黃亞捷， 閆雪凌， 馬 超

一、引 言

改革開放的各項舉措使得中國城鎮(zhèn)化發(fā)展重新步入了正軌，1996年城鎮(zhèn)化率達到30%后，中國城鎮(zhèn)化發(fā)展呈現(xiàn)出前所未有的加速發(fā)展態(tài)勢(簡新華和黃錕，2010)。1979—1995年間，中國平均每年新增城鎮(zhèn)人口1055萬人，而1996—2011年間城鎮(zhèn)人口年均增長則達到2 119萬人。與此同時，伴隨著對外開放政策的進一步深化，特別是在2001年加入WTO后，中國迎來了吸引外資直接投資(以下簡稱FDI)飛速發(fā)展的新高峰。2003年，中國吸引外商直接投資量首次超過美國，躍居世界第一位*詳見聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議2004年9月22日在日內(nèi)瓦發(fā)布的《2004年世界投資報告》。。

圖1展示了1985—2016年間我國FDI與城鎮(zhèn)人口比重變化情況。大多數(shù)國內(nèi)外文獻指出，F(xiàn)DI會對一國或者地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展起到顯著促進作用(Clark，1998)，但大部分的研究僅僅就二者間的關(guān)系進行簡單闡述與分析，對FDI如何促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，即二者間的重要傳導機制，并沒有作過多的剖析。實際上，F(xiàn)DI對城鎮(zhèn)化會產(chǎn)生直接和間接的影響。首先，外商投資能為城鎮(zhèn)提供大量的就業(yè)崗位，吸納農(nóng)村剩余勞動力，實現(xiàn)勞動力向城市的轉(zhuǎn)移，進而直接促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展；其次，外商投資帶來先進的制造技術(shù)和管理經(jīng)驗，通過溢出和滲透效應，提高地方生產(chǎn)效率，促進產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型與升級，從而間接推動城鎮(zhèn)化的進一步發(fā)展(袁冬梅等，2017；袁博和劉鳳朝，2014；程開明和段存章，2010)。

圖1 1985—2016年外商直接投資與城鎮(zhèn)人口比重變化情況

在傳統(tǒng)二元經(jīng)濟模型下，城鎮(zhèn)化進程的源動力被拆分為“推力”和“拉力”兩部分(李強，2003；程名望等，2006)?！巴屏Α贝沓渥愕馁Y源條件和稟賦，“拉力”代表城鎮(zhèn)的就業(yè)需求。在城鎮(zhèn)化建設過程中如何加強“拉力”，一直是國內(nèi)外學者關(guān)注的熱點。本文基于傳統(tǒng)二元經(jīng)濟模型，引入勞動力就業(yè)因素構(gòu)建理論模型對這一問題進行研究，并使用1999—2014年全國285個地級市的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，為FDI影響城鎮(zhèn)化發(fā)展這一問題提供一個新的視角。

后文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分是理論模型構(gòu)建和推導；第四部分是實證回歸和結(jié)果分析；最后是研究結(jié)論和啟示。

二、文獻綜述

城鎮(zhèn)化又稱城市化，是指人口從農(nóng)村地區(qū)向城鎮(zhèn)地區(qū)集聚的過程。在歐美等發(fā)達國家和地區(qū)，通常使用城市化的概念，城鎮(zhèn)化是基于中國的特殊國情和經(jīng)濟發(fā)展背景提出的，但二者在本質(zhì)上并不存在差別。由于本文主要針對中國城鎮(zhèn)化發(fā)展展開討論和分析，因而統(tǒng)一采用城鎮(zhèn)化這一概念。在進入20世紀以后，世界城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展主要源于發(fā)展中國家。隨著國際間資本和產(chǎn)品流通的不斷加速，發(fā)展中國家在城鎮(zhèn)化進程中受到資本擴張的顯著影響。亞洲和非洲的城鎮(zhèn)化發(fā)展表明，外來資本的大量涌入會通過帶動制造業(yè)和服務業(yè)的發(fā)展，進而推動城鎮(zhèn)化進程的不斷前進(Clark，1998)。我國的實踐經(jīng)驗同樣表明，F(xiàn)DI在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中發(fā)揮了重要作用。Sit & Liu(2000)運用中國珠三角地區(qū)的數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)FDI對珠三角的區(qū)域經(jīng)濟增長和城鎮(zhèn)化進程起到了至關(guān)重要的作用。程開明和段存章(2010)則驗證了外商直接投資和城鎮(zhèn)化之間的長期均衡關(guān)系，指出FDI是城鎮(zhèn)化發(fā)展的格蘭杰原因，對其具有顯著為正的沖擊效應。袁博和劉鳳朝(2014)研究FDI與城鎮(zhèn)化的動態(tài)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)FDI能夠有效提高第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，改善地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提供更多就業(yè)機會，進而加快城鎮(zhèn)化發(fā)展。Cao & Duan(2015)通過分析中國沿海省市數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化發(fā)展與FDI密切相關(guān)，二者間呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系。

盡管目前已普遍認可了FDI對城鎮(zhèn)化發(fā)展的促進作用，但FDI在進入一個國家或地區(qū)時會受到當?shù)亟?jīng)濟、政治和社會力量等因素的影響，從而導致其在空間分布上的不確定性，最終影響到當?shù)氐某擎?zhèn)化進程(Sit，1993)。受自然地理環(huán)境和國家政策等外生因素影響，F(xiàn)DI在進入我國時集中于東部沿海地區(qū)，為這些地區(qū)的制造業(yè)帶來了穩(wěn)定的資金流和先進技術(shù)，促使勞動力不斷向這些地區(qū)轉(zhuǎn)移(趙德昭和許和連，2013)。吳莉婭和顧朝林(2005)對長三角地區(qū)的FDI與城鎮(zhèn)化發(fā)展的研究發(fā)現(xiàn)，由于改革開放后不同地區(qū)存在政策和制度差異，珠三角和長三角在招商引資方面具有顯著優(yōu)勢，從而拉開了與內(nèi)陸其他地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展差距。Mossel(2012)基于深圳的城鎮(zhèn)化發(fā)展，通過總結(jié)過往研究指出，F(xiàn)DI是影響中國城鎮(zhèn)化發(fā)展最重要的因素，也是地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展失衡的誘因。由此可見，F(xiàn)DI的區(qū)域分布不均是導致我國城鎮(zhèn)化發(fā)展不均衡的重要因素(武劍，2002)。

也有一些文獻指出，F(xiàn)DI和城鎮(zhèn)化之間并非簡單的線性關(guān)系，而是存在著非線性關(guān)系。孫浦陽和武力超(2010)的研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI與我國的城鎮(zhèn)化進程之間呈倒U形關(guān)系。黃娟(2011)通過構(gòu)建城鎮(zhèn)化水平綜合評價指標體系，實證分析FDI對我國城鎮(zhèn)化水平的影響。研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI對城鎮(zhèn)化的促進作用依賴于城市本身的發(fā)展程度：綜合發(fā)展水平越高的城市，F(xiàn)DI的促進作用越顯著；綜合發(fā)展水平越低的城市，F(xiàn)DI的促進作用越小，甚至會產(chǎn)生負向影響。袁冬梅等(2017)則發(fā)現(xiàn)，隨著金融發(fā)展水平跨越不同的門檻值，F(xiàn)DI 對城鎮(zhèn)化的影響整體上呈現(xiàn)臥倒的“S”型路徑。

綜上可見，現(xiàn)有文獻對FDI和城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系進行了大量的理論和實證分析，但大部分研究僅僅闡述和分析了二者間的直接關(guān)系，較少對二者間的傳導機制進行深入剖析。如前文所言，F(xiàn)DI的進入給城鎮(zhèn)提供了大量新增就業(yè)崗位，成為城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要“拉力”。沿著這一思路，從擴大勞動力市場就業(yè)角度來理解FDI對中國城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響無疑能夠更好地對現(xiàn)實情況進行解釋。本文在傳統(tǒng)二元經(jīng)濟模型中引入勞動力因素，通過實證數(shù)據(jù)檢驗勞動力市場就業(yè)在此關(guān)系中的作用。

三、理論模型

參考Harris & Todarro(1970)、劉瑞明和石磊(2015)構(gòu)建城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟模型并將勞動力就業(yè)引入模型中，假設經(jīng)濟體中包含城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)，勞動力能在兩個地區(qū)間自由遷徙，F(xiàn)DI從外部進入城鎮(zhèn)，使得城鎮(zhèn)存在內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)。外商投資企業(yè)部門F的產(chǎn)出比重為η，內(nèi)資企業(yè)部門D的產(chǎn)出比重為1-η。假定地區(qū)中的內(nèi)資企業(yè)和外商投資企業(yè)都擁有Cobb-Douglas型生產(chǎn)函數(shù)，則其產(chǎn)出函數(shù)可表述為：

(1)

(2)

其中，α,β,γ>0 ，且α+β+γ<1。Yi代表了企業(yè)i的產(chǎn)出水平，Ai代表企業(yè)i的技術(shù)水平，Ki代表企業(yè)i的資本投入，Li代表企業(yè)i投入的勞動力總量，G代表政府對公共設施與服務的投入。假定兩類企業(yè)都為規(guī)模報酬不變，α,β,γ>0 ，且α+β+γ<1。土地要素按照相應的地租換算成土地價值并入K中，作為資本的一部分。

外商投資企業(yè)具有更高的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率，因此假定Ad

(3)

s.t. Ci=KiRi+LiWi

(4)

利用拉格朗日方法可得拉格朗日函數(shù)為：

LR(Ki,Li)=AiLβGγ+λ(KiRi+LiWi-Ci)

(5)

進而求解一階條件可得：

(6)

同時，根據(jù)現(xiàn)實情況和已有文獻，模型還有以下三個假設*具體的假設推導過程可聯(lián)系作者索取。：

假設1：外商投資企業(yè)具有更低的勞動力工資價格，即有Wf

假設2：外商投資企業(yè)的融資成本更高，即有Rf>Rd。

假設3：外商投資企業(yè)投入的資本更高，即有Kf>Kd。

結(jié)合以上假設，代入(6)式，可以得到：

Lf>Ld

(7)

令F代表城鎮(zhèn)本地原有的勞動力數(shù)量，同時考慮農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)遷徙的情況，令M代表移民數(shù)量。此時城鎮(zhèn)的勞動力總量為U=M+F，城鎮(zhèn)的總就業(yè)人口為：

L=ηLf+(1-η)Ld

(8)

(9)

其中EW為農(nóng)民進城后的期望工資水平。

當期望收益EI大于機會成本M0時，農(nóng)村勞動力會持續(xù)向城鎮(zhèn)部門轉(zhuǎn)移，進而導致工資水平下降；當期望收益EI小于機會成本M0時，農(nóng)村勞動則將從城鎮(zhèn)部門撤離。城鎮(zhèn)企業(yè)為阻止勞動力流失，會選擇提高工資水平；當EI=M0時，農(nóng)村—城鎮(zhèn)勞動力市場達到均衡狀態(tài)。在勞動力市場均衡條件下，有：

(10)

假定每個向城鎮(zhèn)遷移的農(nóng)民在初始具有相同的勞動力素質(zhì)稟賦，因而他們面臨著同樣的收入期望。而他們工資高低則由工作所在的就業(yè)部門決定。高工資就業(yè)部門在員工培訓和培養(yǎng)上更具經(jīng)驗，同時具有更加完善的員工體制和福利體制，因此更具備培養(yǎng)高素質(zhì)員工的能力。據(jù)此，一個代表性農(nóng)民在獲得就業(yè)機會后所面臨的期望工資水平為：

EW=ηWf+(1-η)Wd

(11)

將(8)和(11)式代入(10)式，可得：

(12)

對(12)式進行整理，可得：

(13)

將城鎮(zhèn)總勞動力U對內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值占比η求偏導，整理可得：

(14)

根據(jù)前文分析可知，Ld0。

進一步討論η，η為內(nèi)資企業(yè)部門D的產(chǎn)出比重。歷史數(shù)據(jù)表明，長期以來，我國以內(nèi)資企業(yè)為主導，至2014年底，我國內(nèi)資企業(yè)比重仍高達76.848%。據(jù)此可知，在相當長的時間內(nèi)我國內(nèi)資企業(yè)占比遠超50%，因此可得2η-1<0，繼而有(2η-1)(Ld-Lf)(Wd-Wf)<0。

根據(jù)以上推導，可推知以下兩個命題：

命題1：在給定其他條件不變情況下，一個地區(qū)外商投資企業(yè)產(chǎn)值比重越高，其城鎮(zhèn)人口數(shù)量越多。

命題2：地區(qū)外商投資企業(yè)對城鎮(zhèn)發(fā)展的促進作用主要通過帶動就業(yè)來實現(xiàn)，外商投資企業(yè)通過勞動力就業(yè)的中介效應最終對城鎮(zhèn)發(fā)展產(chǎn)生影響。

這兩個命題揭示了外資企業(yè)和城鎮(zhèn)人口之間的直接關(guān)系和作用機制。地區(qū)外資企業(yè)比重越高，越能推動城鎮(zhèn)發(fā)展。命題1同時還意味著所有制結(jié)構(gòu)的改善能夠提高當?shù)爻擎?zhèn)發(fā)展水平，促進城鎮(zhèn)發(fā)展。

通過前文分析和模型推導可知，外資企業(yè)的入駐有效擴大了勞動力就業(yè)市場，為城鎮(zhèn)部門提供了更多的就業(yè)崗位，進而帶動了農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)部門轉(zhuǎn)移。已有的大量研究已經(jīng)證實外商直接投資對就業(yè)的促進效用，通過上文模型論證，可以看到外商投資在影響就業(yè)的基礎上如何進一步影響到城鎮(zhèn)發(fā)展。下面，本文將使用中國1999—2014年地級市的面板數(shù)據(jù)，對這一結(jié)論進行實證檢驗。

四、實證檢驗

(一)回歸模型與變量說明

本文的基準回歸模型如下：

(15)

為進一步考察FDI是否通過勞動力就業(yè)這一中介因素對城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生影響，借鑒溫忠麟等(2004)、張遠軍(2014)、楊興全等(2015)有關(guān)中介效應檢驗方法，建立如下遞歸(Recursive)回歸模型：

(16)

(17)

(18)

1.被解釋變量

城鎮(zhèn)人口數(shù)(urbanpop)：本文選擇非農(nóng)人口作為城鎮(zhèn)人口指標，遵循多數(shù)文獻的做法，對城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。1999—2010年非農(nóng)人口數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，2011—2014年非農(nóng)人口數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于2014年后，不再匯總統(tǒng)計各地市非農(nóng)人口數(shù)據(jù)，因而本文數(shù)據(jù)選至2014年。

2.解釋變量

FDI(foreignindus)：本文選擇外商投資工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占比，衡量一個地區(qū)的外商直接投資水平。由于地市級層面的分經(jīng)濟類型工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值分組統(tǒng)計數(shù)據(jù)較少，且該數(shù)據(jù)從1999年才開始公布，因而本文選擇1999年之后的數(shù)據(jù)進行回歸分析，所采用數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，解釋變量的具體計算公式如下：

限額以上外商投資工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值/限額以上全部工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值

3.中介變量

勞動力數(shù)量(manu)：由于數(shù)據(jù)所限，在檢驗勞動力的中介效應時，本文使用制造業(yè)就業(yè)人數(shù)作為衡量外商投資企業(yè)影響城鎮(zhèn)發(fā)展的中介變量。由于中國FDI大部分集中在制造業(yè)，我們認為使用制造業(yè)這一子樣本進行驗證具備較好的代表性。本文對制造業(yè)從業(yè)人數(shù)進行對數(shù)化處理，數(shù)據(jù)來源與FDI相同，這里不再累述。

4.控制變量

參考實際情況和已有文獻的做法，在實際回歸中還加入了其他一些控制變量，具體定義見表1。

表1 主要變量定義與描述

(二)實證結(jié)果分析

1.FDI與城鎮(zhèn)化

考慮到可能存在的多重共線性，在進行實證回歸前，首先對各變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 多重共線性檢驗

從表2可見，人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比和教育水平的VIF均大于10，因此，在實證回歸中剔除以上4項變量。

表3是采用雙向固定效應模型對基準模型進行回歸的結(jié)果。在將控制變量逐個引入模型后，外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比均在5%水平上顯著，這一結(jié)果很好地驗證了前文的理論模型和推論。結(jié)合模型和實證結(jié)果，可以認為，地區(qū)外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比越高，地方城鎮(zhèn)人口越多，即外商投資企業(yè)有效推動了地方城鎮(zhèn)人口集聚，進而促進城鎮(zhèn)發(fā)展。

表3 外資企業(yè)產(chǎn)值占比對城鎮(zhèn)人口規(guī)模影響

注：括號內(nèi)的值為t統(tǒng)計量，***、**、*分別代表在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。下同。

進一步考察其他控制變量發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長速度顯著為正，表明經(jīng)濟發(fā)展能夠拉動城鎮(zhèn)化建設，提高城鎮(zhèn)化水平。人口自然增長率顯著為正，表明城鎮(zhèn)人口增長越快，城鎮(zhèn)化發(fā)展速度越快。政府干預變量顯著為負，表明地方政府干預對城鎮(zhèn)發(fā)展產(chǎn)生了負面影響。

由于上述結(jié)果具有潛在的內(nèi)生性問題，為剔除內(nèi)生性影響，本文引入工具變量對可能的內(nèi)生性問題進行控制。從理論出發(fā)，外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比的一階滯項后和外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比的增速與當期外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比密切相關(guān)，具有直接的相關(guān)影響。同時，這兩個變量與當年的誤差項并不存在相關(guān)關(guān)系，而它們對當年城鎮(zhèn)發(fā)展的影響，也是通過當年外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比實現(xiàn)的。因此，這兩個變量符合工具變量的選擇標準。

工具變量的檢驗及回歸結(jié)果如表4所示。從一階段回歸結(jié)果中可以看到，外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比的一階滯后項和外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比的增速與當期的外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)的工具變量也均通過有效性檢驗。盡管Hausman檢驗結(jié)果表明雙向固定效應模型的回歸結(jié)果和工具變量回歸結(jié)果之間存在顯著的差距，但本文不能因此拒絕原模型的回歸結(jié)果。

在采用了工具變量進行回歸后，外資企業(yè)產(chǎn)值占比對城鎮(zhèn)人口依舊存在顯著的正向效應，系數(shù)的顯著性和大小均有增加，回歸結(jié)果支持了前文所述的理論假說和推論。

表4 工具變量回歸結(jié)果

考慮到可能的異方差問題，本文還采用了兩步GMM工具變量估計法，對模型進行檢驗與回歸，結(jié)果與2sls方法相同。

2.勞動力就業(yè)的中介效應

進一步考察勞動力就業(yè)作為中介渠道在FDI影響城鎮(zhèn)化中的效應，回歸結(jié)果如表5所示。在中介效應的檢驗中，系數(shù)的變化是本文關(guān)注的重點所在。第(1)列中，未加入中介變量之前，F(xiàn)DI對城鎮(zhèn)人口的回歸系數(shù)為0.115，并且在1%水平上顯著為正，這一結(jié)果與表3全樣本回歸結(jié)果一致；第(2)列考察FDI對制造業(yè)就業(yè)人數(shù)的影響，其系數(shù)同樣顯著為證，這表明FDI有效促進了制造業(yè)行業(yè)的就業(yè)；第(3)列將FDI和制造業(yè)就業(yè)人數(shù)同時加入模型后，制造業(yè)行業(yè)就業(yè)仍然顯著，而FDI對城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)不再顯著，且數(shù)值從第(1)列的0.115下降到0.0801，這表明FDI對城鎮(zhèn)化的影響是通過勞動力就業(yè)中介渠道所實現(xiàn)。表5的回歸結(jié)果再次說明，外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比的增加有效提高了制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，為城鎮(zhèn)提供了更多就業(yè)崗位，吸引了更多外來勞動力進入城鎮(zhèn)，從而促進了城鎮(zhèn)發(fā)展。

為了更好地驗證中介效應的存在，本文進一步采用了Sobel檢驗，對以上中介效應進行檢測，結(jié)果如表6所示。與表5回歸結(jié)果所不同的是，在Sobel檢驗中，加入了制造業(yè)就業(yè)這一中介變量后，外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比仍然在10%顯著性水平下顯著，但系數(shù)從2.131下降至0.120，下降幅度較大，表明制造業(yè)就業(yè)發(fā)揮了部分中介效應，外商投資企業(yè)產(chǎn)值占比的確通過制造業(yè)就業(yè)對城鎮(zhèn)人口產(chǎn)生了影響，這一結(jié)果支持了上述有關(guān)中介效應的論證。

表5 制造業(yè)就業(yè)對城鎮(zhèn)人口中介效應

表6 Sobel中介效應檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論和啟示

外商直接投資會促進城鎮(zhèn)化的進程，但其究竟通過何種渠道產(chǎn)生影響還需要作進一步探討。本文在“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”模型的基礎上，通過引入勞動力就業(yè)因素，就外商直接投資對城鎮(zhèn)化的影響及其渠道進行了研究，發(fā)現(xiàn)外商投資企業(yè)占比的提高會推動城鎮(zhèn)發(fā)展，而這一影響是通過勞動力就業(yè)的中介效應實現(xiàn)的。隨后，本文利用中國1999—2014年地級市的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果顯示：雙向固定效應模型回歸中，F(xiàn)DI會顯著地促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，這一結(jié)論在使用工具變量回歸后依然穩(wěn)??；中介效應回歸模型中，加入制造業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)作為中介變量后，F(xiàn)DI影響城鎮(zhèn)化的系數(shù)有所下降，且不再顯著，這驗證了勞動力就業(yè)在外商投資推動城鎮(zhèn)人口增長的過程中發(fā)揮了中介效應。

基于以上結(jié)論，本文的主要政策啟示如下：

第一，改革開放后，外商投資有效緩解了我國城鎮(zhèn)化發(fā)展資金瓶頸問題，為推動我國城鎮(zhèn)化發(fā)展起到了積極作用。一方面，外商投資規(guī)模的擴大增加了城鎮(zhèn)地區(qū)工業(yè)企業(yè)數(shù)量，尤其是制造業(yè)企業(yè)，進而為城鎮(zhèn)地區(qū)提供了大量就業(yè)崗位，吸引了來自農(nóng)村地區(qū)的勞動力進城務工，增強了城鎮(zhèn)化發(fā)展的“推力”。另一方面，外商投資增加了我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的初始資本，使得城鎮(zhèn)地區(qū)的資金更加充裕，有效彌補了城鎮(zhèn)發(fā)展資本的不足，進而增強了城鎮(zhèn)化發(fā)展的“拉力”。外商投資通過夯實“推力”和“拉力”，極大促進了城鎮(zhèn)地區(qū)建設，擴大了城鎮(zhèn)就業(yè)市場，在我國城鎮(zhèn)化發(fā)展初期發(fā)揮了重要作用。

第二，我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展需要“走出去”和“引進來”雙重發(fā)力。“走出去”方面，要繼續(xù)踐行“一帶一路”倡議，順應我國經(jīng)濟發(fā)展趨勢和周邊國家加快發(fā)展的時代愿望，不斷促進經(jīng)濟以及基礎設施建設的發(fā)展。在此基礎上，通過多種渠道加強與周邊各國的商業(yè)互動，擴大與周邊國家的貿(mào)易往來，運用國內(nèi)充足的產(chǎn)能，向周邊國家輸出鋼鐵、水泥等基礎設施必需的工業(yè)產(chǎn)品，同時輸出富含高新技術(shù)的金融產(chǎn)品和科技產(chǎn)品，為“一帶一路”沿線國家的現(xiàn)代化建設添磚加瓦，也能有效化解國內(nèi)產(chǎn)能過剩問題，為更多的勞動力提供就業(yè)崗位，為城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進提供有力的保障，實現(xiàn)多方共贏?！耙M來”方面，要積極引入蘊含高新科技和先進管理技術(shù)的外商投資，通過外商投資的溢出效應，促使國內(nèi)企業(yè)加快吸收國外的高新技術(shù)和先進的管理經(jīng)驗，并使之轉(zhuǎn)化為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級發(fā)展的有效推動力和核心原動力，進而促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，增加城鎮(zhèn)就業(yè)崗位和城鎮(zhèn)地區(qū)對勞動力的吸納能力，加強城鎮(zhèn)發(fā)展的“拉力”，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化的穩(wěn)步有序推進。

第三，制造業(yè)就業(yè)是實現(xiàn)外商投資促進城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要渠道和途徑，然而，隨著我國社會經(jīng)濟發(fā)展進入新時代，改革開放后持續(xù)了四十年的經(jīng)濟發(fā)展模型亟待變革，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也提出了更為迫切的要求。在此背景之下，以制造業(yè)為主體的第二產(chǎn)業(yè)將迎來新一輪的變革與調(diào)整，以人工智能和互聯(lián)網(wǎng)科技為主體的新興技術(shù)將使得制造業(yè)從產(chǎn)品開發(fā)與設計，到生產(chǎn)要素的需求結(jié)構(gòu)都發(fā)生極大的改變。由此，大量簡單重復的人工勞動將會被機械取代，制造業(yè)對勞動力的吸納能力將大幅下降。低附加值、缺乏高新技術(shù)支持、追求勞動力成本的外商投資企業(yè)往往集中在勞動密集型產(chǎn)業(yè)，這些外商投資非但無法繼續(xù)通過制造業(yè)就業(yè)發(fā)揮促進城鎮(zhèn)化發(fā)展的功能，反而會與我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向發(fā)生沖突，阻礙我國產(chǎn)業(yè)升級與轉(zhuǎn)型，最終對我國城鎮(zhèn)化進程帶來負面影響。為此，需要提前防范和預警，盡早拋棄不適宜的、落后的、對生態(tài)具有較大破壞力的外商投資，篩選出對經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化有益的外商投資，尋找有效利用外商投資的新途徑，以實現(xiàn)高質(zhì)量的經(jīng)濟發(fā)展，進而推動我國城鎮(zhèn)化朝著更加現(xiàn)代化、智能化的方向前進。