023）［35］的做法，按照城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的高低將城市分為服務(wù)型城市和生產(chǎn)型城市，界定的標準為不同年份、不同城市第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值，比值小于1的為生產(chǎn)型城市，反之則為服務(wù)型城市。表5列（5）和列（6）顯示了不同類型城市分組回歸的結(jié)果，其中，列（6）解釋變量的估計系數(shù)顯著為正，說明在生產(chǎn)型城市中消費需求提升對FDI流入具有更大的促進作用。

4. 消費需求水平異質(zhì)性

城市消費需求水平不同，則城市消費需求群體的數(shù)量和質(zhì)量也存在差異，對外資企業(yè)投資可能會產(chǎn)生影響。故本文依據(jù)消費需求水平高低將所有樣本分為高水平消費需求城市和低水平消費需求城市，分組依據(jù)為各城市社會消費品零售總額的中位數(shù)。表5列（7）和列（8）顯示了分組回歸的結(jié)果，可以看出，列（7）系數(shù)顯著為正，這表明，高水平消費需求城市更有利于吸引FDI流入?？赡艿脑蚴牵咚较M需求城市具有更多的消費主體，消費活力和消費市場更加旺盛，能夠降低外資企業(yè)銷售、運輸?shù)瘸杀?，為外資企業(yè)創(chuàng)造更多的安全盈利機遇，進而使得外資企業(yè)更愿意投資該城市。

5. FDI質(zhì)量異質(zhì)性

隨著我國居民生活水平的不斷提升，居民越發(fā)追求產(chǎn)品的供給質(zhì)量，消費需求提升對外資企業(yè)投資的質(zhì)量也可能會產(chǎn)生異質(zhì)性影響。因此，本文參考張秀峰等（2023）的相關(guān)做法［36］，將FDI分為高質(zhì)量FDI和低質(zhì)量FDI，其FDI質(zhì)量計算公式為FDIq=（FDIit/FDIt）/（GDPit/GDPt），分組依據(jù)為FDI質(zhì)量的中位數(shù)?；貧w結(jié)果見表5所列，列（9）核心解釋變量的估計系數(shù)比列（10）更為顯著，表明消費需求提升能夠吸引更高質(zhì)量的FDI流入。可能的原因在于，消費需求提升引起消費產(chǎn)品多樣化，市場競爭進一步加劇，新增的消費需求對消費產(chǎn)品提出了更高的要求，而高質(zhì)量外資企業(yè)憑借先進的技術(shù)和高質(zhì)量的產(chǎn)品能夠迅速獲取新增的消費需求，搶占市場份額，從而獲得該市場的主導(dǎo)地位，贏取更大利潤，故消費需求提升的城市能夠吸引更高質(zhì)量的外資企業(yè)投資。

（四）中介效應(yīng)分析

表6報告了中介效應(yīng)模型的估計結(jié)果，其中，列（1）—列（3）為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中介效應(yīng)的估計結(jié)果，列（4）—列（6）為信貸規(guī)模擴大中介效應(yīng)的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，列（2）和列（5）解釋變量對中介變量的系數(shù)均顯著為正，說明消費需求提升優(yōu)化了城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和擴大了銀行的信貸規(guī)模。列（3）和列（6）解釋變量與中介變量的系數(shù)均在5%及以上水平上顯著，但列（3）和列（6）解釋變量的系數(shù)相比于列（1）和列（4）解釋變量的系數(shù)有所下降，且列（2）解釋變量的系數(shù)和列（3）中介變量的系數(shù)的交乘項與列（3）解釋變量的系數(shù)同號，列（5）解釋變量的系數(shù)和列（6）中介變量的系數(shù)的交乘項與列（6）解釋變量的系數(shù)同號。這說明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和信貸規(guī)模擴大在消費需求提升與FDI流入之間均存在部分中介效應(yīng)，城市消費需求提升將通過優(yōu)化城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和擴大銀行的信貸規(guī)模來吸引外商直接投資的流入，驗證了H2和H3。

（五）空間溢出效應(yīng)分析

1. 設(shè)立空間權(quán)重矩陣

基于前文的理論分析，消費需求和FDI具有空間集聚特征，故本文進一步采用空間計量模型展開研究，而空間計量模型的首要任務(wù)是設(shè)立空間權(quán)重矩陣。由于FDI的流入和消費需求的提升能夠被周圍不同城市觀測到，其空間效應(yīng)不僅作用于與之相鄰的城市，同時也會作用于其他非相鄰城市，其影響強度可能會隨著距離的增加而衰減?；诖?，本文參考李根等（2023）［37］的做法，選用地理距離權(quán)重矩陣（Wij）衡量城市間的空間效應(yīng)。

[Wij=1d2iji≠j0i=j] （8）

其中，dij為城市經(jīng)緯度計算所得的距離。

2. 空間自相關(guān)檢驗

在空間計量分析前，需驗證城市消費需求與FDI之間是否存在一定的空間關(guān)聯(lián)性，故本文采用Stata16軟件測算其全局Moran's I指數(shù)，計算公式為：

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

其中：I為莫蘭指數(shù)；[W]ij為空間權(quán)重矩陣；n代表長三角地區(qū)41個城市；Xi和Xj為研究單位觀測值，代表ln fdi或ln cp；[X]為研究單位觀測值均值，代表ln fdi或ln cp的均值。Moran's I指數(shù)的取值范圍為［-1，1］，取值為正/負表明相應(yīng)的觀測值呈現(xiàn)空間正/負相關(guān)，且該值的絕對值越大則表明空間正/負相關(guān)程度越大，反之越小。Moran's I指數(shù)測算結(jié)果見表7所列，可以看出，2011—2020年長三角地區(qū)41個城市外商直接投資的Moran's I指數(shù)呈現(xiàn)先降后升的趨勢且均在1%的水平上顯著為正，原因在于，2013年6月20日，我國金融市場突然爆發(fā)了流動性緊張事件，降低了外國投資者對我國市場的投資欲望，導(dǎo)致外國資本向我國城市腹地聚集的程度減弱，但隨著我國經(jīng)濟的回調(diào)，外商直接投資的空間集聚特征也在逐漸增強。消費需求水平的Moran's I指數(shù)呈現(xiàn)逐年遞減的趨勢且均顯著為正。上述結(jié)果表明，外商直接投資與消費需求水平在空間上具有顯著的正相關(guān)性，長三角地區(qū)各城市受到相鄰城市的外商直接投資和消費需求水平的影響，驗證了H4。

3. 空間杜賓模型結(jié)果

在進行空間計量分析前，本文依次采用LM檢驗、Wald檢驗、LR檢驗、Hausman檢驗和SDM固定效應(yīng)檢驗對空間計量模型進行甄別。首先，在地理距離權(quán)重矩陣下，SAR和SEM均通過了1%顯著性水平上的LM檢驗和Robust LM檢驗，表明模型存在空間依賴性。為進一步確定計量模型，繼續(xù)進行Wald檢驗和LR檢驗，結(jié)果顯示其統(tǒng)計量也均在1%水平上顯著，表明SDM模型不會退化成SAR或SEM模型。Hausman檢驗結(jié)果在1%的水平上顯著，說明模型應(yīng)使用固定效應(yīng)模型，同時考慮個體和時間趨勢的影響，本文再次進行SDM固定效應(yīng)檢驗，發(fā)現(xiàn)雙向固定效應(yīng)的赤池信息準則（AIC）和貝葉斯信息準則（BIC）的值最小，故本文最終采用時空雙重固定效應(yīng)下的空間杜賓模型進行估計（3）。

在包含空間滯后項的SDM模型中，ln cp對ln fdi的影響作用不能簡單用回歸系數(shù)及其顯著性來衡量。因此，本文采用偏微分的估計方法對模型進行轉(zhuǎn)化分解，估計結(jié)果見表8所列?？梢钥闯?，在地理距離權(quán)重矩陣下，城市消費需求提升對FDI流入的直接效應(yīng)估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明城市消費需求提升對本市FDI流入具有促進作用，與基準回歸結(jié)果一致。間接效應(yīng)估計系數(shù)也在5%的水平上顯著為正，說明本市消費需求提升對相鄰城市的FDI流入也具有顯著的正向作用，H5得到驗證。存在這種正向空間溢出效應(yīng)的原因可能是：一方面，本市消費需求提升導(dǎo)致外資企業(yè)對生產(chǎn)要素進行調(diào)整，外資企業(yè)通過研發(fā)創(chuàng)新來增強市場競爭力進而吸引消費群體，技術(shù)水平的提升會外溢至相鄰城市，使相鄰城市的研發(fā)水平提升，從而促進相鄰城市的外資企業(yè)投資增加；另一方面，長三角地區(qū)城市之間交通比較便捷，資源、信息和勞動力等要素能夠快速傳遞，本市消費需求的提升會推動部分消費主體無法承擔(dān)其消費壓力而逐漸向周邊城市轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致周邊城市的消費規(guī)模迅速擴大，進而吸引FDI流入。

為避免單一權(quán)重矩陣導(dǎo)致回歸結(jié)果偏誤，本文采用0-1鄰接權(quán)重矩陣、經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣重新檢驗消費需求提升與FDI流入之間的關(guān)系。更換權(quán)重矩陣后其解釋變量估計系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，且間接效應(yīng)估計系數(shù)也均顯著為正，這說明，城市消費需求提升不僅對本市FDI流入具有促進作用，對相鄰城市的FDI流入也具有促進作用，支持了前文結(jié)論。

六、研究結(jié)論與啟示

本文通過闡釋城市消費需求提升影響FDI流入的理論機理，利用2011—2020年長三角地區(qū)41個城市的面板數(shù)據(jù)，建立雙向固定效應(yīng)模型和空間杜賓模型探究消費需求提升對FDI流入的影響。研究結(jié)論如下：①從長三角地區(qū)整體來看，消費需求提升能夠顯著促進FDI流入，在進行滯后一期處理、工具變量法等內(nèi)生性檢驗和一系列穩(wěn)健性檢驗之后，回歸結(jié)果仍然顯著。②消費需求提升能夠通過優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴大銀行信貸規(guī)模，進而吸引FDI流入。③消費需求提升對FDI流入的促進作用在經(jīng)濟發(fā)展水平較高城市、長三角城市群城市、生產(chǎn)型城市及高水平消費需求城市中更加明顯，且消費需求提升能夠吸引更高質(zhì)量的FDI流入。④消費需求與FDI具有顯著的空間集聚特征，消費需求提升對FDI流入存在正向空間溢出效應(yīng)，在更換權(quán)重矩陣后回歸結(jié)果依然顯著。

基于上述研究結(jié)論，本文得出以下啟示：

第一，鑒于消費需求提升對FDI流入的積極作用，長三角地區(qū)各城市應(yīng)緊緊抓住消費需求提升帶來的新機遇，積極擴大不同行業(yè)的消費群體，全方位提升城市消費需求和消費能力，增強城市經(jīng)濟循環(huán)活力，實現(xiàn)由“出口導(dǎo)向型發(fā)展”向“內(nèi)需推動型發(fā)展”的轉(zhuǎn)換，積極發(fā)揮長三角地區(qū)在加快構(gòu)建新發(fā)展格局中的引領(lǐng)作用。

第二，長三角地區(qū)各城市應(yīng)選擇有利于提升地區(qū)外商直接投資的實踐路徑。政府在制定吸引外資政策時應(yīng)著重考慮當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和信貸結(jié)構(gòu)，提高當?shù)禺a(chǎn)業(yè)配套能力和配套效率，優(yōu)化當?shù)劂y行信貸結(jié)構(gòu)，消除當?shù)亟鹑隗w系存在的信息不對稱問題，進一步提高引資績效。

第三，各城市應(yīng)明晰自身與相鄰城市的相對比較優(yōu)勢，做到因地制宜和趨利避害。經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市應(yīng)更加注重引進外商直接投資的質(zhì)量，引導(dǎo)外商直接投資轉(zhuǎn)向高技術(shù)領(lǐng)域。經(jīng)濟發(fā)展水平較低的城市應(yīng)結(jié)合當?shù)刭Y源稟賦，緊抓擴大內(nèi)需戰(zhàn)略機遇，制定合理多樣化的消費政策，完善當?shù)叵M市場和產(chǎn)業(yè)支撐體系，拓寬引進外資渠道。

第四，制定促消費和引外資政策時需考慮消費需求與外資流入的空間關(guān)聯(lián)性，合理規(guī)劃政策實施范圍，對不同城市實施差異化政策，提高政策精準性。對外資引入水平較低的地區(qū)，通過政策“效仿”、人才引進和消費主體轉(zhuǎn)移等方式加強與外資引入水平較高地區(qū)的合作交流以形成空間聯(lián)動。

注 釋：

（1）因部分城市部分年份市轄區(qū)FDI數(shù)據(jù)缺失，本文采用線性插值法進行補充，但其中2020年馬鞍山市插值得到的市轄區(qū)FDI大于整個城市FDI，2020年宣城市插值得到的市轄區(qū)FDI為負，故對這兩個城市2020年缺失的數(shù)據(jù)，本文用該城市2019年的市轄區(qū)FDI進行替代。

（2）長三角城市群分組依據(jù)為2016年國家發(fā)展改革委、住房城鄉(xiāng)建設(shè)部印發(fā)的《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》，長江三角洲城市群規(guī)劃范圍包括：上海、南京、無錫、常州、蘇州、南通、鹽城、揚州、鎮(zhèn)江、泰州、杭州、寧波、嘉興、湖州、紹興、金華、舟山、臺州、合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、滁州、池州、宣城等26個城市。

（3）SDM固定效應(yīng)模型選擇參考AIC和BIC值，AIC和BIC值越小，模型越優(yōu)。

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［責(zé)任編輯：陳春香］