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)合國貿易和發(fā)展會議2004年9月22日在日內瓦發(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。大多數國內外文獻指出，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，吸納農村剩余勞動力，實現(xiàn)勞動力向城市的轉移，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和管理經驗，通過溢出和滲透效應，提高地方生產效率，促進產業(yè)的轉型與升級，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”，一直是國內外學者關注的熱點。本文基于傳統(tǒng)二元經濟模型，引入勞動力就業(yè)因素構建理論模型對這一問題進行研究，并使用1999—2014年全國285個地級市的數據進行實證檢驗，為FDI影響城鎮(zhèn)化發(fā)展這一問題提供一個新的視角。

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

二、文獻綜述

城鎮(zhèn)化又稱城市化，是指人口從農村地區(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濟發(fā)展背景提出的，但二者在本質上并不存在差別。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)的數據進行實證研究，發(fā)現(xiàn)FDI對珠三角的區(qū)域經濟增長和城鎮(zhèn)化進程起到了至關重要的作用。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)關系，發(fā)現(xiàn)FDI能夠有效提高第三產業(yè)發(fā)展水平，改善地區(qū)產業(yè)結構，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據發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化發(fā)展與FDI密切相關，二者間呈現(xiàn)顯著的正向關系。

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)時會受到當地經濟、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，最終影響到當地的城鎮(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，促使勞動力不斷向這些地區(qū)轉移(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系，而是存在著非線性關系。孫浦陽和武力超(2010)的研究結果顯示，F(xiàn)DI與我國的城鎮(zhèn)化進程之間呈倒U形關系。黃娟(2011)通過構建城鎮(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)二元經濟模型中引入勞動力因素，通過實證數據檢驗勞動力市場就業(yè)在此關系中的作用。

三、理論模型

參考Harris & Todarro(1970)、劉瑞明和石磊(2015)構建城鄉(xiāng)二元經濟模型并將勞動力就業(yè)引入模型中，假設經濟體中包含城鎮(zhèn)地區(qū)和農村地區(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)存在內資企業(yè)和外資企業(yè)。外商投資企業(yè)部門F的產出比重為η，內資企業(yè)部門D的產出比重為1-η。假定地區(qū)中的內資企業(yè)和外商投資企業(yè)都擁有Cobb-Douglas型生產函數，則其產出函數可表述為：

(1)

(2)

其中，α,β,γ>0 ，且α+β+γ<1。Yi代表了企業(yè)i的產出水平，Ai代表企業(yè)i的技術水平，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)具有更高的技術水平和生產效率，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量，同時考慮農村勞動力向城鎮(zhèn)遷徙的情況，令M代表移民數量。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，農村勞動力會持續(xù)向城鎮(zhèn)部門轉移，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)遷移的農民在初始具有相同的勞動力素質稟賦，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)高素質員工的能力。據此，一個代表性農民在獲得就業(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對內資企業(yè)產值占比η求偏導，整理可得：

(14)

根據前文分析可知，Ld0。

進一步討論η，η為內資企業(yè)部門D的產出比重。歷史數據表明，長期以來，我國以內資企業(yè)為主導，至2014年底，我國內資企業(yè)比重仍高達76.848%。據此可知，在相當長的時間內我國內資企業(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)產值比重越高，其城鎮(zhèn)人口數量越多。

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構的改善能夠提高當地城鎮(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，進而帶動了農村勞動力向城鎮(zhèn)部門轉移。已有的大量研究已經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年地級市的面板數據，對這一結論進行實證檢驗。

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)展產生影響，借鑒溫忠麟等(2004)、張遠軍(2014)、楊興全等(2015)有關中介效應檢驗方法，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(urbanpop)：本文選擇非農人口作為城鎮(zhèn)人口指標，遵循多數文獻的做法，對城鎮(zhèn)人口數據進行對數化處理。1999—2010年非農人口數據來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，2011—2014年非農人口數據來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于2014年后，不再匯總統(tǒng)計各地市非農人口數據，因而本文數據選至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濟類型工業(yè)企業(yè)產值分組統(tǒng)計數據較少，且該數據從1999年才開始公布，因而本文選擇1999年之后的數據進行回歸分析，所采用數據來源于《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)產值/限額以上全部工業(yè)企業(yè)產值

3.中介變量

勞動力數量(manu)：由于數據所限，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)人數進行對數化處理，數據來源與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、第二產業(yè)產值占比、第三產業(yè)產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果。在將控制變量逐個引入模型后，外商投資企業(yè)產值占比均在5%水平上顯著，這一結果很好地驗證了前文的理論模型和推論。結合模型和實證結果，可以認為，地區(qū)外商投資企業(yè)產值占比越高，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)產值占比對城鎮(zhèn)人口規(guī)模影響

注：括號內的值為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)，經濟增長速度顯著為正，表明經濟發(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)展產生了負面影響。

由于上述結果具有潛在的內生性問題，為剔除內生性影響，本文引入工具變量對可能的內生性問題進行控制。從理論出發(fā)，外商投資企業(yè)產值占比的一階滯項后和外商投資企業(yè)產值占比的增速與當期外商投資企業(yè)產值占比密切相關，具有直接的相關影響。同時，這兩個變量與當年的誤差項并不存在相關關系，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果如表4所示。從一階段回歸結果中可以看到，外商投資企業(yè)產值占比的一階滯后項和外商投資企業(yè)產值占比的增速與當期的外商投資企業(yè)產值占比之間存在顯著的正相關關系，相關的工具變量也均通過有效性檢驗。盡管Hausman檢驗結果表明雙向固定效應模型的回歸結果和工具變量回歸結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果。

在采用了工具變量進行回歸后，外資企業(yè)產值占比對城鎮(zhèn)人口依舊存在顯著的正向效應，系數的顯著性和大小均有增加，回歸結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，回歸結果如表5所示。在中介效應的檢驗中，系數的變化是本文關注的重點所在。第(1)列中，未加入中介變量之前，F(xiàn)DI對城鎮(zhèn)人口的回歸系數為0.115，并且在1%水平上顯著為正，這一結果與表3全樣本回歸結果一致；第(2)列考察FDI對制造業(yè)就業(yè)人數的影響，其系數同樣顯著為證，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)化的影響系數不再顯著，且數值從第(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的回歸結果再次說明，外商投資企業(yè)產值占比的增加有效提高了制造業(yè)就業(yè)人數，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，結果如表6所示。與表5回歸結果所不同的是，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)產值占比仍然在10%顯著性水平下顯著，但系數從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)產值占比的確通過制造業(yè)就業(yè)對城鎮(zhèn)人口產生了影響，這一結果支持了上述有關中介效應的論證。

表5 制造業(yè)就業(yè)對城鎮(zhèn)人口中介效應

表6 Sobel中介效應檢驗結果

五、研究結論和啟示

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生影響還需要作進一步探討。本文在“城鄉(xiāng)二元結構”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年地級市的面板數據進行實證分析，結果顯示：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)數據作為中介變量后，F(xiàn)DI影響城鎮(zhèn)化的系數有所下降，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易往來，運用國內充足的產能，向周邊國家輸出鋼鐵、水泥等基礎設施必需的工業(yè)產品，同時輸出富含高新技術的金融產品和科技產品，為“一帶一路”沿線國家的現(xiàn)代化建設添磚加瓦，也能有效化解國內產能過剩問題，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。“引進來”方面，要積極引入蘊含高新科技和先進管理技術的外商投資，通過外商投資的溢出效應，促使國內企業(yè)加快吸收國外的高新技術和先進的管理經驗，并使之轉化為產業(yè)結構升級發(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，隨著我國社會經濟發(fā)展進入新時代，改革開放后持續(xù)了四十年的經濟發(fā)展模型亟待變革，對產業(yè)結構升級也提出了更為迫切的要求。在此背景之下，以制造業(yè)為主體的第二產業(yè)將迎來新一輪的變革與調整，以人工智能和互聯(lián)網科技為主體的新興技術將使得制造業(yè)從產品開發(fā)與設計，到生產要素的需求結構都發(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，反而會與我國經濟結構調整的方向發(fā)生沖突，阻礙我國產業(yè)升級與轉型，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)高質量的經濟發(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。