改革开放四十多年来，我国在统筹城乡发展、推进新型城镇化方面取得了显著进展，但城乡要素流动不畅、城乡发展不平衡的问题并没有得到根本解决，在一定程度上制约了经济社会高质量发展进程。为此，习近平总书记在党的二十大报告中强调要“坚持城乡融合发展，畅通城乡要素流动”[1]，这为我国新时期加快推进城乡融合指明了方向。此后，2023年中央1号文件提出要“坚持农业农村优先发展，坚持城乡融合发展”[2]。此外，中部地区的发展受到中央高度重视，2024年3月20日，总书记主持召开中部地区崛起座谈会，强调在更高起点上扎实推动中部地区崛起[3]。另一方面，随着对外开放深度与广度的不断提高，我国吸引外商直接投资的规模日益扩大。根据联合国贸易和发展会议发布的报告，2020年中国吸引FDI首次居全球首位，达到1 630亿美元，2022年更是增至1 890亿美元，这也为我国经济高质量发展进程注入更多动力。在此背景下，科学分析FDI对我国欠发达地区城乡融合进程的影响方向与具体大小，探讨如何通过FDI进一步提升城乡融合水平，从而为中国式现代化建设进程注入新动力，具有重要的理论价值和现实意义。

1、FDI与城乡融合发展的文献综述

1.1 关于城乡融合发展的相关研究

近年来，学者围绕城乡融合发展过程、实现路径和评价指标等进行了较为全面的分析。一是强调城乡关系最终将会从对立走向融合。基于唯物主义史观，马克思提出，城乡关系要经过分离—对立—融合三个发展时期。他强调，要打破城乡之间的对立状态，“通过城乡的融合，使社会全体成员的才能得到全面发展”[4]。方创琳认为城乡融合发展经历了“有乡无城”—“乡多城少”—“城乡各半”—“城多乡少”—“有城无乡”的演变过程[5]。

二是提出促进城乡融合发展的具体措施和途径。要推进城乡融合发展，必须把城乡置于同等地位，相互促进，互补发展。关键是要把农村的短板补齐，加强农村建设，改善农村居民的教育和医疗等福利[6-8]。刘伟和范欣提出以县城为重要载体，坚持城镇化建设和乡村建设“双轮驱动”，在协同发展中重塑城乡关系[9]。城乡融合并非单纯消除城乡边界，而是将阻碍城乡均衡发展的因素清除，最终实现城乡发展机会均等化[10-11]。三是通过构建城乡融合指标体系，测算我国整体或区域城乡融合发展水平。如赵德起和陈娜通过构建城乡融合发展水平指标体系，对中国全国总体以及各省城乡融合发展综合水平进行了测度[12]，一些学者选取相关模型测度长三角地区城乡融合发展水平，并分析其时空特征及应采取的具体措施[13-15]。

1.2 关于FDI影响城乡融合发展的研究

通过知网、万方等数据库搜索发现，国内尚没有学者直接针对FDI与城乡融合发展进行实证分析，部分文献关注FDI对城乡收入差距和城镇化进程的影响，例如，景守武和陈红蕾研究发现FDI、产业结构升级都分别缩小了我国城乡居民收入差距，但FDI通过产业结构升级间接扩大了城乡居民收入差距[16]。任秋爽等研究了东北地区FDI对城乡收入不均等的影响，发现增加FDI可显著改善城乡收入不均等状况[17]。赵爽等基于中国省际面板数据，实证分析了FDI影响中国城镇化进程的时空变化及门槛效应，发现FDI对中国城镇化进程存在积极影响[18]。

综上所述，FDI对城乡融合发展影响的文献较为欠缺。此外，关于城乡融合发展水平的测度多是基于全国或者某个省份，而对典型区域的测度较少。因此，可能的边际贡献在于：一是以中部六省为例，在对城乡融合发展水平进行测度的基础上探讨推进融合进程的具体方式；二是将FDI与城乡融合发展水平置于同一分析框架，探讨前者对后者的影响机制，并运用GMM模型对其方向和大小进行测度。

2、FDI与城乡融合发展水平的理论分析

2.1 FDI对城乡融合发展的影响机制

国内外学者探究城乡融合问题的基础理论有马克思城乡关系理论、二元经济结构理论、城乡相互作用理论、收入机会不平等理论等，由于学者们关于FDI对城乡融合发展水平的影响研究较为匮乏，而较多关注于FDI与城乡收入差距的关系，鉴于此，在参考国内外文献的基础上，认为FDI影响城乡融合发展水平主要体现在两个方面：一是极化效应。由于城市经济较发达、政策支持力度和市场规模更大，因此在投资的前期，FDI更倾向于流向城市。经济发达城市劳动力也更稀缺，投资者倾向于支付更高报酬，在此情形下容易对农村形成“低端锁定”，扩大城乡居民的收入差距，进而不利于城乡融合发展。二是涓流效应。当经济发展到一定程度时，面向城市投资的边际效用递减，加之政策引导和倾斜，FDI流向农村的比例加大，农村产业结构将得到改善，城乡融合进程加快。因此，FDI对城乡融合发展的作用取决于“极化效应”和“涓流效应”的综合。在市场机制的作用下，两种效应共同作用实现FDI对城乡融合发展的积累循环效应，故FDI对城乡融合发展的正负效应尚待检验。

2.2 理论模型

不少国内外学者在研究城乡差距及农村问题时引入了柯布—道格拉斯生产函数，如刘德红和白光通过柯布—道格拉斯生产函数探讨如何解决广西农村就业问题[19]，朱德全和杨磊以柯布—道格拉斯生产函数为理论模型探讨乡村振兴的影响因素[20]。同时柯布—道格拉斯生产函数也多次作为理论模型出现在关于FDI溢出效应的研究中。为此，借鉴现有研究成果，通过建立柯布—道格拉斯生产函数作为理论模型，研究FDI对城乡融合发展的影响。传统柯布—道格拉斯生产函数为

其中，Y为总产值，A为技术水平参数，t为不同时期，L为劳动投入量，K为资本投入量，α、β为弹性系数，μ为随机扰动项。当劳动的边际收益与边际成本相等时，工资等于劳动的边际产出[21]，于是得到：

两边同时取对数，可以得到：

ln W=ln A+(α-1)ln L+βln K+lnμ。（3)

由于FDI对城乡融合的影响可能存在多种模式，若FDI的平方项能通过显著性检验，则在引入重要控制变量的同时还应引入FDI的平方项，用于检验FDI与城乡融合之间是否存在着U型或倒U型关系。此外，当期城乡融合发展水平也可能受到前一期的影响，因此，将城乡融合发展滞后一期作为解释变量引入模型中。

基于上述分析，选用FDI及其平方项作为核心解释变量，并引入政府干预度、开放度、交通基础设施和人口密度等指标作为控制变量，从柯布-道格拉斯生产函数出发，基于线性对数形式（模型（3））建立了如下分析模型：

其中，Uriit为第t年i省的城乡融合发展水平；α为常数项；β为变量系数；λt为时间固定效应；μi为省份固定效应；εit为随机扰动项；下标i和t分别表示省份和年份。

3、城乡融合水平测算与数据来源

3.1 城乡融合发展水平测算

3.1.1 熵值法计算步骤

选取熵值法测算中部六省城乡融合发展水平，计算步骤如下：

选取n个省，m个指标，则xij为第i个省的第j个指标的数值（i=1,2，…，n;j=1,2，…，m）。

第一步，将指标进行标准化处理。对于越高越优的正向指标而言，采用：

对于越低越优的负向指标而言，则采用：

第二步，计算第j项指标下第i个省份占该指标的比重：

第三步，计算第j项指标的熵值:

第四步，计算第j项指标的差异系数，指标值的差异越大，对方案评价的影响就越大，熵值就越小，差异系数定义为:

第五步，计算权重：

第六步，计算综合得分：

3.1.2 城乡融合评价指标体系构建

参考张海明等（2020）构建的城乡融合评价指标体系，将城乡融合发展评价体系分为经济融合、社会融合、空间融合和生态融合4个一级指标[22]，如表1。并结合现有城乡关系量化研究，将城乡融合的量化指标分为2类：综合类、对比类。其中，综合类是反映区域城乡整体发展水平的指标，如人均GDP；对比类是反映城乡发展差距的指标，如城乡人均可支配收入的对比。

表1 城乡融合发展指标体系

3.1.3 城乡融合发展水平的测度结果分析

通过熵值法测算得到中部六省城乡融合发展指标权重分别为：“经济融合”指标权重为0.427，“社会融合”指标权重为0.208，“空间融合”指标权重为0.229，“生态融合”指标权重为0.136。可以看出“经济融合”权重最大，“社会融合”和“空间融合”权重相当，“生态融合”权重最小。在“经济融合”指标中，“人均GDP”的权重最大，表明它对城乡经济融合的影响最大。经济的融合是提高中部六省城乡融合发展的主要动力，经济的增长将带来城乡融合进程的加快。

由图1可以看出，2005年至2022年中部六省城乡融合发展水平整体是不断上升的，评分由2005年的0.26～0.38上升到了2022年的0.71～0.87，其中六个省份中增幅最大的是河南省。自2014年以后，湖北省城乡融合发展水平一直领先于其他省份。由于城乡融合的4个二级指标中，经济融合占最大的权重，因此把中部六省城乡经济融合单独列出，来观察经济发展对城乡融合发展水平的影响程度，由图2可知，中部六省城乡经济融合发展趋势与城乡融合发展趋势基本保持一致，自2014年后，湖北省城乡经济融合水平一直领先于其他省份，因此，城乡融合发展水平与经济发展水平存在较大的相关性，经济发达地区的城乡融合发展水平显著高于经济落后地区。原因在于，经济发达地区基础设施建设更为完善，城乡之间要素流动更为通畅，在医疗、教育方面政府投入也较多，有利于城乡融合的发展。

图1 2005—2022年中部六省城乡融合发展水平时序变化

图2 2005—2022年中部六省城乡经济融合发展水平时序变化

3.2 变量选择与数据来源

3.2.1 变量选择

被解释变量为中部六省城乡融合发展水平，核心解释变量为外商直接投资实际利用额。除FDI外，城乡融合发展进程还会受到下列控制变量的影响：

(1）政府干预度（GOV）：一方面，政府为加快城市经济发展，可能将资金更多地投入于城市建设，从而不利于城乡融合的发展；另一方面，当政府更加重视社会公平，可能将政策倾向于农村，兼顾城乡发展，从而有利于城乡融合发展。选取财政支出与GDP比值衡量该变量。

(2）开放度（OPE）：选取进出口总额占GDP比重衡量该变量。

(3）交通基础建设（TRA）：交通便利将有利于城乡之间要素流动。选取单位面积公路里程数衡量该变量。

(4）人口密度（DEN）：城镇化进程中大量农村人口流向城市，因而人口密度也在一定程度上影响城乡融合发展水平。

3.2.2 数据来源

由于我国从2005年开始，提出进一步加强农业基础，坚持统筹城乡发展[23]，为城乡融合发展奠定了良好基础，因此选取2005—2022年中部六省数据，样本总量为2052个，满足外商直接投资与城乡融合发展检验的需求。所用数据均根据对应省份的统计年鉴、统计年报及《中国统计年鉴》相关数据整理计算获得。个别缺失的数据采用插值法补全。表2为各变量描述性统计结果。

表2 各变量描述性统计结果

4、实证分析及计算结果

选用系统GMM估计来研究FDI对城乡融合发展水平的影响。

基准回归结果如表3，为控制解释变量和同期误差项关联引致的内生性问题，在使用GMM估计时将全部变量采用滞后一期。为了检验外商直接投资与城乡融合发展水平之间是否存在非线性关系，将FDI的平方项纳入回归中。其中列a和b为OLS与固定效应模型（FE）下，FDI对城乡融合发展水平影响的实证结果。可见，无论是否控制时间和省份固定效应，FDI的系数均为负，而FDI平方项的系数均为正，且通过显著性检验。

系统GMM估计结果见列c、d、e。在系统GMM中，将城乡融合发展水平的滞后一期作为解释变量，纳入了回归中，结果显示，滞后一期的城乡融合发展水平的系数显著为正，表明城乡融合发展水平在一定程度上存在着“惯性”，会受到前一期城乡融合发展水平的影响。回归结果c未加入控制变量，结果显示，FDI的一次项和二次项系数分别为-0.673 8和0.025 5，都在1%的显著水平下显著，这表明外商直接投资与城乡融合发展水平之间存在着正U型曲线关系，计算得出正U型曲线最低点所对应的临界点FDI额度为54.68亿美元，是FDI影响城乡融合发展水平由抑制逐步转变为促进的标志。

回归结果d与c相比，未增加FDI的平方项，增加了控制变量，从中可看出，FDI的一次项系数仍为负。回归结果e与c、d相比，加入了FDI平方项和控制变量，结果显示，FDI的一次项仍显著为负，而FDI平方项仍显著为正。此外，AR(2）统计量不显著，表明二阶差分序列不相关，即该估计方法有效地克服了内生性问题，Sargan test检验值不显著，表明选取的工具变量具备有效性，研究模型无误设困厄。

在控制变量中，政府干预程度对城乡融合发展的影响具有不确定性，在城市建设前期，政府可能将资金更多投入到城市，而农村建设缺少足够支持，故不利于城乡融合的发展；而随着政策转移至农村，如“村村通”工程和其他对农村建设的支持，能够畅通城乡要素流动，推动城乡融合发展进程。

开放水平的提高一定程度上抑制了城乡融合的发展，原因在于各省海关大多位于省会或经济发达城市，外贸公司和工厂也大多建立在城市或工业园区内，不利于城乡融合发展。

基础设施水平的提升，能够促进生产要素自由流动，对教育、医疗的重视能够改善农村居民的健康状况，同时人力资本水平也得以提升，因此加速了城乡融合的发展。

在人口密度方面，城镇化进程中大量农村人口流向城市，乡村人才流失较严重，不利于乡村建设和农村经济发展，在一定程度上抑制了城乡融合发展，因此，应支持更多青年人返乡下乡就业创业，为城乡融合夯实人才基础。

表3 FDI对城乡融合发展的面板数据回归结果

5、稳健性检验

为检验估计结果的稳定性，采取以下3种方式对模型进行稳健性检验：

第一，替换被解释变量，采用城乡居民家庭人均可支配收入的比值作为城乡融合发展水平的代表性指标进行系统GMM估计;

第二，替换核心解释变量，参考景守武和陈红蕾（2017)[15]的做法，用FDI与GDP的比值来表示外商直接投资水平，重新进行系统GMM回归分析。

第三，不替换变量，采用差分GMM估计方法进行实证检验。如表4所示，FDI的一次项依然对城乡融合发展水平起到抑制作用，而FDI的平方项依然对城乡融合发展水平起到促进作用，并通过了显著性检验。

由表4列f可见，采用城乡居民家庭人均可支配收入之比作为城乡融合发展水平的替代变量，所得的回归结果与表3基本一致。因此，表3的回归结果稳健。

由表4列g可见，采用FDI与GDP的比值作为FDI的替代变量，所得的回归结果与表3基本一致，除了开放度的系数改变。因此，表3的回归结果稳健。

由表4列h可见，采用差分GMM估计对模型进行回归，所得的结果与表3具有较强的一致性，各解释变量的符号不变。因此，分析结果是稳健的。

表4 稳健性检验结果

6、研究结论与政策启示

6.1 研究结论

基于2005—2022年中部六省面板数据，围绕FDI对城乡融合发展水平的影响进行实证分析，得到如下结论：

一是从融合度测算结果来看，城乡融合发展水平与当地的经济发展水平具有较大的黏性，且城乡融合中经济融合所占权重最大，表明经济发展对于城乡融合发展的贡献最大。

二是FDI与城乡融合发展之间存在着正U型的非线性关系。计算得出正U型曲线最低点所对应的临界点FDI额度为54.68亿美元，是FDI影响城乡融合发展水平由抑制逐步转变为促进的标志，当前，中部六省基本跨越了拐点，从追求经济高速发展转变为追求高质量发展和城乡一体化发展。

三是从影响因素来看，政府的政策倾斜和政策引导对城乡融合发展有着较大的影响。当政策倾向于农村时，将促进城乡融合的发展。政府对乡村建设的投入能够为农村居民提供更多便利，也能为农村创造更多就业机会，加速城乡融合进程。

6.2 政策启示

基于上述研究结论，为更好推动城乡融合发展，可以从以下几方面采取措施：

第一，以城乡产业融合推动农业现代化进程。以市场为导向、以技术为支撑，立足乡村地区资源优势，通过加快城乡产业融合，将城市先进的机械设备和技术引入乡村，培育壮大农业产业化龙头企业，带动农业转型升级、提质增效，提高农业生产效率和质量。同时，通过现代化水平的提升带动农村相关产业的发展，从而为农民创造更多就业机会，进一步缩小城乡收入差距，为农村经济高质量发展和城乡融合奠定更为坚实的物质基础。

第二，引导外资在城乡之间合理布局。目前，中部六省整体农业发展程度不高，还未形成大型的农业企业，导致农村居民的人均可支配收入低于全国平均水平。因此，应积极引导FDI向“三农”领域流动，将先进技术和管理理念融入农村经济发展全过程，增加农产品的附加值，延长农业产业链，助推城乡融合发展进程。

第三，加大对农村经济社会发展的政策支持力度。加大对农村基本公共服务的财政支持，特别是对农村基础教育、医疗卫生服务和农村社会保障的财政投入。对于经济发展较好的城市地区，政府应适度减少对基础设施的投入。同时，在经济发展仍然较为落后的乡村地区，可继续加大基础设施的投资支出，通过提升城乡基础设施互联互通水平来推动城乡融合进程。

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文章来源:柳晓明,郭园芳,李佳佳.FDI对欠发达地区城乡融合发展水平影响研究——基于中部六省的实证分析[J].山西大同大学学报(自然科学版),2024,40(04):37-44.