《表7 设备维护保养规范：国家“智慧城市”试点对FDI的“二元边际”扩展的影响:理论机制与实证》

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《国家“智慧城市”试点对FDI的“二元边际”扩展的影响:理论机制与实证》

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注:（1）表中展示的是2SLS估计结果，第一阶段回归的被解释变量是treat，第二阶段回归的被解释变量分别是fdi＿in和fdi＿ex。（2）简便起见，本文将时间距的多项式函数形式简化为:g（xb）=f（xb）=xb。

其中，f（xb）是时间距的多项式函数。参数τ1解释了时间断点附近“智慧城市”的局部平均处理效应（LATE）。式（7）和式（8）便构成了FRD模型，通常需要使用2SLS方法予以检验，结果如表7所示。时间断点Ii作为工具变量进入第一阶段方程中，且其估计系数在5%显著性水平下均显著为正，以2012年为时间节点，在此之后实施“智慧城市”试点的概率较之前要高出0.1%—0.4%；在第二阶段方程中，本文将2012年时间断点作为“智慧城市”试点的工具变量，继续考察“智慧城市”试点与FDI的“二元边际”扩展的因果关系。当结果变量是FDI的“广延边际”时，驱动变量xb在5%显著性水平下显著为正，说明时间带宽越小，FDI的“广延边际”扩展越相似；虚拟变量treat的估计系数在1%显著性水平下显著为正，说明2012年“智慧城市”试点实施之后，FDI的“广延边际”扩展了38.49%。当结果变量是FDI的“集约边际”时，驱动变量xb和虚拟变量treat的估计系数均不显著。综上，“智慧城市”试点对FDI的“广延边际”扩展的促进作用依然成立，不受内生性问题的过度干扰，从方法层面证实了本文研究结论的稳健性。