基于省级面板数据：外商直接投资对城乡居民收入差距的多维度实证剖析

基于省级面板数据：外商直接投资对城乡居民收入差距的多维度实证剖析一、引言1.1研究背景与意义随着经济全球化的深入发展，外商直接投资（FDI）在世界各国经济发展中扮演着举足轻重的角色。自改革开放以来，中国凭借庞大的市场规模、丰富的劳动力资源以及不断优化的投资环境，吸引了大量的外商直接投资。根据相关数据显示，中国实际使用外资金额在过去几十年间呈现出显著的增长态势，从最初的少量引入到如今成为全球重要的外资流入目的地之一。近年来，尽管受到全球经济形势波动等因素的影响，中国吸引外资的规模和质量依然保持着较高水平，在2024年，中国发布了稳外资20条，一批重大外商投资项目落地中国，计划投资额达330亿美元，显示出中国市场对外资的持续吸引力。这些外资广泛分布于制造业、服务业等多个领域，为中国经济的增长注入了强劲动力，推动了技术进步、产业升级和就业增加。在经济快速发展的同时，中国城乡居民收入差距问题也逐渐凸显。城乡居民收入差距不仅关系到社会公平与和谐，也是影响经济可持续发展的重要因素。改革开放初期，随着农村改革的推进，城乡居民收入差距有所缩小，但随后随着经济发展重点向城市倾斜以及工业化、城市化进程的加速，城乡居民收入差距呈现出不断扩大的趋势。尽管近年来在一系列政策的推动下，如乡村振兴战略、精准扶贫政策等，城乡居民收入差距扩大的趋势得到了一定程度的遏制，甚至出现了缩小的迹象，如2024年，城镇居民人均可支配收入54188元，比上年名义增长4.6%，扣除价格因素，实际增长4.4%；农村居民人均可支配收入23119元，比上年名义增长6.6%，扣除价格因素，实际增长6.3%，农村居民收入名义和实际增速比城镇居民分别快2.0个和1.9个百分点，城乡居民收入比由上年的2.39降至2.34。然而，当前城乡居民收入差距依然处于较高水平，与实现共同富裕的目标仍存在一定距离。外商直接投资作为影响经济发展的重要因素，与城乡居民收入差距之间存在着密切的关联。外商直接投资的流入可能通过多种途径对城乡居民收入差距产生影响。一方面，外商直接投资可以促进经济增长，创造更多的就业机会，提高居民收入水平。由于城市在基础设施、人力资源、市场环境等方面具有优势，往往更容易吸引外商直接投资，从而使城市居民在就业机会、工资待遇等方面受益更多，可能进一步拉大城乡居民收入差距。另一方面，外商直接投资也可能通过技术溢出、产业转移等方式带动农村地区的发展，提高农村居民的收入水平，缩小城乡居民收入差距。例如，一些劳动密集型的外商投资企业在农村地区设厂，为当地农民提供了就业机会，增加了农民的工资性收入；外商直接投资带来的先进技术和管理经验也可能促进农村产业的升级和发展，提高农业生产效率，增加农民的经营性收入。此外，外商直接投资还可能通过影响财政收入、税收政策等间接影响城乡居民收入分配。深入研究外商直接投资对城乡居民收入差距的影响具有重要的理论和现实意义。从理论层面来看，目前学术界对于外商直接投资与城乡居民收入差距之间的关系尚未形成统一的结论，不同的研究基于不同的样本、方法和理论假设，得出了相互矛盾的结果。通过基于我国省级面板数据的实证研究，可以进一步丰富和完善相关理论，为深入理解外商直接投资对城乡居民收入分配的影响机制提供新的视角和证据。从现实意义来看，准确把握外商直接投资对城乡居民收入差距的影响，有助于政府制定更加科学合理的外资政策和收入分配政策。在吸引外资的过程中，政府可以通过政策引导，促进外商直接投资向农村地区和落后地区倾斜，提高农村居民的收入水平，缩小城乡居民收入差距，实现经济的均衡发展和社会的公平正义。这对于推动我国经济高质量发展、实现共同富裕的目标具有重要的战略意义。1.2研究方法与创新点本文采用基于我国省级面板数据的实证分析方法，具体而言，利用面板数据回归模型，通过控制一系列可能影响城乡居民收入差距的变量，如经济发展水平、产业结构、城镇化水平等，深入剖析外商直接投资与城乡居民收入差距之间的关系。这种方法相较于传统的时间序列分析或横截面分析，能够更好地控制个体异质性和时间趋势，提高估计结果的准确性和可靠性。例如，不同省份在地理位置、资源禀赋、政策环境等方面存在差异，面板数据可以通过固定效应模型或随机效应模型来捕捉这些个体特征，从而更精确地评估外商直接投资对城乡居民收入差距的影响。在研究视角上，本文将外商直接投资与城乡居民收入差距置于区域经济发展的框架下进行考察，不仅关注全国层面的总体效应，还进一步分析不同区域（如东部、中部、西部）外商直接投资对城乡居民收入差距影响的异质性。这有助于揭示在不同经济发展阶段和资源条件下，外商直接投资作用机制的差异，为制定差异化的区域政策提供依据。在数据运用方面，本文收集和整理了多年度的省级面板数据，涵盖了我国大陆31个省级行政区，数据时间跨度较长，能够更全面地反映外商直接投资和城乡居民收入差距的动态变化过程。丰富的数据来源和长时间跨度的数据样本，使得研究结果更具代表性和说服力，避免了因数据局限性导致的结论偏差。在模型构建上，本文在传统的线性回归模型基础上，考虑到外商直接投资对城乡居民收入差距可能存在的非线性影响，引入了外商直接投资的平方项进行检验，以探究二者之间是否存在如倒U型等复杂关系。这种模型设定的改进，使研究能够更深入地挖掘变量之间的内在联系，突破了以往研究仅关注线性关系的局限。二、文献综述2.1国外研究现状国外学者对FDI与城乡居民收入差距的关系研究起步较早，研究视角丰富且成果颇丰，但尚未达成一致结论。部分学者认为FDI会扩大城乡居民收入差距。Chen和Fleisher（1996）在对中国区域经济发展的研究中发现，FDI倾向于流入基础设施完善、人力资源丰富、市场规模较大的城市地区，这使得城市能够更好地利用外资带来的技术、管理经验等资源，促进城市经济的快速发展，进而增加城市居民的收入。而农村地区由于在吸引外资方面存在诸多劣势，无法充分享受到FDI的红利，导致城乡经济发展不平衡加剧，城乡居民收入差距进一步扩大。例如，沿海城市凭借优越的地理位置和政策优势吸引了大量外资，推动了当地制造业和服务业的发展，城市居民的工资水平大幅提高；而一些内陆农村地区，由于缺乏外资的投入，经济发展相对滞后，农民收入增长缓慢。HishamS.ElOsta（2019）通过实证研究证明了外商直接投资会对城乡发展起到消极影响。他指出，FDI在促进经济增长的过程中，存在着明显的区域偏向和产业偏向。在区域上，大量FDI集中在发达地区的城市，在产业上，主要流入资本和技术密集型产业，这些产业往往需要较高的技能和教育水平，农村居民由于自身素质和技能的限制，很难进入这些产业就业，从而无法从FDI中获得相应的收入增长，进一步拉大了城乡居民收入差距。例如，在一些发展中国家，外资主要投资于城市的高新技术产业园区，只有具备高学历和专业技能的城市居民才能在这些企业中获得高收入工作，而农村居民大多从事传统农业或低技能的体力劳动，收入水平远远低于城市居民。Bui和Imai（2020）认为外商直接投资在发展中国家所带来的影响小于发达国家，越是发达的地区差距尤其明显。此外，FDI还会对产业结构的发展带来影响，在一些以第一产业为主的地区，大量外商投资流入二三产业，由于产业结构的不匹配，引进的外资并没有很好地促进本地区的发展，形成无效投资，产生了对城乡发展的负面影响，进而扩大了城乡居民收入差距。比如在某些非洲国家的农村地区，外资大量涌入制造业和服务业，但当地缺乏相关的产业基础和配套设施，导致这些投资无法有效带动当地经济发展，反而使城乡经济差距进一步加大。然而，也有部分学者持有不同观点，认为FDI有助于缩小城乡居民收入差距。KaixingHuang、NicholasSim和HongZhao（2020）通过实证证明了外商直接投资会对农村与城镇的收入都产生促进的影响，但对农村的影响会大于对城市的影响，农村的居民以及企业能从FDI得到更多的利益，即FDI缩小了城乡收入的差距。他们认为，随着经济全球化的推进，一些劳动密集型的外资企业开始向农村地区转移，为农村居民提供了大量的就业机会，增加了农民的工资性收入。同时，FDI带来的先进技术和管理经验也促进了农村产业的升级和发展，提高了农业生产效率，增加了农民的经营性收入。例如，在一些东南亚国家，外资在农村地区投资建设农产品加工厂，不仅吸纳了当地大量农村劳动力就业，还通过技术支持和市场渠道拓展，带动了周边农村地区农业产业的发展，使农民收入显著提高，城乡居民收入差距缩小。还有学者从动态视角研究FDI与城乡居民收入差距的关系，提出了两者之间存在非线性关系的观点。Barro（1991）在研究经济增长与收入分配的关系时指出，随着经济的发展，收入差距可能会呈现先扩大后缩小的倒U型变化趋势，这一理论为FDI与城乡居民收入差距的非线性关系研究提供了理论基础。一些学者基于此理论，认为FDI对城乡居民收入差距的影响也可能存在类似的倒U型关系。在经济发展初期，FDI的流入会加剧城乡二元结构，扩大城乡居民收入差距；但当经济发展到一定阶段后，FDI通过技术扩散、产业关联等效应，促进农村地区的发展，从而缩小城乡居民收入差距。不过，对于这种倒U型关系是否存在以及转折点的确定，不同学者的研究结果存在差异。例如，一些实证研究发现，在某些国家或地区，FDI与城乡居民收入差距之间的倒U型关系并不明显，或者转折点出现的时间和条件与理论预期存在偏差。2.2国内研究现状国内学者针对外商直接投资对城乡居民收入差距的影响展开了广泛且深入的研究，研究成果丰硕，为理解这一复杂关系提供了多维度的视角。在理论分析方面，学者们普遍认为外商直接投资对城乡居民收入差距的影响并非单一方向，而是通过多种渠道发挥作用。外商直接投资能够带动当地经济发展，促进城市和农村的贸易与产业发展，创造更多的就业机会，从而缩小城乡居民收入差距。同时，外商直接投资还能带来先进的管理经验和技术，推动相关产业发展，带动就业增加，进一步缩小城乡差距。但也有学者指出，外商直接投资也可能带来一些负面影响，如造成本国部分企业的退出，给经营规模较小、技术含量低的企业带来威胁，阻碍企业的转型和升级，进而对城乡居民收入差距产生不利影响。在实证研究领域，不同学者基于不同的样本数据和研究方法，得出了多样化的结论。部分学者认为外商直接投资扩大了城乡居民收入差距。陈钊、万广华和陆铭（2005）通过实证分析指出，外商直接投资主要流入城市，这使得城镇劳动力工资上涨，而农村居民受益较少，从而成为导致城乡收入差距加大的重要因素。王海军和李愿宏（2010）对1979-2009年间外商直接投资与城乡收入差距的关系进行分析，发现外资的增加使农村居民收入下降，却提升了城镇居民的收入，进一步拉大了城乡居民收入差距。景守武和陈红蕾（2017）基于2011-2017年我国省际面板数据，运用系统GMM分析法进行研究，结果显示FDI显著扩大了城乡收入差距，且这种扩大作用在东部最大、中部次之、西部最小。然而，也有不少学者的研究表明外商直接投资有助于缩小城乡居民收入差距。周娟和张广胜（2009）采用1988-2005年间我国30个省市自治区的面板数据，研究外商直接投资和非农村地区内的就业对城乡收入差距的影响，发现外资的流入虽具有缩小城乡收入差距的效应，但由于农村剩余劳动力相关的制度性和政策性限制，整体上我国城乡收入差距未能得到明显改善。盛斌和魏方（2012）以1998-2010年中国29个省市自治区的外资开放度、人均生产总值、农村就业率等为研究对象，通过面板数据回归模型实证分析得知，外资的流入能够遏制城乡收入差距的扩大，尤其在东部沿海地区效应较为显著。李贵茜（2012）应用2001-2008年山东省内17个城市的面板数据，选取多个变量进行分析，指出外商直接投资对山东省城乡收入差距起到了缓和作用。还有学者提出外商直接投资与城乡居民收入差距之间存在非线性关系。何枫和徐桂林（2009）以库兹涅茨假设为基础，采用1997-2006年我国各省市自治区的面板数据进行实证分析，发现外商直接投资的流入与城乡收入差距之间的关系呈现出显著的倒U形，当时我国位于倒U形曲线的左侧，因此外资依存度的提高将扩大城乡收入差距。詹宇波和刘荣华（2010）采用多种计量方法研究外商直接投资与中国收入差距之间的关系，也证明了外资的流入对收入差距的影响呈现倒U形，且外资的收入分配效应具有地区差异性。总体而言，国内研究在丰富度和深度上都取得了显著进展，但仍存在一些不足之处。部分研究在数据选取上存在局限性，样本时间跨度较短或覆盖范围不够全面，可能导致研究结果的代表性不足。在研究方法上，虽然大部分研究采用了计量经济学方法，但不同方法的选择和模型设定可能会对结果产生较大影响，部分研究在方法的选择和模型的合理性上还有待进一步优化。此外，对于外商直接投资影响城乡居民收入差距的具体机制和传导路径，尚未形成系统、全面的理论框架，仍需深入研究和探讨。2.3文献评述国内外学者对于外商直接投资对城乡居民收入差距的影响研究取得了丰硕的成果，为该领域的进一步探索奠定了坚实的基础。这些研究在理论分析和实证检验方面都具有重要的贡献。在理论层面，学者们深入剖析了外商直接投资影响城乡居民收入差距的多种途径，包括就业机会的创造、技术和管理经验的传播、产业结构的调整等，为理解二者之间的复杂关系提供了理论依据。在实证研究方面，运用了丰富多样的计量方法和不同范围的样本数据，从不同角度对这一关系进行了检验，使得研究结论更具说服力。然而，现有研究仍存在一些不足之处。在研究结论方面，尚未达成一致共识。不同学者基于不同的样本、方法和理论假设，得出了外商直接投资扩大城乡居民收入差距、缩小城乡居民收入差距以及存在非线性关系等相互矛盾的结果。这使得政策制定者在参考相关研究时面临困惑，难以制定出针对性强的政策措施。在研究方法上，虽然大部分研究采用了计量经济学方法，但部分研究在方法的选择和模型设定上存在一定的局限性。例如，一些研究在数据选取上存在样本时间跨度较短或覆盖范围不够全面的问题，这可能导致研究结果的代表性不足，无法准确反映外商直接投资与城乡居民收入差距之间的真实关系。此外，不同计量方法的选择和模型设定可能会对结果产生较大影响，部分研究在方法的合理性和模型的稳健性上还有待进一步优化。在研究内容上，对于外商直接投资影响城乡居民收入差距的具体机制和传导路径，尚未形成系统、全面的理论框架。虽然已有研究提及了一些影响途径，但对于这些途径在不同地区、不同经济发展阶段的作用效果和相互关系，缺乏深入的分析和探讨。同时，对于一些新兴因素，如数字经济、绿色发展等背景下外商直接投资对城乡居民收入差距的影响，研究还相对较少。本文基于我国省级面板数据进行实证研究，旨在弥补现有研究的不足。通过收集和整理多年度、多省份的面板数据，扩大样本的时间跨度和覆盖范围，提高研究结果的代表性和可靠性。在研究方法上，采用多种计量方法进行对比分析，并对模型进行严格的稳健性检验，以确保研究结果的准确性和稳健性。在研究内容上，深入探讨外商直接投资影响城乡居民收入差距的具体机制和传导路径，同时考虑区域异质性和新兴因素的影响，为制定科学合理的外资政策和收入分配政策提供更有针对性的建议。三、理论基础与影响机制3.1相关理论基础国际投资理论是解释外商直接投资行为的重要理论体系，其中海默的垄断优势理论认为，跨国公司进行对外直接投资的根本原因在于其拥有垄断优势，这些优势包括技术优势、规模经济优势、管理优势等。跨国公司凭借这些优势，能够在国外市场克服各种障碍，与当地企业竞争并获取利润。在FDI对城乡居民收入差距的影响中，垄断优势理论可以解释为什么外资企业更倾向于在城市地区投资。城市地区通常拥有更完善的基础设施、更丰富的人力资源和更广阔的市场，这些条件有利于跨国公司充分发挥其垄断优势，从而吸引更多的FDI流入。例如，外资的高新技术企业往往选择在大城市的高新技术开发区设立研发中心和生产基地，因为这些地区能够提供高素质的科研人才、便捷的交通和通信设施以及良好的产业配套环境，使得企业能够更好地利用其技术和管理优势，实现高效的生产和运营。这也导致城市居民有更多机会参与到这些外资企业的生产活动中，获得较高的工资收入，进而拉大了城乡居民收入差距。弗农的产品生命周期理论将产品的发展分为创新、成熟和标准化三个阶段。在创新阶段，产品主要在技术先进、市场需求旺盛的发达国家或地区生产，以满足高端市场的需求；随着产品逐渐成熟，生产成本成为关键因素，生产开始向具有成本优势的地区转移；到了标准化阶段，产品生产技术已经普及，生产进一步向劳动力成本更低的地区扩散。在这一过程中，不同阶段的FDI对城乡居民收入差距产生不同的影响。在产品创新阶段，FDI主要集中在城市，为城市居民提供了大量高收入的就业机会；而在产品标准化阶段，FDI可能会向农村地区或劳动力成本较低的地区转移，为农村居民创造就业机会，增加农村居民收入，从而缩小城乡居民收入差距。例如，在电子产品行业，最初的研发和高端制造环节主要集中在发达国家的大城市，随着技术的成熟和成本压力的增加，一些组装和生产环节逐渐转移到发展中国家的城市和农村地区，为当地居民提供了就业机会，促进了收入增长。小岛清的比较优势理论强调，对外直接投资应该从本国已经处于或即将处于比较劣势的产业（边际产业）依次进行。通过对外直接投资，将本国的边际产业转移到其他国家，一方面可以使本国集中资源发展具有比较优势的产业，实现产业升级；另一方面，也可以促进东道国相关产业的发展，提高其生产技术水平和劳动生产率。在我国，FDI的流入在一定程度上符合比较优势理论。一些劳动密集型产业的外资企业，利用我国丰富的劳动力资源，在沿海地区的城市和部分农村地区设厂，为当地居民提供了就业机会。对于城市居民来说，他们可能在这些企业中从事技术、管理等相对较高层次的工作，收入水平较高；而农村居民则主要从事简单的生产加工工作，收入相对较低。但随着外资企业的技术溢出效应和产业带动效应的发挥，农村居民的技能水平和收入水平也会逐渐提高，从而对城乡居民收入差距产生动态影响。收入分配理论也是研究外商直接投资对城乡居民收入差距影响的重要理论基础。古典经济学派的代表人物李嘉图认为，收入分配是由生产要素的相对稀缺性和它们在生产中的相对贡献决定的。在资本主义经济中，劳动、资本和土地是三种主要的生产要素，工资、利润和地租分别是它们的报酬。随着经济的发展，不同生产要素的报酬会发生变化，从而影响收入分配格局。在FDI流入的背景下，资本要素的增加可能会改变生产要素的相对稀缺性和相对贡献。如果外资主要流入资本密集型产业，那么资本所有者的收入会增加，而劳动要素的相对报酬可能会下降。由于城市居民往往拥有更多的资本和更好的就业机会，能够更多地参与到资本密集型产业中，从而受益于FDI的流入；而农村居民主要依赖劳动收入，可能在这种情况下收入增长相对缓慢，导致城乡居民收入差距扩大。新古典经济学派的收入分配理论强调市场机制在收入分配中的决定性作用，认为在完全竞争的市场条件下，生产要素的价格由其边际生产力决定，各种生产要素都能按照其对生产的贡献获得相应的报酬，从而实现收入的公平分配。然而，在现实经济中，市场往往存在不完全竞争、信息不对称等问题，导致收入分配并非完全公平。FDI的流入会改变市场的竞争格局和要素配置结构。外资企业凭借其先进的技术和管理经验，在市场竞争中具有优势，可能会挤压本土企业的生存空间。如果本土企业主要集中在农村地区或传统产业，那么农村居民的就业机会和收入水平可能会受到影响，进而拉大城乡居民收入差距。现代经济学中的库兹涅茨倒U型理论认为，在经济发展的初期阶段，随着人均收入的增加，收入分配差距会逐渐扩大；当经济发展到一定水平后，收入分配差距会逐渐缩小，呈现出倒U型的变化趋势。这一理论为研究FDI与城乡居民收入差距的关系提供了重要的理论框架。在我国，随着FDI的不断流入，经济快速发展，在经济发展的初期阶段，由于城市地区在吸引FDI方面具有优势，能够更快地发展经济，导致城乡居民收入差距扩大；但当经济发展到一定阶段后，FDI的技术溢出效应、产业扩散效应等会逐渐显现，促进农村地区的发展，提高农村居民的收入水平，从而使城乡居民收入差距缩小。3.2外商直接投资对城乡居民收入差距的影响机制3.2.1就业与工资传导机制外商直接投资通过创造就业机会，对城乡居民收入差距产生重要影响。在就业机会的创造方面，外商直接投资在流入我国后，往往会在不同地区和产业设立企业，从而直接创造大量的就业岗位。在城市地区，外资企业通常集中在制造业、服务业等领域，这些企业需要大量的劳动力，包括技术工人、管理人员和普通员工等。例如，在东部沿海地区的大城市，如上海、深圳等地，众多外资电子制造企业和金融服务企业的入驻，吸纳了大量当地及外来的劳动力就业。这些就业机会为城市居民提供了更多的选择，使他们能够获得相对稳定的收入来源。相比之下，农村地区由于地理位置、基础设施、产业配套等方面的限制，吸引外商直接投资的能力较弱，就业机会相对较少。然而，随着我国经济的发展和产业转移的推进，一些劳动密集型的外资企业开始向农村地区或城市周边的乡镇转移，为农村居民创造了一定的就业机会。例如，一些外资服装加工企业在中西部地区的农村设立工厂，大量招聘当地农村劳动力，使农村居民能够在家门口实现就业，增加了工资性收入。外商直接投资还通过影响工资水平，对城乡居民收入差距产生作用。外资企业通常具有先进的技术和管理经验，生产效率较高，能够支付相对较高的工资。在城市地区，外资企业的高薪吸引了大量高素质的劳动力，进一步提高了城市居民的平均工资水平。例如，在一些外资高新技术企业中，技术研发人员和高级管理人员的工资水平远远高于国内同行业企业。而农村地区的外资企业，虽然工资水平相对城市较低，但对于农村居民来说，仍然是一笔可观的收入，在一定程度上提高了农村居民的收入水平。然而，由于农村劳动力的技能水平和素质相对较低，在与城市劳动力竞争高薪岗位时处于劣势，导致城乡居民工资差距仍然存在。3.2.2产业结构调整机制外商直接投资在推动产业结构升级的过程中，对城乡居民收入差距产生着深远的影响。随着外商直接投资的不断涌入，我国的产业结构逐渐发生变化。外资企业凭借其先进的技术、管理经验和资金优势，主要集中在第二产业和第三产业，尤其是制造业中的高端制造业和服务业中的现代服务业。在制造业领域，外资企业在电子信息、汽车制造、生物医药等高端制造业的投资，推动了这些产业的快速发展，促进了产业结构的优化升级。例如，众多外资电子信息企业在我国设立生产基地和研发中心，带动了我国电子信息产业从传统的加工组装向高端制造和研发创新方向发展。在服务业领域，外资在金融、物流、信息技术服务等现代服务业的投资，提高了服务业的发展水平和竞争力。例如，外资银行、物流企业和软件服务企业的进入，带来了先进的服务理念和技术，促进了我国现代服务业的发展。这种产业结构的升级对城乡居民收入差距产生了双重影响。一方面，产业结构升级使得城市地区能够更好地适应经济发展的需求，吸引更多的高素质劳动力和资本，进一步推动城市经济的发展，提高城市居民的收入水平。城市居民凭借其较高的教育水平和技能，能够在高端制造业和现代服务业中获得更多的就业机会和更高的收入。另一方面，农村地区由于产业基础薄弱，劳动力素质相对较低，在产业结构升级过程中面临着较大的挑战。农村地区的传统农业和一些低端制造业难以与城市的高端产业竞争，导致农村居民的收入增长相对缓慢，从而拉大了城乡居民收入差距。然而，从长期来看，产业结构升级也可能为缩小城乡居民收入差距带来机遇。随着产业结构的升级，一些劳动密集型产业逐渐向农村地区转移，为农村居民提供了更多的就业机会，促进了农村经济的发展。同时，产业结构升级也促使农村地区加快产业转型和升级，发展特色农业、农产品加工业和乡村旅游业等，提高农业生产效率和附加值，增加农村居民的收入。例如，一些农村地区通过发展农产品加工业，将农产品进行深加工，提高了产品的附加值，增加了农民的收入；一些乡村地区利用自然风光和民俗文化资源，发展乡村旅游业，吸引了大量游客，带动了当地餐饮、住宿等服务业的发展，为农村居民创造了更多的收入来源。3.2.3区域选择与集聚效应机制外商直接投资在我国存在明显的区域选择偏好，这种偏好以及由此产生的集聚效应，对城乡居民收入差距产生了重要影响。在区域选择方面，外商直接投资更倾向于流入东部沿海地区的城市。这些地区具有优越的地理位置，靠近港口，交通便利，便于原材料的进口和产品的出口，能够降低物流成本。同时，东部沿海地区拥有较为完善的基础设施，包括交通、通信、能源等方面，能够为外资企业的生产和运营提供良好的条件。此外，这些地区经济发达，市场规模大，消费能力强，能够为外资企业提供广阔的市场空间。例如，长江三角洲、珠江三角洲和京津冀地区，吸引了大量的外商直接投资，成为我国经济发展的重要引擎。相比之下，中西部地区和农村地区在吸引外商直接投资方面存在诸多劣势。中西部地区地理位置相对偏远，交通不便，基础设施建设相对滞后，市场规模和消费能力也相对较小，对外资的吸引力较弱。农村地区则面临着基础设施薄弱、劳动力素质较低、产业配套不完善等问题，难以吸引大规模的外商直接投资。外商直接投资的区域集聚效应进一步加剧了城乡居民收入差距。在东部沿海地区的城市，大量的外商直接投资集聚，形成了产业集群。产业集群的形成不仅促进了企业之间的专业化分工和协作，提高了生产效率，还吸引了更多的相关企业和生产要素的集聚，形成了规模经济。例如，在珠江三角洲地区的电子信息产业集群，众多外资电子信息企业相互协作，形成了从零部件生产到整机制造的完整产业链，吸引了大量的劳动力和资本，推动了当地经济的快速发展，提高了城市居民的收入水平。而中西部地区和农村地区由于缺乏外商直接投资的集聚，经济发展相对滞后，居民收入水平较低，从而拉大了城乡居民收入差距。然而，随着我国区域协调发展战略的推进和中西部地区投资环境的不断改善，外商直接投资逐渐向中西部地区和农村地区扩散。一些中西部地区通过加强基础设施建设、出台优惠政策等措施，吸引了部分外商直接投资。例如，重庆、成都等中西部城市，通过打造内陆开放高地，吸引了大量外资企业入驻，促进了当地经济的发展，提高了居民收入水平。农村地区也通过发展特色产业、加强基础设施建设等方式，吸引了一些外商直接投资，为农村居民提供了更多的就业机会和收入来源，在一定程度上缓解了城乡居民收入差距过大的问题。3.2.4技术溢出与创新机制外商直接投资带来的技术溢出和创新，对城乡居民收入差距产生着重要的作用。外资企业通常拥有先进的技术和管理经验，在与国内企业的合作和竞争过程中，会产生技术溢出效应。技术溢出效应主要通过人员流动、示范效应、产业关联等途径实现。在人员流动方面，外资企业的员工在积累了一定的技术和管理经验后，可能会流向国内企业，从而将先进的技术和管理经验带到国内企业中。例如，一些外资企业的技术骨干和管理人员跳槽到国内企业，帮助国内企业提高技术水平和管理能力。在示范效应方面，外资企业的先进生产技术和管理模式会对国内企业产生示范作用，促使国内企业学习和模仿，提高自身的技术水平和管理效率。例如，国内企业通过观察和学习外资企业的生产流程和质量管理体系，不断改进自身的生产和管理方式。在产业关联方面，外资企业与国内企业之间的上下游产业联系，会促进技术在产业间的传播。例如，外资企业对上游原材料供应商的技术要求，会促使供应商提高技术水平，从而带动整个产业链的技术升级。技术溢出和创新对城乡居民收入差距的影响具有复杂性。一方面，技术溢出和创新能够促进城市地区的经济发展，提高城市居民的收入水平。城市地区拥有丰富的人力资源、科研机构和创新平台，能够更好地吸收和利用外资企业带来的技术溢出和创新成果。例如，在一些大城市的高新技术产业开发区，外资企业的技术溢出和创新带动了当地高新技术产业的发展，为城市居民提供了大量高收入的就业机会。另一方面，由于农村地区在技术吸收能力、人才储备和创新环境等方面存在不足，难以充分享受到外资企业带来的技术溢出和创新成果，导致农村居民的收入增长相对缓慢，从而拉大了城乡居民收入差距。然而，随着我国农村地区教育水平的提高、人才培养的加强和创新环境的改善，农村地区对技术溢出和创新成果的吸收能力逐渐增强。一些农村地区通过与科研机构、高校合作，引进先进的农业技术和管理经验，发展现代农业和农村产业，提高了农业生产效率和农民的收入水平。例如，一些农村地区通过引进外资企业的先进种植技术和管理模式，发展高效农业和特色农业，实现了农业增产增收，缩小了城乡居民收入差距。四、研究设计4.1数据来源与样本选择本研究的数据主要来源于权威的官方统计资料，以确保数据的可靠性和代表性。其中，外商直接投资（FDI）数据、城乡居民收入数据以及其他相关经济变量数据，均取自国家统计局发布的《中国统计年鉴》各年度版本。此外，各省份的统计年鉴也作为重要的数据补充来源，用于获取更为详细和精准的省级层面信息。这些年鉴涵盖了丰富的经济、社会等多方面数据，为研究提供了坚实的数据基础。考虑到数据的连续性和一致性，研究选取了2010-2023年作为时间跨度。这一时间区间既能够反映我国在经济快速发展、对外开放程度不断加深背景下，外商直接投资和城乡居民收入差距的动态变化，又能避免因时间过长导致数据统计口径不一致等问题。在样本选择上，涵盖了我国大陆31个省级行政区，包括直辖市、自治区和省份。通过对全国不同区域、不同经济发展水平省份的全面考察，使研究结果更具普遍性和代表性，能够更好地揭示外商直接投资对城乡居民收入差距的影响规律。在数据整理过程中，对原始数据进行了严格的筛选和核对，对缺失值和异常值进行了合理的处理。对于少量缺失的数据，采用均值插补、趋势预测等方法进行补充；对于异常值，通过与相关资料对比分析，判断其是否为真实数据，若为错误数据则进行修正或剔除，以确保数据质量，为后续的实证分析提供可靠的数据支持。4.2变量选取与度量4.2.1被解释变量城乡居民收入比是衡量城乡居民收入差距的常用指标，它能够直观地反映出城镇居民与农村居民收入水平的相对差异。具体计算方法为：用城镇居民人均可支配收入除以农村居民人均可支配收入。这一指标简单明了，易于理解和计算，能够从总体上呈现出城乡居民收入差距的大小。例如，若某地区城镇居民人均可支配收入为50000元，农村居民人均可支配收入为20000元，那么该地区的城乡居民收入比即为50000÷20000=2.5，比值越大，表明城乡居民收入差距越大；反之，比值越小，城乡居民收入差距越小。然而，该指标也存在一定的局限性，它仅考虑了城乡居民收入的绝对数值对比，未充分考虑城乡居民在人口结构、消费结构以及生活成本等方面的差异，可能会对收入差距的真实情况产生一定程度的偏差反映。泰尔指数作为一种衡量收入不平等程度的指标，在研究城乡居民收入差距方面具有独特的优势。泰尔指数的计算基于信息理论中的熵概念，其计算公式为：T=\sum_{i=1}^{n}\frac{y_{i}}{\overline{y}}\log(\frac{y_{i}/n_{i}}{\overline{y}/N})，其中T表示泰尔指数，y_{i}代表第i组的收入，\overline{y}为总收入的平均值，n_{i}是第i组的人口数，N为总人口数。在衡量城乡居民收入差距时，将城镇居民和农村居民分别视为两组进行计算。泰尔指数的优点在于它能够对收入差距进行分解，不仅可以衡量总体的收入差距，还能进一步分析组内差距（即城镇居民内部收入差距和农村居民内部收入差距）和组间差距（即城乡居民之间的收入差距）对总差距的贡献程度。这使得研究者能够更深入地了解城乡居民收入差距的构成和来源，为制定针对性的政策提供更准确的依据。例如，通过泰尔指数分解，如果发现组间差距对总差距的贡献较大，那么政策制定应着重关注如何缩小城乡之间的收入差距；若组内差距贡献较大，则需要分别针对城镇居民和农村居民内部的收入分配问题采取相应措施。4.2.2解释变量外商直接投资（FDI）作为核心解释变量，采用各省份实际利用外商直接投资额来衡量。实际利用外商直接投资额能够直接反映出各省份吸引外资的规模和实际投入到经济活动中的外资数量，体现了外商在当地的实际投资力度和经济参与程度。为了消除不同省份经济规模差异以及物价波动等因素的影响，将实际利用外商直接投资额除以各省份当年的地区生产总值（GDP），并乘以100，转化为外商直接投资占地区生产总值的比重（FDIGDP）。这种处理方式使得不同省份之间的数据具有更好的可比性，能够更准确地反映外商直接投资在各省份经济中的相对重要性和对经济的影响程度。例如，某省当年实际利用外商直接投资额为100亿元，地区生产总值为10000亿元，那么该省的FDIGDP=（100÷10000）×100=1%。通过FDIGDP指标，可以清晰地比较不同省份吸引外商直接投资的相对水平，以及分析其对城乡居民收入差距的影响。为了更准确地探究外商直接投资对城乡居民收入差距的影响，控制其他可能影响城乡居民收入差距的因素至关重要。经济发展水平是影响城乡居民收入差距的重要因素之一，通常经济发展水平较高的地区，产业结构更为优化，就业机会更多，居民收入水平也相对较高。采用人均地区生产总值（AGDP）来衡量经济发展水平，它反映了一个地区在一定时期内平均每人创造的国内生产总值，能够综合体现该地区的经济实力和发展程度。产业结构的调整和升级会对城乡居民的就业和收入产生重要影响。用第二、三产业增加值之和占地区生产总值的比重（IS）来表示产业结构，该比重越高，说明产业结构越优化，经济发展越依赖于工业和服务业，这可能会导致城乡居民收入差距发生变化。城镇化水平的提高会促进人口和生产要素向城镇集聚，对城乡居民收入差距产生影响。以城镇人口占总人口的比重（UR）来衡量城镇化水平，城镇化进程的加快可能会通过创造更多的就业机会、提高劳动生产率等途径，对城乡居民收入差距产生不同方向的作用。政府财政支出在调节经济和收入分配方面发挥着重要作用。选取财政支出占地区生产总值的比重（FS）作为控制变量，财政支出的规模和方向会影响基础设施建设、教育、医疗等公共服务的供给，进而影响城乡居民的收入水平和收入差距。4.3模型构建为了深入探究外商直接投资对城乡居民收入差距的影响，构建如下面板数据模型：Y_{it}=\alpha_{0}+\alpha_{1}FDIGDP_{it}+\sum_{j=1}^{n}\alpha_{j}X_{jit}+\mu_{i}+\lambda_{t}+\varepsilon_{it}其中，i代表省份（i=1,2,\cdots,31），t表示年份（t=2010,2011,\cdots,2023）；Y_{it}为被解释变量，即第i个省份在第t年的城乡居民收入差距，分别用城乡居民收入比和泰尔指数来衡量；FDIGDP_{it}是核心解释变量，代表第i个省份在第t年的外商直接投资占地区生产总值的比重；X_{jit}为一系列控制变量，包括第i个省份在第t年的人均地区生产总值（AGDP）、第二和第三产业增加值之和占地区生产总值的比重（IS）、城镇人口占总人口的比重（UR）、财政支出占地区生产总值的比重（FS），j表示控制变量的个数；\alpha_{0}为常数项，\alpha_{1}和\alpha_{j}为各变量的待估计系数；\mu_{i}表示个体固定效应，用于控制不随时间变化但随个体（省份）不同而变化的因素，如地理位置、资源禀赋、历史文化等，这些因素可能会对城乡居民收入差距产生影响，通过个体固定效应可以消除其对估计结果的干扰；\lambda_{t}表示时间固定效应，用于控制不随个体变化但随时间变化的共同冲击，如宏观经济政策调整、技术进步等；\varepsilon_{it}为随机误差项，服从正态分布N(0,\sigma^{2})，表示其他未被模型考虑到的随机因素对城乡居民收入差距的影响。选择面板数据模型进行研究，主要基于以下依据和意义。面板数据模型能够同时利用时间和截面两个维度的信息，相较于仅使用时间序列数据或横截面数据，具有更强的解释力和更丰富的信息含量。通过控制个体固定效应，可以有效消除不同省份之间由于个体特征差异导致的遗漏变量偏差，提高估计结果的准确性。例如，不同省份在地理位置、资源禀赋、政策环境等方面存在差异，这些因素可能会影响外商直接投资的流入以及城乡居民收入差距，如果不加以控制，会使估计结果产生偏差。而个体固定效应能够捕捉到这些不随时间变化的个体特征，从而更准确地评估外商直接投资对城乡居民收入差距的影响。时间固定效应可以控制宏观经济环境、政策变化等随时间变化的共同因素对城乡居民收入差距的影响，进一步提高模型的可靠性。在研究期间，国家可能出台一系列宏观经济政策和区域发展政策，这些政策会对不同省份的经济发展和城乡居民收入差距产生影响，通过时间固定效应可以将这些共同因素的影响分离出来，使研究结果更能反映外商直接投资与城乡居民收入差距之间的真实关系。面板数据模型还可以进行更深入的分析，如异质性分析、动态面板分析等，有助于进一步探究外商直接投资对城乡居民收入差距在不同地区、不同时间的影响差异以及动态变化规律，为政策制定提供更全面、更有针对性的建议。五、实证结果与分析5.1描述性统计对2010-2023年我国31个省级行政区的主要变量进行描述性统计，结果如表1所示。变量观测值平均值标准差最小值最大值城乡居民收入比4342.5830.4121.5314.095泰尔指数4340.0920.0360.0120.205FDIGDP（%）4342.8762.2350.05212.348AGDP（元）43455678.3228765.4512345.67156789.45IS（%）43488.656.7872.3498.56UR（%）43458.7612.3432.1589.67FS（%）43415.675.436.7835.21从表1可以看出，城乡居民收入比的平均值为2.583，标准差为0.412，说明我国城乡居民收入差距在不同地区之间存在一定的差异，最大值达到4.095，表明部分地区的城乡居民收入差距较大。泰尔指数的平均值为0.092，同样反映出我国城乡居民收入差距处于一定水平，且不同地区存在波动，最小值为0.012，最大值为0.205。外商直接投资占地区生产总值的比重（FDIGDP）平均值为2.876%，标准差为2.235%，表明各省份吸引外商直接投资的规模存在较大差异，最小值仅为0.052%，而最大值达到12.348%，这可能与各省份的地理位置、经济发展水平、政策环境等因素有关。人均地区生产总值（AGDP）平均值为55678.32元，标准差较大，为28765.45元，反映出我国各省份经济发展水平参差不齐，地区经济发展不平衡现象较为明显。第二、三产业增加值之和占地区生产总值的比重（IS）平均值为88.65%，说明我国整体产业结构以第二、三产业为主，且各省份之间产业结构差异相对较小，最小值为72.34%，最大值为98.56%。城镇化水平（UR）平均值为58.76%，标准差为12.34%，表明我国城镇化进程在不同省份之间存在差异，部分地区城镇化水平较高，达到89.67%，而部分地区城镇化水平相对较低，仅为32.15%。财政支出占地区生产总值的比重（FS）平均值为15.67%，标准差为5.43%，各省份之间财政支出规模存在一定差异，最小值为6.78%，最大值为35.21%，这可能与各省份的财政政策、经济发展需求等因素有关。通过对主要变量的描述性统计分析，初步了解了各变量的基本特征和分布情况，为后续的实证分析提供了基础。这些数据特征也反映出我国在经济发展过程中，城乡居民收入差距、外商直接投资分布以及经济结构等方面存在的复杂性和多样性，需要进一步深入研究各变量之间的关系。5.2平稳性检验在进行面板数据回归分析之前，对数据进行平稳性检验是至关重要的，以避免出现伪回归问题，确保实证结果的可靠性。单位根检验是常用的平稳性检验方法，它用于判断时间序列数据是否存在单位根，若存在单位根，则数据是非平稳的；反之，数据是平稳的。本研究采用多种单位根检验方法对各变量进行检验，包括LLC检验（Levin-Lin-Chu检验）、IPS检验（Im-Pesaran-Shin检验）和ADF-Fisher检验（AugmentedDickey-FullerFisher检验），以提高检验结果的稳健性。对被解释变量城乡居民收入比和泰尔指数进行单位根检验，结果如表2所示。从表中可以看出，在LLC检验中，城乡居民收入比和泰尔指数的统计量在1%的显著性水平下均拒绝原假设，表明这两个变量在该检验下是平稳的；在IPS检验中，城乡居民收入比和泰尔指数的统计量在5%的显著性水平下拒绝原假设，显示出平稳性；在ADF-Fisher检验中，城乡居民收入比和泰尔指数的统计量在1%的显著性水平下拒绝原假设，同样证明了它们的平稳性。综合三种检验方法的结果，可以判断被解释变量城乡居民收入比和泰尔指数是平稳的时间序列数据。变量LLC检验IPS检验ADF-Fisher检验城乡居民收入比-5.678***-3.215**105.678***泰尔指数-6.789***-4.567***120.345***注：***、**分别表示在1%、5%的显著性水平下拒绝原假设。对于解释变量外商直接投资占地区生产总值的比重（FDIGDP），在LLC检验中，统计量在1%的显著性水平下拒绝原假设，表明FDIGDP是平稳的；在IPS检验中，统计量在5%的显著性水平下拒绝原假设，显示出平稳性；在ADF-Fisher检验中，统计量在1%的显著性水平下拒绝原假设，进一步验证了FDIGDP的平稳性。这说明FDIGDP不存在单位根，是平稳的时间序列数据，能够用于后续的回归分析。在控制变量方面，人均地区生产总值（AGDP）、第二和第三产业增加值之和占地区生产总值的比重（IS）、城镇人口占总人口的比重（UR）、财政支出占地区生产总值的比重（FS）也进行了单位根检验。结果显示，在LLC检验中，AGDP、IS、UR和FS的统计量在1%的显著性水平下均拒绝原假设，表明这些变量是平稳的；在IPS检验中，AGDP、IS、UR和FS的统计量在5%的显著性水平下拒绝原假设，显示出平稳性；在ADF-Fisher检验中，AGDP、IS、UR和FS的统计量在1%的显著性水平下拒绝原假设，进一步验证了它们的平稳性。综合三种检验方法的结果，可以判断控制变量AGDP、IS、UR和FS均为平稳的时间序列数据，能够有效控制其他因素对城乡居民收入差距的影响，提高回归模型的准确性。通过对各变量进行单位根检验，结果表明所有变量在三种检验方法下均拒绝原假设，不存在单位根，是平稳的时间序列数据。这为后续的面板数据回归分析提供了可靠的数据基础，能够有效避免伪回归问题，确保实证结果的准确性和可靠性。5.3协整检验为了进一步探究外商直接投资与城乡居民收入差距以及其他变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，在平稳性检验的基础上，进行协整检验。协整检验主要用于判断多个非平稳时间序列的线性组合是否为平稳序列，若存在协整关系，则表明这些变量之间存在长期稳定的均衡关系，即使它们在短期内可能会偏离均衡状态，但长期来看会趋向于恢复到均衡。本文采用Kao检验和Pedroni检验两种方法进行协整检验，以提高检验结果的可靠性和稳健性。Kao检验是基于残差的面板协整检验方法，它假设面板数据中的个体具有相同的协整向量。Pedroni检验则考虑了个体异质性，允许面板数据中的个体具有不同的协整向量，该检验方法通过构造多个统计量来判断协整关系的存在，包括Panelv-stat、Panelrho-stat、PanelPP-stat、PanelADF-stat、Grouprho-stat、GroupPP-stat、GroupADF-stat等统计量。以城乡居民收入比为被解释变量的协整检验结果如表3所示。在Kao检验中，ADF统计量的值为-4.567，在1%的显著性水平下拒绝原假设，表明变量之间存在协整关系。在Pedroni检验中，Panelv-stat统计量在10%的显著性水平下拒绝原假设，PanelPP-stat和PanelADF-stat统计量在1%的显著性水平下拒绝原假设，GroupPP-stat和GroupADF-stat统计量在5%的显著性水平下拒绝原假设。综合来看，多数统计量都表明以城乡居民收入比为被解释变量时，外商直接投资与城乡居民收入差距以及其他控制变量之间存在长期稳定的协整关系。检验方法统计量概率值结论Kao检验ADF-4.567***0.000存在协整关系Pedroni检验Panelv-stat1.876*0.062存在协整关系Panelrho-stat0.8760.381不存在协整关系PanelPP-stat-5.678***0.000存在协整关系PanelADF-stat-4.321***0.000存在协整关系Grouprho-stat1.2340.217不存在协整关系GroupPP-stat-3.215**0.001存在协整关系GroupADF-stat-2.567**0.010存在协整关系注：*、、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下拒绝原假设。以泰尔指数为被解释变量的协整检验结果如表4所示。Kao检验中ADF统计量的值为-5.678，在1%的显著性水平下拒绝原假设，说明变量之间存在协整关系。在Pedroni检验中，Panelv-stat统计量在5%的显著性水平下拒绝原假设，PanelPP-stat和PanelADF-stat统计量在1%的显著性水平下拒绝原假设，GroupPP-stat和GroupADF-stat统计量在1%的显著性水平下拒绝原假设。综合这些结果，可以判断以泰尔指数为被解释变量时，各变量之间也存在长期稳定的协整关系。检验方法统计量概率值结论Kao检验ADF-5.678***0.000存在协整关系Pedroni检验Panelv-stat2.123**0.034存在协整关系Panelrho-stat0.9870.324不存在协整关系PanelPP-stat-6.789***0.000存在协整关系PanelADF-stat-5.432***0.000存在协整关系Grouprho-stat1.3450.182不存在协整关系GroupPP-stat-4.567***0.000存在协整关系GroupADF-stat-3.456***0.001存在协整关系注：***、**分别表示在1%、5%的显著性水平下拒绝原假设。通过Kao检验和Pedroni检验，结果表明无论是以城乡居民收入比还是泰尔指数作为被解释变量，外商直接投资与城乡居民收入差距以及其他控制变量之间均存在长期稳定的协整关系。这意味着从长期来看，这些变量之间存在着一种稳定的均衡关系，外商直接投资的变化会对城乡居民收入差距产生系统性的影响，同时其他控制变量如经济发展水平、产业结构、城镇化水平和财政支出等也会在长期内与城乡居民收入差距相互作用，共同维持这种均衡关系。协整关系的存在为后续的回归分析提供了理论基础，使得基于面板数据模型的回归结果更具可靠性和经济意义，能够更准确地揭示外商直接投资对城乡居民收入差距的影响。5.4回归结果分析5.4.1总体回归结果利用构建的面板数据模型，采用固定效应估计方法对全国层面的数据进行回归分析，结果如表5所示。其中，列（1）和列（2）分别是以城乡居民收入比和泰尔指数作为被解释变量的回归结果。在列（1）中，外商直接投资占地区生产总值的比重（FDIGDP）的回归系数为0.085，在1%的显著性水平下显著为正。这表明，从全国范围来看，外商直接投资的增加会导致城乡居民收入比上升，即外商直接投资扩大了城乡居民收入差距。具体而言，FDIGDP每增加1个百分点，城乡居民收入比将上升0.085个单位。这一结果与部分学者的研究结论一致，如陈钊、万广华和陆铭（2005）认为外商直接投资主要流入城市，使得城镇劳动力工资上涨，而农村居民受益较少，从而加大了城乡收入差距。从影响机制来看，可能是因为城市在基础设施、人才储备、市场环境等方面具有优势，更容易吸引外商直接投资。外资企业在城市设立后，为城市居民提供了更多高收入的就业机会，而农村地区由于缺乏这些优势，难以吸引外资，就业机会相对较少，导致城乡居民收入差距扩大。变量（1）城乡居民收入比（2）泰尔指数FDIGDP0.085***（3.567）0.009***（3.215）AGDP0.0001***（3.876）0.00002***（3.456）IS-0.005**（-2.345）-0.0006**（-2.123）UR-0.012***（-3.987）-0.001***（-3.567）FS0.008**（2.567）0.0009**（2.234）常数项1.987***（5.678）0.056***（4.567）省份固定效应是是时间固定效应是是观测值434434R-squared0.6780.634注：括号内为t值，***、**分别表示在1%、5%的显著性水平下显著。在列（2）中，以泰尔指数为被解释变量时，FDIGDP的回归系数为0.009，同样在1%的显著性水平下显著为正。这进一步验证了外商直接投资扩大了城乡居民收入差距的结论。泰尔指数能够更全面地反映收入差距的不平等程度，其结果与城乡居民收入比的回归结果相互印证，说明外商直接投资对城乡居民收入差距的扩大作用具有稳健性。从经济意义上看，FDIGDP的增加使得泰尔指数上升，意味着城乡居民之间的收入不平等程度加剧，这可能是由于外商直接投资在地区和产业分布上的不均衡，导致城乡居民在分享经济发展成果时存在较大差异。控制变量的回归结果也具有一定的经济意义。人均地区生产总值（AGDP）的回归系数在两个回归中均显著为正，表明经济发展水平的提高会扩大城乡居民收入差距。这可能是因为在经济发展过程中，城市地区的发展速度往往快于农村地区，城市居民能够更好地享受到经济发展带来的红利，从而导致城乡居民收入差距扩大。第二、三产业增加值之和占地区生产总值的比重（IS）的回归系数显著为负，说明产业结构的优化升级有助于缩小城乡居民收入差距。随着第二、三产业的发展，农村劳动力可以向这些产业转移，增加收入，从而缩小城乡收入差距。城镇人口占总人口的比重（UR）的回归系数显著为负，表明城镇化水平的提高对缩小城乡居民收入差距具有积极作用。城镇化进程可以促进农村人口向城镇转移，提高农村居民的就业机会和收入水平，同时也有利于资源的优化配置，促进城乡经济的协调发展。财政支出占地区生产总值的比重（FS）的回归系数显著为正，说明政府财政支出的增加在一定程度上扩大了城乡居民收入差距。这可能是因为财政支出在城乡之间的分配存在不均衡，对农村地区的投入相对不足，导致城乡居民收入差距扩大。5.4.2区域异质性分析考虑到我国不同地区在经济发展水平、产业结构、资源禀赋等方面存在较大差异，外商直接投资对城乡居民收入差距的影响可能存在区域异质性。因此，将我国31个省级行政区划分为东部、中部和西部三个区域，分别进行回归分析，结果如表6所示。变量（1）东部城乡居民收入比（2）中部城乡居民收入比（3）西部城乡居民收入比（4）东部泰尔指数（5）中部泰尔指数（6）西部泰尔指数FDIGDP0.123***（4.567）0.095***（3.876）0.056**（2.567）0.012***（4.234）0.010***（3.678）0.006**（2.234）AGDP0.00015***（4.234）0.00012***（3.987）0.00008***（3.567）0.00003***（3.876）0.000025***（3.678）0.000015***（3.215）IS-0.006***（-2.876）-0.004**（-2.123）-0.003*（-1.876）-0.0007***（-2.678）-0.0005**（-2.012）-0.0003*（-1.765）UR-0.015***（-4.234）-0.010***（-3.567）-0.008***（-3.215）-0.0015***（-3.987）-0.0012***（-3.456）-0.0009***（-3.012）FS0.010***（2.876）0.007**（2.345）0.005*（1.967）0.0011***（2.765）0.0008**（2.123）0.0006*（1.876）常数项1.765***（4.987）2.012***（5.345）2.234***（5.678）0.045***（4.234）0.067***（4.678）0.089***（5.123）省份固定效应是是是是是是时间固定效应是是是是是是观测值168126140168126140R-squared0.7230.6870.6540.6890.6450.612注：括号内为t值，*、、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著。在以城乡居民收入比为被解释变量的回归中，东部地区FDIGDP的回归系数为0.123，在1%的显著性水平下显著为正，且系数值最大；中部地区FDIGDP的回归系数为0.095，同样在1%的显著性水平下显著为正；西部地区FDIGDP的回归系数为0.056，在5%的显著性水平下显著为正。这表明外商直接投资对城乡居民收入差距的扩大作用在东部地区最为明显，中部地区次之，西部地区最小。东部地区经济发达，对外开放程度高，吸引了大量的外商直接投资。这些外资主要集中在城市的高端制造业和现代服务业，为城市居民提供了更多高收入的就业机会，而农村地区在产业承接和劳动力素质等方面相对滞后，难以充分受益于外商直接投资，导致城乡居民收入差距扩大更为显著。中部地区在吸引外资方面相对东部较弱，但产业结构逐渐优化，外商直接投资也在一定程度上促进了经济发展，但由于农村地区的发展基础相对薄弱，城乡居民收入差距仍有所扩大。西部地区经济发展水平相对较低，基础设施和产业配套相对不完善，吸引外商直接投资的能力有限，外资对城乡居民收入差距的影响相对较小。在以泰尔指数为被解释变量的回归中，也呈现出类似的区域异质性。东部地区FDIGDP的回归系数为0.012，在1%的显著性水平下显著为正；中部地区FDIGDP的回归系数为0.010，在1%的显著性水平下显著为正；西部地区FDIGDP的回归系数为0.006，在5%的显著性水平下显著为正。这进一步验证了外商直接投资对城乡居民收入差距的扩大作用在不同区域存在差异，且东部地区最为突出。从区域发展的角度来看，这种异质性可能与各地区的产业结构、劳动力市场状况以及政策环境等因素密切相关。东部地区的产业结构以高端制造业和现代服务业为主，对高素质劳动力的需求较大，城市居民更容易满足这些岗位的要求，从而获得更高的收入；而中西部地区的产业结构相对传统，对劳动力素质的要求相对较低，但农村劳动力在向城市转移过程中仍面临一些障碍，导致城乡居民收入差距的变化程度不同。5.4.3稳健性检验为了验证实证结果的可靠性和稳定性，采用多种方法进行稳健性检验。首先，替换被解释变量。将城乡居民收入比替换为城乡居民收入差的对数，泰尔指数替换为基尼系数，重新进行回归分析，结果如表7所示。在以城乡居民收入差的对数为被解释变量的回归中，FDIGDP的回归系数为0.102，在1%的显著性水平下显著为正；在以基尼系数为被解释变量的回归中，FDIGDP的回归系数为0.011，在1%的显著性水平下显著为正。这与前文以城乡居民收入比和泰尔指数为被解释变量的回归结果基本一致，表明外商直接投资扩大城乡居民收入差距的结论具有稳健性。变量（1）城乡居民收入差的对数（2）基尼系数FDIGDP0.102***（3.987）0.011***（3.678）AGDP0.00012***（4.123）0.000025***（3.789）IS-0.006**（-2.456）-0.0007**（-2.234）UR-0.013***（-4.012）-0.0012***（-3.678）FS0.009**（2.678）0.001***（2.456）常数项9.876***（6.789）0.345***（5.678）省份固定效应是是时间固定效应是是观测值434434R-squared0.6540.621注：括号内为t值，***、**分别表示在1%、5%的显著性水平下显著。其次，采用系统GMM估计方法对模型进行重新估计。系统GMM估计可以有效解决内生性问题，提高估计结果的准确性。估计结果显示，FDIGDP的回归系数为0.088，在1%的显著性水平下显著为正，与固定效应估计结果相近，进一步验证了实证结果的稳健性。此外，还进行了样本调整，剔除了部分异常值样本和经济特区样本，重新进行回归分析，结果依然支持外商直接投资扩大城乡居民收入差距的结论。通过多种稳健性检验方法，结果均表明前文的实证结果具有较高的可靠性和稳定性，即外商直接投资在我国总体上扩大了城乡居民收入差距，且这种影响在不同区域存在异质性。六、结论与政策建议6.1研究结论本文基于2010-2023年我国31个省级行政区的面板数据，运用面板数据模型，深入研究了外商直接投资对城乡居民收入差距的影响。通过描述性统计、平稳性检验、协整检验和回归分析等一系列实证方法，得出以下主要结论：从全国层面来看，外商直接投资扩大了城乡居民收入差距。在以城乡居民收入比和泰尔指数作为衡量城乡居民收入差距的被解释变量时，外商直接投资占地区生产总值的比重（FDIGDP）的回归系数均在1%的显著性水平下显著为正。这表明，随着外商直接投资的增加，城乡居民收入差距呈现出扩大的趋势，这一结果与陈钊、万广华和陆铭（2005）等学者的研究结论一致。从区域异质性角度分析，外商直接投资对城乡居民收入差距的扩大作用在不同区域存在明显差异。东部地区由于经济发达，对外开放程度高，吸引了大量的外商直接投资，且外资主要集中在城市的高端制造业和现代服务业，使得城乡居民收入差距扩大最为显著；中部地区吸引外资能力相对较弱，但产业结构逐渐优化，外商直接投资也