《表2:稳健性检验:指标度量》

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《外资进入与中国多产品企业出口技术含量》

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第五，我们使用滞后回归和工具变量回归来解决内生性问题。城市-行业层面外资渗透度为宏观层面变量，而企业出口技术含量及其分解为微观层面变量，一般而言个体企业行为较难影响到宏观层面变量（高翔等，2018）。但是，这并不表明外资渗透度与企业出口技术含量之间不存在内生性问题。为此，一是，考虑到反向内生性问题和变量的滞后影响问题，我们使用滞后一期的自变量替换当期自变量进行稳健性检验。在表3的列（5）至列（7）中，滞后一期外资渗透度对EXTft、AXTft和VXTft的回归系数符号与表1基准回归中列（7）至列（9）的结果是相一致的。二是，在表3的列（8）至列（11）中，我们使用工具变量回归来解决可能存在的内生性问题。参考Fisman和Svensson（2007），滞后一期国家层面行业外资渗透度（LFARijt）符合工具变量相关性和外生性要求，可以作为城市层面外资渗透度的工具变量。进一步，研究表明外国移民与外商直接投资流入紧密联系，移民的增加能够促进FDI流入（Buch等，2006），且国内企业的出口行为无法影响过去的外国移民。我们使用第五次人口普查（2000）中各省流动人口中外国移民者份额（IMS）来度量不同区域的外国移民，作为不同区域对FDI开放度的工具变量。（4）据此，本文使用滞后一期国家层面行业外资渗透度（LFARijt）与各省流动人口中外国移民者份额（IMS）相乘的值作为城市-行业层面外资渗透度的工具变量（IV）。表3的列（8）为工具变量两阶段回归（2SLS）中第一阶段回归结果，工具变量系数显著为正，并且第一阶段回归Parital-F值为4197，远大于Stock等（2002）中提出的临界值（8.96），这表明不存在弱工具变量问题。工具变量第二阶段回归结果见表3的列（9）至列（11），外资渗透度提高对EXTft的影响不显著，对AXTft有显著的抑制作用，而对VXTft有显著的提升作用，这与基准回归的结果是相一致的，也就是，工具变量的回归结果进一步支撑了本文基准回归的结果是稳健的。