双向FDI技术溢出、技术进步与产业结构升级

凌 丹，赖伟豪，刘慧岭

(武汉理工大学 经济学院,湖北 武汉 430063)

一、引 言

在全球经济一体化背景下，国家间的经济联系愈加紧密，国际直接投资作为联系各国经济的重要纽带，是国家参与全球经济竞争的重要方式，亦成为国际技术溢出的重要途径，其技术溢出无论是对母国还是东道国的技术进步和产业结构升级都具有重大影响。自2001年中国加入WTO以来，中国对外开放的战略逐步从“引进来”向“引进来”与“走出去”协同发展的方向转变。在此契机下，中国IFDI(外商直接投资)与OFDI(对外直接投资)取得快速发展，外商在华直接投资从2003年的535.05亿美元增至2016年的1260亿美元，年均增速达6.81%；使得中国已超越美国，成为全球吸引FDI体量最大的国家。中国OFDI以年均36.96%的增速，由2003年的28.5亿美元增至2016年的1701.1亿美元，位居全球第二位。中国正以世界重要东道国和投资国的双重身份融入全球经济网络。与此同时，我国产业结构矛盾也逐渐显现。与发达国家相比，我国第三产业发展滞后，三次产业占比不尽合理，地区差异明显；产业内部存在着增长方式粗放、产业链短、产业附加值低、创新动能不足等一系列问题，推动经济集约化发展和产业结构升级已经迫在眉睫。在此综合背景下，有必要从机理和实证方面探讨中国双向FDI技术溢出是否能有效促进产业结构升级？中国双向FDI的地区差异是否会导致技术进步和产业结构优化的地区差异？科学解答以上问题有望为中国“引进来”与“走出去”战略的有效实施、区域产业发展政策的科学制定提供理论依据与现实指导，具有重要实践价值。

二、文献综述

(一)IFDI与东道国产业结构升级

源于对H. B. Chenery和A.M.Strout[1]等建立的“缺口”模型的不断拓展，已有研究中，FDI对东道国产业结构的影响可归纳为技术溢出效应、资本效应[2]、示范效应、竞争效应[3]，人员流动效应、前后关联效应等。但目前学者们就IFDI对我国产业结构升级作用效果的研究结论尚未达成共识，形成了三种不同观点。观点一为IFDI促进了我国产业结构升级[4]。观点二为IFDI对我国产业结构升级作用效果不显著[5]。观点三是IFDI对我国产业结构升级作用效果为负[6]。

(二)OFDI与母国产业结构升级

OFDI影响母国产业结构升级的研究中，较有代表性的是尹忠明和李东坤[7]以投资动机为视角，提出资源寻求型OFDI通过资源供给效应、产业关联效应促进母国产业结构升级；市场寻求型OFDI为国内产业结构的升级贡献资金保障；效率寻求型OFDI通过整合资源和要素，推进国内产业结构升级；战略资产寻求型OFDI基于竞争与示范效应、利润保证等途径优化母国产业结构。但国内学者就OFDI对中国产业结构升级作用效果的结论也还未达成共识，第一种观点认为OFDI与中国产业结构升级正相关[8]。第二种观点认为现阶段OFDI对中国产业结构升级的作用效果不明显[9]。此外，刘海云、聂飞[10]等基于实证研究发现制造业海外的过度扩张，会导致“离制造化”现象。

(三)双向FDI的技术溢出效应

国内外学者围绕着双向FDI技术溢出效应的存在性以及其对产业结构升级的作用效果展开了大量研究。在其存在性方面的研究有：Kugler[11]、Javorcik[12]等证实了IFDI技术溢出效应的存在；Branstetter[13]、白洁[14]等论证了OFDI逆向技术溢出的存在性。邓丽娜[15]认为IFDI通过示范-模仿效应、竞争效应、人员培训效应、关联效应等方式，推进技术正向溢出，进而促进东道国产业结构升级。霍忻[16]发现短期内，通过OFDI溢出的国外研发资本存量对国内产业结构升级产生了明显的优化效应；长期中，同国内研发、IFDI、进口贸易相比，通过OFDI溢出的国外研发资本存量对我国产业结构升级的促进作用偏弱。

综上可知，既有研究对国际直接投资的技术溢出效应和产业结构优化效应的研究已较为丰富，但仍存在以下不足：一是已有研究中无论是IFDI对东道国产业结构升级的作用效果还是OFDI对母国产业结构升级的作用效果是否为显著正向的仍存在较大分歧，且除贾妮莎、汪思齐、王恕立[17]外，多数文献都从IFDI或OFDI的单维视角展开研究，同时考虑IFDI和OFDI协同作用的研究有待拓展。二是在探讨OFDI/IFDI技术溢出促进国内产业结构升级影响时，主要集中在OFDI/IFDI促进技术进步这一环节中，未能把技术进步促进产业结构升级的环节展示出来，形成完整的传导机制。三是多数学者忽略了中国不同地区开放程度的差异，对中国双向FDI技术外溢的产业结构升级效应的地区差异问题研究不足。鉴于此，本文将IFDI、OFDI和产业结构升级纳入统一框架，并加入技术进步内生变量，探究中国双向FDI技术溢出的产业结构升级效应，以及在中国不同区域的差异问题。

三、影响机理分析

本部分通过梳理已有相关研究成果，尝试揭示双向FDI通过何种路径实现技术的溢出，以及溢出的技术如何扩散，进而推动产业结构的优化升级。

(一) 双向FDI技术溢出效应的机理分析

IFDI通过促使本土企业获得先进的技术与管理经验，推动本国企业竞争优势的形成，为本土跨国企业的OFDI奠定基础；而本土企业的海外扩张为母国的经济发展提供战略性资源和技术保障，从而更能吸引IFDI的流入。二者相互补充是获取国际R&D资本溢出的重要途径，主要通过下述5种效应实现(参见图1)。

1.人力资本流动效应。(1)外商企业的跨国经营在人才选择与培养方面，一般会优先考虑本地员工，并且注重加强对各个阶层的员工进行多元化培训，以提升企业整体人力资源的素质。(2)母国企业通过采取绿地投资模式直接雇佣东道国本地的高知识人才，或采取跨国并购模式继续延用被并购企业的高科技人员，以获取高素质科研人员长期积累的知识、经验、技艺等难以被文档记录的能力。

2.示范-模仿效应。相较于本地企业，外商企业在技术、产品、管理等方面更具有比较优势，其进入必然威胁到本地企业的市场地位。因此基于企业利益最大化原则，这将会迫使本地企业学习和模仿跨国公司先进的科学技术、优秀的管理经验和营销模式，加强产品研发设计创新能力，以提升产品技术复杂度，提高产品的生产质量，推动企业经济活动转型升级。母国企业通过开展面向发达国家的OFDI，能够与发达国家先进技术或产品零距离接触，在产品开发阶段就能利用东道国研发资源，紧跟其“脚步”进行模仿创新，而不需要在发达国家产品处于成熟阶段时将其引进、吸收、模仿。

3.竞争效应。外商企业的进入必然会打破本土原有的市场结构，其凭借先进的科学技术、管理运营经验，严重地威胁到东道国企业的市场竞争力，加剧了东道国市场激烈的竞争程度。因此本土企业为巩固市场地位，势必会加大研发经费投入和高科技人才培育力度，从而不断提高自身技术水平与创新能力。与国内市场经营相比，跨国经营的不确定性和风险性更高，竞争更为激烈，因此母国企业为了能快速地融入市场竞争激烈的东道国，会不断改良产品生产技术，加强自主创新能力建设，以提高企业的竞争优势，从而不断地促进自身技术发展水平的进步。

4.产业关联效应。跨国公司在东道国的跨国经营，已经使其成为东道国产业链的组成部分，并通过前向和后向一体化向产业链的前后两端直接或间接地溢出技术，产生关联效应。IFDI前向关联效应表现为：外资企业通过向本地的下游企业提供产品使用方法，并对使用方法进行指导和培训，为下游本土企业新技术的诞生奠定了物质基础，推动其科学技术水平和创新能力的提升。后向关联效应具体表现为：为降低成本，外商企业跨国经营一般会选择以本土生产要素为主进行生产，而本地供应商为满足外商企业生产需求，就会主动依据外商企业的标准，对产品进行改进与创新；同时外商企业为保证自身产品质量，会对本地供应商产品进行质量把控，并向其提供生产设备以及技术支撑。OFDI前向关联效应是指为满足东道国下游客户对产品或服务质量标准的规定，母国企业必然会加大研发投入，进行技术革新，实行全方位的质量管理、组织结构与业务流程重构。OFDI后向关联效应指为降低生产成本，母国企业一般会选择使用东道国相关生产要素进行生产。东道国先进的生产要素将会有助于推动母国企业产品生产工艺流程的改善，以及产品质量的提高。

5.研发要素溢出效应。双向FDI研发要素溢出效应指技术受方充分利用技术供方溢出的研发资源，进行技术创新。其主要表现为：外商企业的进入和本土企业的崛起，加剧了东道国市场竞争的激烈程度，外资企业仅将东道国视为产品生产基地，已经无法保证其在东道国的市场地位，因此其开始在东道国设立研发中心，逐步将研发活动以及研发资源转移到东道国。在这一过程中，必然会发生研发资源的溢出。母国通过开展面向东道国高新技术产业聚集区的直接投资，一方面，可以依托集聚区已有的研发平台，将各种研发要素(研发经费、研发人员)和信息进行整合，并为我所用，有效地降低研发成本，使企业的研发更高效快捷，更容易研发出新技术和新产品。另一方面，充分吸收了本土产业集聚所产生的外溢知识，进行技术创新，以推动自身技术水平的提升。

图1 双向FDI技术溢出机理分析图

(二)技术进步与产业结构升级的机理分析

技术进步作为产业结构形成的基础，是产业结构升级的根本动因，本质是劳动生产率的提高。科学技术水平的不断提高，必将会使得劳动者的生产素质、生产和物质技术基础、劳动对象范围及管理水平等发生变化，进而带动劳动生产率的变动。然而各产业间在技术创新成果的吸收、融合、商业化等能力方面存在着较大的差异，这必然会导致产业间劳动生产率的不同，使得产业在需求结构、供给结构、就业结构等方面发生变化，从而引起产业结构发生变动(参见图2)。

1.需求结构的变动。产业的形成与发展源自于社会需求，所以在产业结构的诸多影响因子中，需求结构是产业结构最根本的影响因子，但是需求结构的变动却受到技术发展水平的制约。主要表现在三个方面：(1)技术进步大幅度地降低了产品的生产成本，使得产品价格得以下降；科学技术水平的提升促使产品在质量、性能等方面得到了有效的提高与改善；这必将会推进产品需求量的明显增加，推动相应产业的快速发展。(2)技术进步为新产品的开发提供了科技支撑，有利于推动消费品的转型升级与更新换代，并衍生出新产品，从而带动需求结构的变化。(3)技术进步通过降低生产资源的消耗强度以及提高其利用率，使得产品自身生产要素配置比例产生变化，从而带动生产需求结构的变动。

2.供给结构的变动。自然资源、劳动力、技术水平作为供给结构构成的基本要素，三者的供给结构比例和配置效益直接关系到劳动生产率的提高以及生产成本的降低，是影响产业结构变化的直接因素。技术水平作为供给结构的重要构成要素之一，其发展程度是制约供给结构的根本原因，主要表现为以下两个方面：(1)科学技术是提高生产要素配置效益的有效途径，然而各产业之间技术水平存在显著的差异，因此产业间要素配置效益也明显不同。依据要素配置效益最大化的原则，资源则会从要素配置效率低的部门流向效率高的部门，使得产业结构重心偏向于高技术、高生产率的产业，最终促进产业结构的优化升级。(2)技术的不断进步促使生产要素获取途径更多地依赖科学技术原理，这导致要素供给结构从原先以资源和劳动为主转变为以技术为主，也致使相应的产业从资源和劳动密集型产业升级为技术密集型产业。

3.就业结构的变动。技术的进步使得劳动者的生产素质以及其对劳动对象的认识、劳动工具的先进性等方面有了明显的提升，从而带动劳动生产率的提高。劳动生产率的提升使得剩余劳动力得以释放，为新兴产业的发展腾出空间，推动其全面发展，最终促进产业结构优化升级。

图2 技术进步促进产业结构升级机理分析图

四、实证检验

(一)变量的选取与模型的构建

双向FDI是影响我国产业结构升级的重要因子，然而关于IFDI与OFDI共同作用，将技术作为传导因子，通过技术溢出效应推进我国产业结构升级这一理论假设，在中国是否适用有待实证探究。下文以2005-2015年中国30个省份(除西藏外)相关数据为样本，建立递归联立方程模型对此假设进行考察。

模型1的建立是为探究双向FDI技术溢出与技术进步之间的关系。借鉴汪思齐，王恕立[17]所建立的生产率效应模型，将双向FDI及其交互项引入Helpman的国际研发溢出模型当中，同时考虑到研发经费投入、研发人员投入均是影响产业技术进步的重要因素，将研发经费和研发人员投入作为控制变量引入模型中，见式(1)。模型2的建立旨在研究技术进步和产业结构升级之间的关系，以及双向FDI对产业结构升级的直接效应与交互效应。借鉴李东坤、邓敏[9]对产业结构升级的测算方法，本模型选择产业结构高级化作为产业结构升级的表征，同时考虑到IFDI、OFDI、技术水平、国内生产总值、资本规模、劳动力均是影响产业结构升级的重要因子，故将全要素生产率增长率、IFDI、OFDI和双向FDI的交互项作为解释变量，国内生产总值、资本规模、各产业就业人数作为控制变量引入模型，见式(2)。模型中各变量含义、衡量指标及数据来源如表1所示，值得说明的是，LnTOFDIit×LnTIFDIit表示双向FDI溢出的交互项，用以检验IFDI与OFDI技术溢出是否存在互补关系。

模型1：

TFPit=β0+β1TKit+β2LnTLit+

β3LnTOFDIit+β4LnTIFDIit+β5LnTOFDIit×

(1)

模型2：

SHit=α0+α1LnGDPit+α2TFPit+

α3LnKit+α4LnLit+α5LnOFDIit+α6LnIFDIit+

α7LnOFDIit×LnIFDIit+εit

(2)

表1 变量含义、衡量指标及数据来源

(二)变量的测算

1.产业结构升级的测算。本文借鉴贾妮莎、韩永辉等对产业结构高度化测算方法(详见公式(3))，测算2005 -2015年我国30个省份产业结构高度化水平(SH)，作为衡量产业结构升级的指标。其中SHit表征t年i省产业结构高度化水平；Pijt表示i年t省j产业的产值；GDPit表示i年t省生产总值；Lijt表示i年t省j产业的就业人员总数，LPj表示j产业实现工业化后的劳动生产率。

(3)

2.全要素生产率的测算。借鉴李梅、柳士昌，汪思齐、王恕立的测算方法，本研究选取DEA -Malmquist 生产率指数法对中国30个省份TFP 进行测算，以衡量各省的技术进步水平。其中以全国30个省份的GDP作为产出变量、全社会固定资产投资K，以及按三次产业分就业人员总数L作为投入变量，数据均源自《中国统计年鉴》。

3. IFDI与OFDI技术溢出的测算。借鉴Litcht-enberg和Potterie对国际知识溢出的测量方法，计算各省份通过IFDI和OFDI技术溢出获得的国际R&D资本存量，以作为衡量各省份IFDI技术溢出和OFDI逆向技术溢出的指标。测算步骤分为两步：第一步，计算中国IFDI技术溢出所获得的国际研发资本存量(OFDI技术溢出算法相同)，计算公式见式(4)和 (5)。

(4)

Rit=(1-δ)Rit-1+RDit

(5)

其中KFt表示t年中国通过FDI获得的国外R&D资本存量，FDIit为t年i国对中国的直接投资或者中国t年对i国的对外直接投资流量，GDPit为t年i国的国内生产总值，Rit为截至t年i国R&D资本存量。计算方法依据Goldsimth的永续盘存法(详见公式(5))，其中RDit代表t年i国R&D总投入，δ是折旧率。

第二步，计算各省份通过IFDI/OFDI逆向技术溢出获得的国外R&D资本存量，见式(6)、式(7)。

(6)

(7)

其中TOFDIjt表示t年j省份OFDI逆向技术溢出获得的R&D资本存量，即t年j省份OFDI逆向技术溢出；OFDIjt表示t年j省份对外直接投资，OFDIt表示t年中国对外直接投资的总量。其中TIFDIjt表示t年j省份IFDI技术溢出获得的R&D资本存量，即t年j省份IFDI逆向技术溢出；IFDIjt表示t年j省份实际利用外商直接投资金额，IFDIt表示t年中国实际利用外商直接投资总额。

4. 全社会固定资本存量。本文采用永续盘存法，以2003年为基期平减，测算全社会固定资本存量，见式(8)、式(9)。其中Kit代表i省份t年全社会固定资产存量，Cit表示i省份t年全社会固定资产投资，m表示2003-2014年各省全社会固定资产投资的平均增长率，δ为折旧率(参考张军(2004)的做法，将δ设为9%)。

Kit=(1-δ)Kit-1+Cit

(8)

(9)

(三)单位根检验与模型设定检验

1. 面板单位根检验。为避免单一检验带来的偏差，提高检验结果的可信度，本文采用LLC、IPS检验和Fisher检验，对各变量控制变量、解释变量和被解释变量进行平稳性检验，检验结果表明各变量原序列是平稳的，所有变量均在原序列单整。

2. 面板数据模型设定检验。采用Hausman检验法对模型1、模型2进行检验，结果表明两模型的Hausman检验统计量的概率值均为0，均拒绝接受个体效应与回归变量无关的原假设，选择变截距固定效应模型进行分析。

(四)模型的估计与实证结果

为避免自变量之间多重共线性的问题，对变量进行逐步回归；为克服变量相乘后带来的多重共线性问题，对回归模型中的LNTIFDI和LNTOFDI进行去中心化处理。估计结果如下：

1.全样本中双向FDI技术溢出与产业结构升级实证分析结果(参见表2)。其一，在双向FDI技术溢出与技术进步方面。回归2，3，4结果显示，LNTOFDI和LNTIFDI系数均在1%水平上显著为正，表明中国OFDI技术溢出和IFDI技术溢出均有利于推动中国产业的技术进步。从回归4中还可以发现，LNTOFDI系数明显小于LNTIFDI系数，表明与中国IFDI技术溢出效应相比，中国OFDI技术溢出效果略弱，主要是因为中国OFDI较IFDI发展起步晚，规模相对较小，经济效益尚未明显显现。回归4中双向FDI技术溢出效果的交互项LNTOFDI×LNTIFDI为正，但不显著，这表明IFDI技术溢出效应与OFDI技术溢出效应存在互补关系，但是这一效应很微弱，表明我国IFDI与OFDI的协调发展有待进一步提升。

此外，TK在4个回归中都在1%水平上显著为正，表明R&D经费投入有利于推动我国产业的技术进步。TL在4个回归中都在1%水平上显著为负，表明研发人员的投入未能推动产业技术进步，主要原因是目前我国R&D人员结构分配不合理，其中从事试验发展的研发人员占比高达82%，从事应用研究的人员占11%，而从事基础研究的人员占比不到6.3%。

表2 双向FDI技术溢出与技术进步

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值

其二，在技术进步与产业结构升级方面(参见表3)。TFP在8个回归中都在1%水平上显著为正，说明技术进步能够有效促进中国产业结构升级。此外，GDP在8个回归中都在1%水平上显著为正，表明GDP的增长是促进产业结构升级的重要因素；但L在8个回归中都在1%水平上显著为负，表明就业人员与产业结构升级呈现出负相关，可能因为在中国城镇单位就业人员中，从事高新技术、金融等资本技术密集产业的人员比例不到5%，超过45%的劳动力集中在制造业和建筑业等劳动力密集型产业，无法满足产业结构升级对人力资本的需求。在8个回归中，K的系数均为正，但t统计量不显著，可能因为样本时间段间隔太短，而固定资本存量对产业结构升级存在一定的时滞性。回归5与回归7的结果显示，IFDI均在1%或5%水平上显著为负，表明IFDI与产业结构升级存在着负相关，主要是因为中国IFDI主要分布在劳动密集的制造业与房地产业，在计算机服务、软件业、技术服务等产业的占比较低。回归6,7的结果显示OFDI均在1%水平上显著为正，表明OFDI与产业结构升级存在正相关关系。回归8结果显示OFDI与IFDI的交互项LNIFDI*LNOFDI的系数是0.051，在1%水平上显著为正，但要小于IFDI系数的绝对值0.064，表明OFDI对IFDI具有一定的调节作用，OFDI在一定程度上弥补了IFDI对产业结构的负向影响效应。

2.分析东、中、西部地区双向FDI技术溢出与产业结构升级实证分析结果。其一，在双向FDI技术溢出与技术进步方面(参见表2)。东、中、西三个地区通过OFDI而获取国外R&D资本存量均在1%水平上显著为正，三者的回归系数分别是0.048 562，0.025 352，0.031 348，这说明三个地区OFDI技术溢出均可促进地区技术的进步，但促进程度高低顺序是东、西、中。三个地区通过外商直接投资获取国外R&D资本存量的回归系数分别是0.064 913，0.008 461，0.017 289，除东部在1%水平上显著外，中、西部却均不显著。可能是因为外资入华以来，投资区位主要集中在东部，对中、西部的投资较为匮乏。以2015年为例，东部实际利用外资占总额的比重高达84.86%，高于中部的9.08%和西部的6.06%。IFDI技术溢出和OFDI技术溢出的交互变量回归分析结果显示，东部在10%水平上显著为正，其回归系数为0.000 306，表明在东部双向FDI技术溢出的交互效应有效地推动了技术的进步。而在中、西部二者的交互效应对技术进步的作用均不显著。这可能是因为中西部对外开放发展相对缓慢，开放程度较低，在一定程度上抑制了IFDI和OFDI的发展，导致双向FDI技术溢出的绩效尚未显现。

表3 技术进步与产业结构升级

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值

此外，从回归分析结果还可看出东、中、西三个地区研发资本投入均在1%水平显著为正，回归系数依次为7.338 502，3.021 68，5.678 150，表明三个地区研发资本投入的不断增加，均有利于推动技术水平的进步；但是其影响程度呈现出地区差异，东部研发资本投入对技术进步的推动作用要优于中、西部，主要是因为技术的进步不仅仅需要依靠巨额研发资金投入，还需要投入相应数量研发人员与其协同配合，但是相较于东部地区，中西部地区的高素质人才尤为匮乏，导致相同的资本投入却无法产生同等的经济效益。

表4 东、中、西部地区双向FDI技术溢出与技术进步

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值

其二，在技术进步与产业结构升级方面，三地区呈现出地域性差异(参见表5)。技术进步回归分析结果显示：东部TFP回归系数为0.043 711，并在1%水平上显著，即东部技术水平的提升在一定程度上促进了产业结构的升级。中、西部TFP回归系数均不显著，说明在中、西部技术对产业结构升级的影响较小。可能因为中、西部在过去10余年中，产业结构的调整多由政府相关政策导向所致，技术进步推动力相对较弱。

此外，从表5分析结果还可看出，东、中、西部GDP、全社会固定资本存量、三次产业就业总人数的回归系数的符号以及显著性和表2中全样本分析结果相同，即东、中、西部地区GDP与产业结构升级正相关，三次产业就业总人数与产业结构升级负相关；同时，由于全社会固定资本存量的时滞性，其对产业结构升级的作用效果仍然不明显。IFDI的回归分析结果显示：东部外商直接投资系数为0.200612，且在1%水平上显著为正，说明在东部外商直接投资规模的扩大有利于推动该地区的产业结构升级；中、西部外商直接投资系数均不显著。OFDI的回归分析结果显示：东、中、西部的系数分别是0.120 662,0.020 173,0.065 464，除中部地区系数不显著以外，东、西部均在1%水平上显著为正。这表明在东、中、西部对外直接投资均有利于促进产业结构升级，但是这一作用却呈现出区域性差异，即中部作用最微弱，东部高于西部。东、中、西部IFDI与OFDI的交互变量回归系数分别是0.012 531,0.000 505,0.012 447，除西部在10%水平上显著外，东、中部系数均不显著，即虽然东、中、西部双向FDI的交互效应均促进了本地区产业结构的升级，但东、中部IFDI与OFDI交互效应并不明显。

表5 东、中、西部地区技术进步与产业结构升级

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值

五、研究结论与对策建议

(一)研究结论

1.双向FDI技术溢出对技术进步的影响。总体上，中国IFDI技术溢出和OFDI技术溢出均显著促进了国内技术进步，且二者存在互补关系，但是这一效应很微弱，表明我国IFDI与OFDI的协调发展有待进一步提升。分区域来看，东部IFDI技术溢出、OFDI技术溢出以及二者的交互效应均显著促进了技术进步；但在中西部，仅有OFDI技术溢出促进了技术进步，IFDI技术溢出以及二者的交互效应均未能促进地区技术进步。

2.技术进步对产业结构升级的影响。总体上，技术进步与产业结构升级显著正相关，技术进步能够促进产业结构升级；分区域进行回归分析时，发现这一结论仅在东部成立。

3.双向FDI技术溢出对产业结构升级的影响。综上可知，从总体上看，中国OFDI技术溢出和IFDI技术溢出通过促进国内技术进步有效推动了本国产业结构升级，但二者交互效应对国内技术进步影响不显著，未能对产业结构升级形成有效推动作用；分区域来看，此效应仅在东部存在，在中、西部并不明显。

(二)政策建议

1.促进OFDI与IFDI互补效应。依据本文的实证分析结论，中国OFDI和IFDI技术溢出的交互效应未能促进国内产业结构升级，OFDI与IFDI在行业布局、区位选择、政策等方面未能协调一致。因此，中国必须重视并引导双向 FDI 流动的合理布局，加快引资模式从过去“注重引进规模，限制资本流出”向“注重引进质量，鼓励资本流出”转型。

2.制定差异化区域产业政策。我国各地区在经济发展水平、基础设施建设水平、研发投入等方面存在着明显的差异，导致东、西、中部地区双向FDI及其技术溢出、相关因素对产业结构升级作用效果呈现出差异性。因此，现阶段我国各地区应依托本地要素资源优势，制定和实施符合自身经济发展的外商投资政策与技术吸收消化政策等产业政策，有效推动产业结构升级。