越南的外国直接投资与省级收入收敛：异质增长效应的证据 阮富中（Phuc Tran Nguyen）

《Economies》：Foreign Direct Investment and Provincial Income Convergence in Vietnam: Evidence of Heterogeneous Growth Effects Phuc Tran Nguyen

　　**摘要**
本研究在动态面板框架下探讨了外国直接投资（FDI）对越南各省收入增长和收敛性的影响。利用2002–2022年间59个省的平衡数据集，分析采用了两步系统广义矩估计方法（System GMM）来考虑收入持续性、内生性和未观察到的异质性。实证模型中加入了交互项，以探究FDI的增长效应是否随省份的发展水平和劳动力市场特征而变化。研究结果表明，省份收入动态具有高度持续性，表明区域間差异会逐渐演变。在单一假设下，FDI对收入增长的平均影响并未达到统计学上的显著性；然而，当明确纳入区域异质性后，外国投资与收入动态显著相关。FDI与初始收入之间的负向交互作用表明，在较贫困的省份中，FDI的边际增长效应更为显著，这意味着外国投资通过降低收入持续性促进了更快的收敛。同时，FDI与受教育劳动力供应之间的交互作用凸显了本地吸收能力和劳动力市场条件在实现FDI收益中的重要性。总体而言，研究结果表明FDI对各省份收入调整动态存在差异，这可能对收敛速度产生影响。其发展效应似乎更多地取决于允许外国投资产生本地生产力提升的结构性条件，而非投资规模本身。

**1. 引言**
自1986年实施市场化经济改革以来，外国直接投资（FDI）在越南从计划经济向出口导向型、全球化生产体系的转型中发挥了重要作用。外资企业为资本积累、产业升级、出口扩张和参与全球价值链做出了实质性贡献。在发展理论中，FDI不仅仅是资金流动，还包括技术、管理知识和市场准入等生产性资产的综合体，这些都能提升生产力并支持后工业化经济体的结构转型（Dunning, 1993）。在越南，这种转型在省级层面尤为明显，制造业集群和新增长极地的出现与外国投资的地理集中密切相关。然而，这些收益的空间分布极不均匀：东南部和红河三角洲的省份经历了快速的收入增长，并深度融入了全球生产网络，而许多边缘地区仍依赖低生产率活动，收入差距持续存在。这种差异反映了聚集经济的累积逻辑——投资被吸引到基础设施更好、劳动力市场更活跃、生产联系更紧密的地区，从而加剧了区域间差异（Krugman, 1991; Fujita et al., 1999）。在这种背景下，FDI可能既有助于区域均衡（通过支持落后地区的追赶），也可能强化现有的结构优势。这两种模式的具体表现仍是一个有待实证验证的问题。现有实证研究提供的答案并不完整：大量国际研究表明，FDI的增长效应取决于东道国经济特征（如人力资本、金融发展和制度质量）（Borensztein et al., 1998; Alfaro et al., 2004）。最新证据强调了阈值效应，即FDI的贡献取决于吸收能力的最低水平和国内经济结构的效率。元分析研究进一步证实，弱或统计上不显著的平均效应往往掩盖了各国、各地区及不同实证假设之间的巨大异质性（Iamsiraroj & Uluba?o?lu, 2015; Bruno et al., 2018）。此外，次国家级研究指出，FDI的影响在不同地点存在差异，这与基础设施、劳动力市场条件和产业结构的差异有关；近期证据表明，当投资集中于已发展地区时，区域间差距会持续存在（Ashraf et al., 2023; Sattar et al., 2022）。这些发现表明，在存在显著区域差异的经济体中，单一的实证假设可能不足以全面反映FDI的发展影响。

**2. 文献综述**
本章回顾了关于经济增长、收入收敛及外国直接投资（FDI）作用的理论与实证文献，重点介绍了国际经验和越南的实际情况。首先讨论了收入动态和收敛性的理论基础，随后分析了FDI作为资本积累和生产力变革来源的作用及其可能存在的区域差异性。接着回顾了国际和次国家级研究的实证证据，最终转向越南相关研究，以确定本研究所要解决的研究空白。

**2.1. 基础概念**
经济增长是一个累积过程，当前收入水平不仅反映了当时的生产条件，还体现了过去的发展轨迹。由于资本积累、技术采纳和结构转型是渐进的，各经济体之间的收入差异往往会持续存在。这种持续性引发了“收入动态”概念，即当前经济表现部分取决于以往的收入水平（Solow, 1956; Barro & Sala-i-Martin, 2004; Islam, 1995）。在这种动态视角下，收敛性指的是低收入经济体比高收入经济体增长更快，从而逐渐缩小收入差距。这一概念与向长期均衡或稳态调整的过程密切相关，其中收入水平由资本积累、劳动力供应、人力资本和技术能力等结构特征决定（Solow, 1956; Mankiw et al., 1992; Barro & Sala-i-Martin, 1992）。这为研究其他因素如何影响收入动态和区域差异提供了基础。

外国直接投资（FDI）是重要的外部资本和知识来源，可能影响收入动态和结构转型。FDI是指外国投资者在国外生产实体中获得持久利益和实际控制权的跨境投资。与短期投资不同，FDI建立长期关系，通常涉及实物资本、技术、管理专长和市场准入的转移（Dunning, 1993）。由于FDI嵌入实体部门，它会影响生产结构、出口构成、劳动力需求和国内联系。它被视为后工业化经济体融入全球生产网络和进行结构转型的关键渠道（Borensztein et al., 1998; Alfaro et al., 2004）。在跨国企业理论中，水平FDI在不同市场复制生产，而垂直FDI则通过利用跨国家要素成本和禀赋差异来地理分割生产（Markusen, 2002），后者与出口导向型工业化和参与全球价值链密切相关。

**2.2. 理论框架**
新古典增长模型为解释经济体的收入差异和收敛性提供了核心框架。Solow（1956）模型认为，资本回报率递减意味着资本水平较低的经济体具有更高的资本边际生产力，因此比接近稳态的经济体增长更快。当各经济体具有相同的结构特征并趋向于同一稳态时，这会导致绝对收敛。相反，结构条件的差异会导致有条件的收敛。储蓄行为、人口增长、人力资本积累和技术进步的差异使每个经济体朝其自身的稳态收入水平收敛（Barro & Sala-i-Martin, 2004）。这些结构特征决定了长期收入水平和向均衡调整的速度。同时，新古典框架允许其他因素影响这些动态，如制度质量、贸易开放度和技术能力会影响资本积累效率和知识扩散，从而影响增长轨迹。

在这种框架下，外国直接投资（FDI）可通过多种渠道影响经济增长，包括资本积累、技术转移和知识扩散。在新古典视角下，FDI促进资本深化；在内生增长模型中，它通过溢出效应和技术升级促进长期生产力提升（Romer, 1990; Grossman & Helpman, 1991）。然而，这些效应并非自动实现，而是取决于本地经济的吸收能力，即识别、适应和利用外部知识的能力（Cohen & Levinthal, 1990; Nelson & Phelps, 1966; Abramovitz, 1986）。人力资本支持技术采纳，金融发展促进互补投资，国内生产联系有助于溢出效应的传播（Greenwood & Jovanovic, 1990; Levine, 1997; Hirschman, 1958）。由于这些条件在不同地区存在差异，FDI的效应可能存在异质性。

当新古典收敛框架与国际资本流动理论结合时，FDI可能对追赶过程起重要作用。在资本劳动比较低的地区，资本的边际产品较高，外部资本流入的效应可能更显著。当FDI流向资本稀缺地区时，它可能通过加强那里的投资和生产力来促进有条件的收敛（Solow, 1956; Barro & Sala-i-Martin, 2004）。在动态背景下，收入持续性反映了资本存量向稳态的逐步调整。通过影响资本积累和技术扩散，FDI可能改变收敛性，并影响过渡过程的长度。因此，收敛性并不一定仅由结构性参数决定，也可能反映投资在地区间的空间分布（Islam, 1995；Barro & Sala-i-Martin, 2004）。2.3. 实证文献：国际证据关于外国直接投资（FDI）和经济增长的国际实证文献并没有得出统一的结论，但大体上都认为其效应是有条件且依赖于具体背景的。大量跨国证据表明，只有当某些东道国经济条件得到满足时，FDI才会与经济绩效的改善相关。特别是，人力资本（Borensztein等人，1998）、金融发展（Alfaro等人，2010）、宏观经济稳定、贸易开放和制度质量（Bengoa & Sanchez-Robles, 2003）常被视为关键的支持因素。最近的研究强调了阈值效应，即FDI的贡献取决于达到最低的吸收能力水平，包括足够的人力资本、制度效率和公共投资的效率（Li, 2025；Chizema, 2025）。在这些条件缺失的情况下，外国投资可能在国内经济中的融合度较低，产生的广泛发展效应也有限（Meyer & Sinani, 2009）。Iamsiraroj和Uluba?o?lu（2015）的元分析证据支持这一有条件的观点，显示FDI平均而言与经济增长呈正相关，尽管其幅度和统计显著性很大程度上取决于东道国的特征。同时，另一部分文献则报告说，一旦考虑到内生性、异质性和动态持续性，FDI的平均效应较弱或在统计上不显著。Carkovic和Levine（2005）使用动态面板估计器，在控制了反向因果关系和遗漏变量后，发现FDI对长期增长的独立贡献并不稳健。来自转型经济体的证据也表明，当外国投资在经济的相对孤立部分运作或排挤国内投资时，其贡献可能有限（Mencinger, 2003）。这些发现突显了实证结果对模型设定和识别策略的敏感性。与此解释一致的是，Bruno等人（2018）记录了不同样本和方法之间估计效应的显著差异，进一步强化了FDI-增长关系并非一致的观点。另一部分文献强调了经济结构和空间异质性的重要性。实证证据表明，外国投资的影响在不同行业和地区之间存在差异。FDI的贡献取决于投资的构成和国内生产结构的强度，在具有更强工业基础和更发达要素市场的地区，效果更为明显（Fry, 1993；Basu & Guariglia, 2007；Apergis等人，2008）。次国家级分析显示，外国投资倾向于集中在基础设施更好、劳动力市场更成熟且经济条件更有利的地区，从而导致区域发展成果不均衡（Head等人，1999；Basile等人，2008）。结构条件更强的地区往往从FDI中获得更多好处，而发展较弱的地区则往往效果有限。当FDI集中在已经先进的地区且互补条件较弱时，地区差距可能会扩大而不是缩小（Ashraf等人，2023；Madueke等人，2022）。基于阈值的证据同样表明，只有在达到最低发展水平后，正面效应才会显现（Sattar等人，2022）。虽然大多数实证研究关注增长效应，但一个相关的问题是FDI如何与各经济体的收敛动态相关联。关于收敛性的实证文献大多与国际资本流动的研究分开发展。大多数研究估计经济体向稳态调整的速度，通常将收敛性视为结构性基本因素的函数（Barro & Sala-i-Martin, 1992；Islam, 1995）。尽管有时会将FDI作为控制变量纳入考虑，但其与收敛动态的关系却很少被明确探讨。另一项研究探讨了国际资本流动性在促进赶超和生产率增长中的作用（Henry, 2007），但对外资流入与收敛过程本身的关系关注较少。特别是，现有研究并未直接探讨外国投资如何与收敛动态相关联。这一差距值得注意，因为条件收敛理论表明，在资本稀缺的经济体中，资本流入可能会产生相对较高的回报，从而可能支持调整过程。尽管一些实证研究表明，在某些条件下，FDI与低收入经济体的生产率提升有关（Borensztein等人，1998；Alfaro等人，2004），但它们并未将这些效应直接与收敛动态的变化联系起来。总体而言，国际文献表明，外国直接投资的增长效应是有条件的，并且在不同背景下具有异质性。从这个角度来看，将收敛性视为可能受到FDI影响的概念——而不是将其视为一个固定的结构性参数——为现有的实证工作提供了有用的补充。这突显了需要一个能够明确考虑收入持续性的框架，同时允许在不同地方条件下存在异质效应。以下部分将探讨越南实证文献中是如何解决这些问题的。2.4. 关于越南的实证文献大量实证研究考察了外国直接投资（FDI）对越南经济增长的贡献，反映了外部资本在该国向市场导向和出口导向经济转型过程中的核心作用。早期在宏观和行业层面的研究普遍报告FDI与产出增长之间存在正相关关系，强调了其对资本积累、出口扩张和结构转型的贡献。例如，Vu等人（2008）利用时间序列和行业数据表明，FDI主要通过投资和出口渠道促进增长。随后的省级分析揭示了FDI效应存在的显著空间异质性。东南部和红河三角洲地区的省份——这些地区在教育和培训方面的投资更多，金融市场更发达，工业基础更成熟——往往从外国投资中获得更明显的增长效应（Anwar & Nguyen, 2010）。相比之下，发展较弱的地区往往显示出较弱或在统计上不显著的关联，这反映了结构条件的差异以及出口导向制造业的地理集中性。这些发现与更广泛的国际证据一致，表明FDI的影响在不同地点存在系统性的差异。尽管有这些见解，现有文献仍面临一些方法论限制。首先，许多研究依赖于总体时间序列方法或静态面板模型，这些方法无法充分捕捉收入调整的动态性质。例如，Nguyen（2020）使用OLS框架报告了FDI、贸易和增长之间的正相关关系，但由于缺乏单位根检验和内生性控制，这引发了关于虚假推断的担忧。同样，Q. C. Hoang和Duong（2018）使用第一差分的VAR模型发现了FDI与增长之间的短期互动；然而，有限的样本量和缺乏长期框架限制了这些结果的解释。其次，一些省级面板数据研究依赖于静态模型，这些模型忽略了滞后收入，因此没有明确考虑收入持续性和过渡动态。例如，T. T. Hoang等人（2010）得出结论，FDI主要通过资本积累促进增长，但他们的模型没有捕捉到收敛文献中强调的动态调整过程。尽管近几年有一些研究采用了动态面板技术，它们仍然主要关注FDI对产出增长或相关增长代理变量的平均效应。例如，Dao和Ngo（2023）使用2006-2014年的省级数据，将分析限制在正规经济部门内。因此，这部分文献对长期收入动态提供的洞察有限，特别是在区域收敛和省级响应的异质性方面。现有的实证证据表明，虽然FDI通常与越南的经济增长相关，但它是如何与区域发展相关联的机制仍部分不清楚。在这种背景下，本研究采用动态面板框架来考察FDI在省级收入增长和收敛中的作用。通过明确考虑收入持续性，并允许FDI的边际效应随地方条件变化，该分析提供了关于外国投资如何与省级增长轨迹和区域赶超过程相关联的新证据。3. 实证方法和数据 3.1. 概念框架和基本假设本研究采用了一个概念框架，将外国直接投资（FDI）与动态和异质环境中的区域收入动态联系起来。假设省级收入随时间具有持续性，反映了逐步的调整过程和结构惯性。在这个框架内，收敛性是从滞后因变量推断出来的，调整速度反映了收入差异的演变（Islam, 1995）。因此，排除滞后因变量可能会导致有偏估计，并掩盖与收敛相关的重要的动态调整过程。FDI被视为通过资本积累、技术转移和生产力提高与收入相关的因素（Romer, 1990；Grossman & Helpman, 1991）。然而，这些效应取决于地方结构条件，包括吸收能力、基础设施和制度质量（Borensztein等人，1998；Alfaro等人，2004），因此预计在不同省份之间并不统一。该框架还允许通过交互项来解释异质效应。首先，FDI与收入之间的关联可能随发展水平而变化。与资本边际收益递减一致，预计在低收入地区，投资将具有更强的增长关联。这一机制通过条件收敛框架中的FDI与初始收入之间的交互作用来捕捉（Barro & Sala-i-Martin, 1992, 2004；Islam, 1995）。其次，FDI与收入之间的关联可能取决于人力资本条件。虽然更多受教育劳动力的供应可能支持外国技术的吸收，但劳动力市场的吸收和流动性差异可能会削弱或抵消这些效应。这是通过FDI与受教育劳动力供应之间的交互作用来捕捉的。3.2. 实证规范实证规范是逐步开发的，首先建立一个基准动态模型，然后扩展以纳入异质效应，从而能够考察FDI的边际效应及其隐含的条件收敛动态。设表示时间t时省份i的实际人均收入的对数。基准模型规定为：(1) 其中表示FDI强度，定义为注册FDI与省级收入的比率，是一个控制变量向量，包括生产资本（）、劳动力（）、受教育劳动力供应（）以及宏观经济控制变量（如通货膨胀（）、政府支出变化（）和全球金融危机（）； 表示未观察到的特定省份效应；表示共同的时间效应； 是特定省份的特定误差项，用于捕捉模型无法解释的所有随时间变化的因素。基准规范假设FDI在各省的边际效应是同质的。然而，根据关于条件收敛和吸收能力的文献，FDI的影响可能取决于省份特征。为了捕捉这种异质性，模型被扩展为：(2) FDI强度与滞后收入之间的交互项允许FDI的边际效应随初始收入水平变化，而FDI与受教育劳动力供应之间的交互项允许其随当地人力资本条件变化。鉴于这种交互结构，FDI对省级收入的边际效应并非恒定。收入对的部分导数为：(3) 该表达式表明，FDI与收入之间的关联取决于省份的初始收入及其受教育劳动力条件，使模型能够捕捉不同省份之间的异质效应。此外，方程(2)下的规范可以通过从两边减去 来转换为增长形式：(4) 该规范可以直接与Barro和Sala-i-Martin（1992, 2004）的-收敛框架相比较。收集中的各项得到：(5) 在方程(5)中，滞后收入的系数不再是常数，而成为FDI水平的函数。因此，隐含的条件-收敛参数为：(6) 条件-收敛要求方程(6)中的表达式值为负。因此，一个负且在统计上显著的 表明更高的FDI会减少收入持续性并增加收敛系数的绝对值。相反，如果FDI > 0，FDI将削弱收敛过程，并可能产生分歧。条件持续性参数可以表示为：（7）根据Islam（1995）的方法，连续时间的收敛速度可以从离散时间的持续性参数推导出来：（8）其中T表示观察间隔的长度。当数据每年观察一次（T = 1）时，这简化为：（9）收入差距的半衰期——定义为初始差异消失所需的时间——由下式给出：（10）在FDI分布的不同点评估这些表达式，可以分析FDI的强度如何影响收敛过程。3.3 顺序估计策略实证分析采用了一种刻意简洁和顺序的估计策略，旨在识别FDI的异质性收入效应，同时避免系统GMM框架内的过度参数化和工具变量增多。模型不是通过单一步骤估计完整的条件规格，而是逐步扩展，以便每个额外组件都可以与它的理论动机明确联系起来，并且可以清楚地评估其对结果的增量贡献。为了保持简洁性和保持GMM估计量的有效性，实证分析侧重于六个逐步扩展的规格，在这些规格中，只有在理论上合理的情况下才引入额外的机制。模型1展示了基准动态规格。它包括滞后收入以捕捉持续性和条件收敛性，以及FDI和一组结构控制变量，包括生产资本、劳动力以及由通货膨胀和政府支出变化表示的宏观经济条件。在假设各省反应同质性的前提下，该规格估计了FDI对收入的平均部分效应，并为后续模型扩展提供了基准。宏观经济冲击的处理需要特别关注。通货膨胀和危机虚拟变量在很大程度上代表了同样的总体干扰，因为样本期内的大多数通货膨胀波动都发生在危机年份。因此，同时包含它们会降低它们的独立解释能力。此外，尽管危机虚拟变量捕捉了一个离散的宏观经济事件，但它早于省级FDI扩张的主要阶段，提供的时间变化有限。因此，排除危机变量的规格被视为首选基准，而包含它的版本则作为稳健性检验在后面报告。模型2通过引入FDI和滞后收入之间的交互项来扩展基准规格。这种扩展允许FDI的收入效应随着初始发展水平的不同而变化，从而直接测试与外国投资相关的条件收敛机制。模型3进一步修改了规格，用劳动力质量的代理变量替换了劳动力变量，该变量表示为高中生与劳动力的比率。这个变量捕捉了总体受过教育的劳动力供应，并使模型能够反映各省之间的人力资本结构差异，从而允许分析FDI的增长效应是否取决于当地的吸收能力。模型4通过引入FDI和劳动力质量之间的交互项来完成条件规格。在这种表述中，FDI的边际效应与发展水平和当地受过教育的劳动力供应共同变化，捕捉了结构条件和人力资本的联合异质性。这个规格被视为首选模型，因为它包含了FDI的收入效应在各省之间不同的关键条件机制。模型5和6在基准框架内提供了初步的稳健性检验，重点关注不同的劳动力衡量标准和宏观经济控制。具体而言，模型5重新引入了劳动力变量和劳动力质量指标，而模型6用危机指标替换了通货膨胀。这些替代规格验证了FDI及其交互项的估计效应对不同的劳动力输入措施和总体宏观经济条件的替代表示的稳健性。总体而言，这种顺序估计策略在理论假设和实证实施之间建立了透明的联系。每个阶段对应于一个特定的机制——FDI的平均效应、收入条件下的收敛性和人力资本条件——而稳健性检验确保主要发现不是由替代的宏观经济控制所驱动的。3.4 估计方法、识别和诊断实证模型包括一个滞后的因变量，以捕捉省级收入动态的持续性。在动态面板设置中，由于滞后因变量与未观察到的省特定效应之间的相关性，传统的估计量（如合并普通最小二乘和固定效应）是有偏的且不一致的（Nickell，1981）。为了解决这个问题并控制潜在的内生性，分析采用了Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）提出的两步系统广义矩（System GMM）估计量。尽管面板的时间维度不是非常短，但省级收入序列表现出高度的持续性。在这种设置中，System GMM仍然适用，因为它是为动态面板专门设计的，当持续性较高时，它的表现可能优于Difference GMM，因为在First-difference方程中滞后水平成为弱工具变量（Blundell & Bond，1998；Bond，2002）。System GMM估计量结合了First-difference方程和Level方程在一个统一的系统中。内生变量的滞后水平被用作差分方程的工具变量，而滞后差异在额外的矩条件下被用作Level方程的工具变量。两步实现使用了Windmeijer校正的标准误差的异方差性鲁棒加权矩阵来改进有限样本推断（Windmeijer，2005）。为了防止工具变量增多，工具矩阵被合并并且滞后深度受到限制，确保工具变量的数量远低于横截面单元的数量（Roodman，2009）。关于识别问题，滞后因变量被视为内生的，因为它与未观察到的省特定效应相关，也可能反映过去的冲击。生产资本同样被视为内生的，因为投资决策可能对先前的收入动态和未观察到的经济条件作出反应。这些变量使用它们自己的滞后值作为内部工具变量进行工具化。在基准规格中，第四滞后（t ? 4）被用作滞后收入和生产资本的GMM风格工具变量，工具矩阵被合并以限制工具变量的增多。外国直接投资（FDI）强度被视为弱外生的，并作为Level方程中的标准工具变量进入模型，而不是作为GMM风格的工具变量。这反映了省级FDI流入主要由国家政策、投资者战略和位置特定优势（如基础设施、工业基础和投资激励）所塑造的制度环境，这些因素随时间逐渐演变，因此不太可能对省级收入的短期波动作出反应。劳动力市场指标、人力资本代理变量和宏观经济控制变量类似地被处理，并作为标准工具变量包括在内。FDI与滞后收入之间的交互作用结合了弱外生成分（FDI）和内生成分（滞后收入），而FDI与人力资本（ELS）之间的交互作用涉及的变量都被视为外生的。在首选规格中，两个交互项都被作为Level方程中的标准工具变量包括在内，而不是内部工具化。这个规格也有实质性的依据，因为FDI与滞后收入之间的交互作用不会引入超出内生滞后因变量已经捕捉到的额外短期内生性来源，因此不需要单独的内部工具化，同时有助于避免不必要的工具集扩展。还探讨了将FDI及其与滞后收入的交互作用视为预先确定的并用内部滞后进行工具化的替代规格；然而，这些规格往往产生不太稳定的估计结果和较弱的诊断性能。在这种情况下，首选规格采用了简洁的工具策略，确保估计结果稳定并满足标准诊断标准。作为额外的稳健性检验，同时期的FDI变量被替换为其滞后值。结果与基准规格在质量上保持一致，表明主要发现不是由FDI测量的时机所驱动的。动态面板规格的有效性使用标准诊断测试进行评估。Arellano–Bond测试用于检查差异残差中的序列相关性；虽然构建上预期有一阶序列相关性，但为了估计量的一致性，需要没有二阶序列相关性。Hansen J测试评估了工具集的联合有效性，而Difference-in-Hansen测试评估了Level方程中额外矩条件的有效性。Sargan测试作为补充证据。这些诊断结果的一致性为识别策略的可靠性提供了支持。总体而言，System GMM框架为分析省级收入动态提供了一种一致且高效的方法，能够在广泛用于实证增长文献的动态面板数据框架内识别FDI和其他结构因素的条件效应，同时考虑持续性、内生性和未观察到的异质性。3.5 数据、变量测量和来源实证分析基于2002–2022年间越南59个省和中央管理的城市的平衡面板数据。所有变量都来自越南国家统计局（GSO）发布的官方省级统计数据，主要是年度统计年鉴，这确保了各省份和随时间的一致定义。初始年份由2000年代初统计标准化后可用的一致省级数据决定。由于在研究期间缺乏一致的数据，少数省份——具体来说是Dak Nong、Dien Bien、Hau Giang和Lai Chau——被排除在样本之外，这阻止了为这些变量构建连续时间序列；这些情况很少见，不会对数据集的横截面代表性产生实质性影响。所得到的面板提供了足够的时间维度进行动态估计。表1总结了实证模型中使用的变量及其数据来源。实际省级人均收入是通过使用CPI（2010 = 100）对名义收入进行 deflation 计算得出的，并以自然对数表示。FDI强度表示为注册FDI与省级收入的比率。生产资本和劳动力强度分别定义为生产资本与收入以及劳动力与总人口的比率，而受过教育的劳动力供应则表示为高中生与劳动力的比率。表1. 变量、定义、测量和数据来源。政府支出的变化定义为总国家公共支出与GDP比率的变化，捕捉财政政策的立场，而通货膨胀则用年度CPI增长率来衡量。包括了危机虚拟变量以考虑共同的宏观经济冲击。除了政府支出变量外，所有比率变量都是根据官方报告的省级汇总数据构建的，以确保各省份和随时间的一致性。在外商直接投资区域分析中的一个潜在问题是所谓的“FDI数据中的总部效应”，当投资在统计上归属于投资实体行政注册的地区而不是投资活动发生的地区时就会出现这种情况。正如最近的区域级研究所指出的，这种行政归属可能会扭曲FDI的地理分布，并导致对外商投资与区域经济绩效关系的估计偏差（Maza & Hierro，2025）。在本研究中，分析使用了越南国家统计局编制的省级FDI数据，其中每个外商投资项目都在项目实施的省份作为单独的法律实体进行许可和记录。由于统计分类基于个别投资项目的注册位置而不是投资实体的行政位置，因此与总部效应相关的潜在偏差可能比将FDI归属于投资者位置而不是投资项目实际位置的数据集要小。尽管如此，由于项目重组、所有权变化或投资许可证的修订，仍可能出现一些小的不一致性。同时，需要注意的是，本研究中使用的外国直接投资（FDI）指标是基于注册投资，这反映了获批的投资承诺，而不是实际的资金流入。因此，这一指标可能无法完全反映某一时期省级层面实际实施的外资规模或时间安排。虽然由于数据可用性，省级研究通常使用注册FDI指标，但它可能会引入一定的测量误差。因此，估计的系数应被解释为反映获批投资与收入动态之间的关联，而不是实际的资金流动。

受过教育的劳动力（ELS）是通过中等以上教育的学生人数与劳动力的比例来衡量的。这个基于教育程度的指标并不是衡量当地雇佣的熟练工人的即时数量，而是反映了省份内部潜在的未来受过教育劳动力的供应。由于这一指标反映的是正在进行的人力资本形成过程，而不是实际的人力市场结果，因此应将其视为当地教育体系的指标，而不是熟练工人的实际可用性或保留情况。在越南的背景下，高等教育机构和高技能就业机会主要集中在少数几个城市增长中心，从教育到当地高技能就业的转变可能涉及大量的跨省迁移。因此，该指标反映了省份生成受过教育劳动力的潜力，而不是这些工人被留在当地劳动力市场的程度。因此，应将其视为对当地人力资本的间接和不完美的替代指标，估计的系数应谨慎解读。

动态模型包括滞后的因变量，以捕捉收入的持续性。交互项是通过当前FDI强度与相关省级特征的简单乘法组合构建的。所有解释变量都是直接从GSO数据中根据表1中的定义构建的，确保了收入估计的数据集是透明和内部一致的。

4. 实证结果与讨论
4.1 估计结果与模型诊断
实证发现按照估计策略依次呈现。表2报告了基线模型和最初的交互模型（模型1-3）。表3报告了扩展的条件模型（模型4-6），其中模型5和6作为稳健性检验。在所有模型中，滞后收入的系数在1%的水平上保持正值且具有统计显著性，估计值介于0.956到0.971之间。这一结果表明省级收入动态具有高度持续性，并支持使用动态框架来捕捉随时间逐渐调整的过程。

4.2 基线模型的结果
如表2所述，基线模型（模型1）是评估后续模型中引入的条件FDI效应的参考点。滞后收入的系数很大且具有高度显著性（0.956），表明省级收入的持续性很强。这一发现支持使用动态面板模型来捕捉随时间逐渐调整的过程。

关于外国直接投资的直接影响，基线结果并未显示在包含滞后收入和标准控制变量后，FDI对省级收入的平均效应具有统计显著性。FDI的估计系数很小且统计上不显著，表明在 homogeneous 模型中，外国投资并不对所有省份产生统一的增长效应。这一发现与大量实证研究结果一致，这些研究表明，在控制内生性、持续性和未观察到的异质性后，FDI的增长贡献通常会减弱或变得不显著（例如，Carkovic & Levine, 2005）。重要的是，缺乏显著的平均效应不应被解释为FDI没有发展效应；相反，它表明FDI的增长效应可能因省份而异，并可能取决于当地的结构性条件。

控制变量通常显示预期的符号，并支持基线模型的有效性。生产资本与省级收入呈正相关且具有显著性，表明资本积累有助于提高生产力和区域经济表现。相比之下，劳动人口比例并未显示出统计上显著的独立效应，这表明仅靠劳动力数量可能不足以在不增加资本和生产率改进的情况下维持持续的收入增长。公共支出在省级收入动态中似乎发挥着重要作用。政府支出变化与GDP之比的系数为正且具有高度显著性，这意味着公共支出的增加与更高的省级收入相关。这一结果与政府支出——特别是用于基础设施、公共服务和经济发展计划——可以刺激区域经济活动和支持私人投资的观点一致。

最后，通货膨胀对收入具有负的且统计上显著的效应，表明宏观经济不稳定可能会阻碍经济增长。较高的通货膨胀可能会降低实际购买力，扭曲投资激励，并削弱生产率增长，从而减缓省级收入的扩张。总体而言，基线模型确认越南的省级收入动态具有高度持续性，并受到结构性和宏观经济因素的影响。同时，FDI缺乏统计上显著的平均效应表明， homogeneous 模型可能掩盖了与外国投资相关的收入收益的实质性异质性。这一发现激发了后续模型的研究，这些模型引入了交互项来考察FDI的增长效应如何随省级发展条件和劳动力市场特征而变化。

4.3 收入持续性与区域追赶
模型1-6的估计结果（见表2和表3）显示了越南省份之间逐渐收入的追赶模式。在所有模型中，滞后收入的系数保持正值且具有高度显著性，接近于1。这种动态模式与新古典收敛框架的预测一致，即资本收益递减导致较贫困的经济体在向稳态收入水平接近时增长更快（Solow, 1956; Barro & Sala-i-Martin, 1992）。

4.4 FDI对收入的异质边际效应
模型1-6的实证结果（见表2和表3）一致表明，外国直接投资对收入的影响在各省之间并不均匀，而是系统性地随当地发展条件而变化。模型规范的进展阐明了这种异质性的来源。在模型2-3中，FDI的边际收入效应的变化仅来自于其与滞后收入的交互作用，因此外国投资增长回报的变化反映了发展阶段的差异。在模型4-6中，引入FDI与受过教育劳动力之间的交互作用后，当地劳动力市场条件影响了FDI相关收入增长的幅度。与这种结构一致，FDI与滞后收入之间的交互作用为负且具有统计显著性，意味着随着初始收入水平的提高，外国投资对省级收入的边际贡献会下降。实际上，处于发展早期阶段的省份从额外FDI中获得的收入收益更大，而在更发达的省份中，这种增量效应逐渐减小。模型4-6中，FDI与受过教育劳动力之间的交互作用也为负且具有统计显著性，表明外国投资对收入的影响不仅取决于发展阶段，还取决于当地的人力资本条件。

根据方程（3），表4报告的估计边际效应说明了这一点。在受教育劳动力中位数水平上进行评估时，FDI的边际效应从收入第25百分位的0.0220单调下降到第75百分位的0.0001。这表明与外国投资相关的收入收益在低收入省份更大，并随着省级收入的增加而减少。这种模式在模型5和6中也基本一致，确认了结果在不同模型规范下的稳健性。

这种异质性有助于解释为什么 homogeneous 增长模型经常得出FDI平均效应较弱或统计上不显著的原因。当结构和条件明显不同的省份被合并在一起时，落后地区的相对较强收益被更发达省份较小的边际贡献所抵消。因此，基线模型中观察到的平均效应较弱反映了不同省份反应的汇总，而不是外国投资缺乏实际增长贡献（Durlauf et al., 2005）。这种解释与新古典收敛框架和吸收能力视角一致。在新古典增长模型中，资本在相对资本稀缺的经济体中的边际生产力更高，对外部投资的增长反应更强（Solow, 1956; Barro & Sala-i-Martin, 2004）。同时，吸收能力文献强调，外国资本及其带来的技术只有在当地条件允许有效学习和采纳的情况下才能提高生产力（Borensztein et al., 1998; Alfaro et al., 2004; Crespo & Fontoura, 2007）。在省级层面，吸收能力不仅受发展阶段的影响——这决定了追赶的范围——还受到人力资本可用性和有效利用的影响。因此，这里记录的异质边际效应为理解外国投资在区域发展中的更广泛作用提供了重要基础。以下部分（第4.5节）探讨了这种差异化的边际影响如何在动态框架内转化为区域收入收敛速度的变化，而第4.6节则研究了受过教育的劳动力供应和劳动力流动性如何影响这些与外国直接投资（FDI）相关的收益的空间实现。4.5 FDI与条件收敛动态除了对收入水平的边际影响外，外国直接投资（FDI）还影响区域收入差异的动态调整。在动态增长框架中，滞后收入的系数反映了这种持续性，并决定了向稳态收敛的速度。当引入FDI与滞后收入之间的相互作用时，这个持续性参数变得依赖于外国投资的水平，这意味着不同省份之间的收敛动态可能会随着FDI强度的不同而变化。在基准设定中，持续性系数估计为0.956，相应的收敛参数为-0.044，这反映了在 homogeneous 响应下的渐进式均衡。在扩展模型中，FDI与滞后收入之间的相互作用是负的并且在统计上显著，表明较高的外国投资水平与较低的收入持续性和更快的收敛过程相关联。因此，在FDI较丰富的地区，省份收入向稳态的调整速度更快。表5基于模型4以及方程式（6）、（7）、（9）和（10）提供了这一机制的定量解释。随着FDI从其分布的第25百分位数增加到第75百分位数，持续性系数从0.967下降到0.941。相应地，收敛速度从每年大约3.3%上升到6.1%，而收入差距的半衰期从约20.8年缩短到11.4年。这些结果表明，接受更高水平外国投资的省份能够更快地达到其长期收入水平。表5显示了在不同FDI水平下的条件β-收敛、收敛速度和半衰期（模型4）。估计的收敛速度也与国际基准大体一致。跨国和区域增长研究通常报告的年收敛率在2%到6%之间（Barro & Sala-i-Martin, 1992; Islam, 1995; Abreu et al., 2005）。因此，随着外国投资的增加，越南各省的经济表现从这个区间的低端向高端移动，表明FDI在塑造区域收入动态方面可能发挥了作用。从理论角度来看，这种模式与国际资本流动性下的条件收敛逻辑基本一致。在资本稀缺的地区，较高的边际生产率意味着外国投资的流入可能带来相对较强的收益，从而支持结构转型和向稳态的过渡（Barro & Sala-i-Martin, 2004）。通过技术转移、管理学习以及融入全球生产网络等渠道，FDI可能有助于区域追赶过程。总体而言，研究结果表明，外国投资不仅与收入水平相关，还与区域差异演变的速度有关。通过减少收入持续性，FDI与更快地向稳态调整相关联，这表明其空间分布可能会影响各省的长期发展轨迹。同时，这一解释应谨慎对待。估计出的关系反映了特定动态框架内的条件性关联，而不是决定性的因果效应。它们的解释取决于识别策略的有效性以及工具变量集在解决内生性问题方面的能力。此外，未观察到的结构因素——如制度质量、基础设施或行业构成的差异——可能共同影响FDI分配和区域增长动态。因此，估计出的系数应被视为捕捉条件性经验关系，而不是结构性因果参数。4.6 受过教育的劳动力供应、劳动力流动性以及FDI收益的空间实现完全条件化的设定（模型4-6）提供了关于劳动力市场条件如何塑造与FDI相关的收入收益空间实现的额外见解。受过教育的劳动力供应的系数为正且在统计上显著，表明具有更大培养受教育劳动力能力的省份往往表现出更高的收入水平。受过教育的劳动力供应变量（ELS）通过高中生与劳动力比例来衡量，旨在代表受过教育的劳动力的相对可用性。虽然这个指标在概念上与受过教育的工人比例相关，但这种关系并不完全。特别是，省份之间的劳动力流动性可能会削弱本地生成的人力资本与省内就业的熟练劳动力之间的对应关系（Moretti, 2012; Behrens & Robert-Nicoud, 2015）。因此，该变量应被理解为捕捉更广泛的发展能力和人力资本形成，而不仅仅是本地就业熟练劳动力的直接生产率效应。然而，这种正相关并不是无条件的。FDI与受过教育的劳动力供应之间的负相关且在统计上显著，表明与外国投资相关的边际收入收益可能随着劳动力市场条件的变化而变化，特别是受过教育的工人被保留并有效整合到当地生产系统中的程度。在劳动力流动性高或教育结构与外国投资行业的技能要求不完全匹配的省份，即使受过教育的劳动力供应水平较高，与FDI相关的本地收入收益也可能较弱。这种模式可能反映了越南劳动力市场的几个结构特征。首先，基于学校的指标捕捉的是一般教育，而不是外国投资制造业部门通常所需的技能和职业技能。因此，企业在实现生产率收益之前往往依赖内部培训和技能提升，这与在技能匹配有限的情况下对FDI的即时反应较弱是一致的。其次，省份之间的劳动力流动性可能在塑造FDI利益的地理分布中起重要作用，这与Harris和Todaro（1970）强调的劳动力分配机制一致。外国投资活动集中在少数工业中心和城市增长中心，这些地方吸引了来自较不发达省份的受过教育的工人。在这种情况下，通过本地教育系统生成受过教育的劳动力的省份可能无法保留那些可以实现FDI相关生产率收益的工人，因此这些收益可能会在目的地地区积累。鉴于ELS基于学校的性质，这些解释应被视为合理的解释，而不是直接确定的机制。第三，高等教育机构和高技能就业机会在主要经济中心的集中可能进一步促进了这种空间再分配。较大的城市地区往往提供更深的劳动力市场、企业与熟练工人之间更有效的匹配以及更广泛的职业机会，这可能增加了新培养的劳动群体毕业后留在这些地方的可能性。因此，在经历熟练劳动力净输出的省份，与额外FDI相关的边际收入收益可能会显得较小，尽管人力资本继续在全国层面对生产率增长做出贡献。从工业地理和劳动力流动性的角度来看，FDI与受过教育的劳动力供应之间的负相关并不与人力资本在发展中的核心作用相矛盾。相反，它符合技能形成与生产之间空间匹配的重要性。外国投资的发展影响不仅取决于受过教育的劳动力的可用性，还取决于其在当地生产系统中的有效吸收程度及其与外国投资活动的关联程度。这种解释与全球价值链和链接文献一致，这些文献强调只有当FDI嵌入国内生产网络并得到深厚本地劳动市场的支持时，才能产生广泛的发展收益（Farole & Winkler, 2014; Taglioni & Winkler, 2016）。这些发现表明，人力资本和FDI在国家层面上是互补的，但在省级层面上则是有条件的。在本地劳动力市场足够发达以保留受过教育的工人并促进他们有效整合到当地生产系统（特别是外国投资活动）的地方，人力资本可以增强FDI的收入效应。然而，在这种整合有限且劳动力流动性高的情况下，这些收益更有可能在吸引熟练工人的工业中心实现。4.7 扩展的稳健性检验为了进一步评估结果的稳定性和可信度，使用不同的FDI设定、样本构成和估计方法进行了一组扩展的稳健性检验。表6和表7中的结果提供了一致的证据，表明FDI与省级收入之间的关系是异质的，并取决于当地发展条件，同时也突出了估计量大小和精确度的差异。表6关注了System GMM框架内FDI变量的不同定义和处理方式对结果的稳健性。考虑了几种修改。首先，用滞后FDI替换 contemporaneous FDI 会产生非常相似的估计结果，表明基准结果并非由短期反因果关系驱动。其次，排除河内和胡志明市等主要经济中心并不会实质性改变估计系数，表明结果并非由少数主导观察值驱动。作为两个高度发达的工业中心，这些省份吸引了大量的外国投资；然而，排除它们后估计结果的稳定性表明，这些发现反映了更广泛的跨省模式，而不是由这些主要中心驱动的。第三，将FDI变量在1%和99%的分位数处进行winsor化后，得到的结果几乎相同，证实了结果对外部投资分布中的极端观察值不敏感。除了这些转换之外，还考虑了使用人均FDI的另一种衡量方法。这种衡量方法捕捉了相对于人口规模的外国投资强度，而不是收入，从而解决了基线FDI与收入比率可能与因变量机械相关或反映规模效应的问题。基于人均FDI的结果与基准发现大体一致。特别是，FDI与滞后收入之间的相互作用仍然是负的且在统计上显著，表明随着发展水平的提高，外国投资与收入之间的边际关联减弱。尽管系数大小有所不同——这是由于衡量方法的变化所预期的——但异质效应的定性模式保持不变。总体而言，表6中的结果表明，主要发现对FDI变量的具体标准化或处理方式并不敏感。表7展示了增长规格和替代估计量的稳健性检验。主要分析中的基准结果基于动态水平规格（模型4），而这里报告的估计值评估了发现对转换后的增长公式和应用于水平方程的替代估计方法的敏感性。第（1）列报告了使用System GMM估计的增长规格，该规格是将基准动态水平模型进行了转换。这种规格用于检验主要发现是否在用增长术语而非收入水平表达模型时仍然稳健。结果表明，FDI的系数为正且在统计上显著，同时FDI与滞后收入之间的相互作用也是负的且显著。这种模式与基准模型一致，表明FDI与收入之间的关联随发展水平的提高而系统性地变化，在低收入省份观察到更强的效应。诊断测试没有否定工具变量集的有效性。第（2）至（4）列报告了应用于收入水平规格的替代估计量。第（2）列展示了Difference GMM的估计结果。关键系数在符号和统计显著性方面保持一致，FDI保持了正面效应，其与滞后收入之间的相互作用仍然为负。然而，滞后收入的系数显著增大，表明存在较高的持续性。这一结果与Difference GMM在高度持久性面板中的已知局限性一致，在这些面板中，滞后水平可能提供相对较弱的工具变量。第（3）列展示了固定效应估计结果。尽管这种规格没有考虑动态内生性，但它提供了一个有用的比较基准。主要系数的方向与动态面板估计量大体一致，尽管幅度通常较小，一些系数的估计精度较低。第（4）列展示了LSDVC的估计结果。由于这种估计方法在不依赖内部工具的情况下纠正了动态面板偏差，因此为水平规格提供了额外的稳健性检验。结果在符号和统计显著性方面都与系统GMM估计结果高度一致。特别是，FDI的正系数以及负的交互项得到了保留，这加强了各省之间收入异质性的存在。总体而言，表6和表7中的稳健性检验确认了主要实证模式在不同的FDI规格、样本组成和估计方法下是稳定的。FDI的系数保持为正，而其与滞后收入和人力资本（ELS）的交互项始终为负，表明FDI与省级收入之间的关联会随着发展水平和当地吸收能力的不同而变化。尽管不同规格下的系数 magnitude 不同，但结果在质量上是连贯的，这表明这些发现并非由某个特定模型或估计方法所驱动。因此，证据支持在动态面板框架内解释收入异质性动态，并且这种一致性来自于模型结构的维持，而不是确定的因果关系。

5. 结论性评论、政策含义与局限性
5.1. 结论性评论
本研究在动态面板框架中考察了外国直接投资（FDI）对越南省级收入动态的影响，该框架明确考虑了持续性和过渡调整。分析采用了系统GMM估计器来解决内生性和路径依赖性问题，同时引入了FDI与滞后收入及人力资本之间的交互项，以捕捉2002年至2022年间FDI与各省收入关系中的异质性。实证结果表明省级收入具有高度的持续性，表明区域差异是逐渐演变的。在不考虑异质性的动态规格中，FDI并未显示出统计上显著的平均效应。然而，当包含FDI与滞后收入的交互项时，FDI与更高的收入增长相关联，在初始收入较低的省份中观察到更强的效应，这由交互项的负系数所说明。这种交互关系还表明，较高的FDI强度与较低的收入持续性和更快的收敛速度相关。FDI与受过教育的劳动力供应（ELS）之间的交互项系数也显著为负，表明FDI带来的当地收入增长可能受到受过教育劳动力是否被有效保留并融入当地生产系统的程度的影响。

从理论角度来看，这些发现与条件收敛框架一致，在该框架中，增长动态取决于初始条件和结构特征。FDI与收入之间的关联在各省份之间并不均匀，而是随当地经济条件（包括发展水平和劳动力市场结构）而变化。通过将外国投资与收入持续性联系起来，分析表明FDI不仅与收入水平相关，还与向稳态调整的过程相关，这一点在收敛文献中得到了强调。

总体而言，结果表明外国投资与省级收入动态之间存在异质性关联，这种模式与条件收敛一致。其与区域发展的关系不仅取决于流入规模，还取决于其空间分布及其与当地结构条件的相互作用。从这个意义上说，FDI的作用更多地体现在它如何影响区域差异随时间的变化，而不仅仅是一个统一的增长来源。

5.2. 政策含义
研究结果表明，FDI的发展影响是有条件的，并且在不同省份之间存在差异。这对区域发展政策有几个实际意义：
首先，仅关注FDI流入量的政策可能效果有限。基线模型中缺乏显著的平均效应表明，增加流入量并不一定能自动转化为更高的省级收入。这种模式与高收入省份边际效应递减的现象一致，在这些省份，额外的FDI似乎带来的增量收益较小。因此，应更加关注FDI如何嵌入当地经济中，特别是在生产联系和技术使用方面。
其次，有针对性地将FDI引向较不发达的省份可能与区域收入收敛相关，但只有在适当的条件下才会如此。结果显示，在低收入地区FDI的边际效应更强，且收入持续性有所降低。这与投资政策与区域发展目标一致的观点相符——例如在滞后地区提供选择性激励或基础设施支持——可能会缩小区域收入差距，尽管这种关联可能是渐进的。
第三，改善当地吸收条件似乎比单纯扩大劳动力供应更为重要。FDI与受过教育的劳动力之间的负系数表明，FDI带来的当地收益可能在一定程度上取决于劳动力被有效吸收的程度。这与将教育和培训与外资投资部门的需要相匹配的重要性是一致的，而不仅仅是关注扩大教育指标。
第四，在区域政策设计中可能需要考虑劳动力流动性。结果表明，产生受过教育劳动力的省份不一定能保留这些劳动力，FDI相关的收益可能在目的地地区实现。旨在加强当地就业机会、改善就业匹配或支持企业与劳动力联系的政策可能有助于在省级层面保留部分收益。

5.3. 局限性
尽管进行了稳健性检验并且主要结果是一致的，但仍需承认几个局限性。实证发现应谨慎解释，因为动态面板框架仅识别了FDI与收入动态之间的条件关系，并未确立确定的因果效应。特别是，估计的交互项捕捉了FDI与收入之间的关联如何在不同省份间变化，而不是代表增长过程的结构参数。此外，分析依赖于注册的FDI而非实际发生的投资，因此所测量的外国资本规模和时机可能与实际实施情况不完全一致。虽然越南的省级FDI统计数据是根据投资项目获得许可和实施的省份来编纂的（从而减少了总部效应的潜在偏差），但由于项目修订、所有权变化或许可调整，仍可能出现小的不一致性。
受过教育的劳动力供应的代理指标捕捉了潜在的当地人力资本流动，而不是实际用于生产的熟练工人数量。在越南的情况下，受过教育的工人经常迁移到主要的城市和工业中心，这一指标可能无法完全反映各省保留和利用与外资投资相关的劳动力的程度。
最后，实证规格并未明确模拟各省之间的空间依赖性。省际联系、迁移以及生产在主要增长极地的集中可能会以当前框架未涵盖的方式跨越省界传递经济效应。这些考虑因素表明，结果应被视为在特定建模假设下外国投资与区域收入动态相关的证据，而不是对FDI与发展成果之间所有机制的全面解释。
这些局限性表明，未来的研究可以通过纳入实际发生的FDI指标、更丰富的劳动力市场吸收指标以及空间计量经济学方法来扩展分析。