FDI 对我国产业结构多样性的影响研究

冉茂林RAN Mao-lin

（深圳浠和投资有限公司，深圳 518000）

0 引言

在当前的全球化浪潮下，外商直接投资（FDI）对我国经济的影响愈发明显。对发展中的中国而言，FDI 不仅是资本流入的关键渠道，也是技术、管理经验和市场资源的宝贵来源。合理利用FDI 可促进中国从传统产业向服务业的转型，并加速产业结构的高级化。FDI 作为外部资源，在促进经济增长和调节产业结构方面存在一定的作用。在全球经济结构调整期间，优化产业结构已成为助推国家高质量经济发展的关键途径。因此，深入分析FDI 对中国产业结构多样性的影响，对于理解全球化下产业发展规律、制定相关政策、推动高质量经济发展具有重要的理论和实践价值。

1 文献综述

近年来，针对外商直接投资（FDI）对产业结构影响的研究也相对较多。刘刚（2019）[1]分析发现，FDI 在推动中国经济增长和产业结构优化方面起到了积极作用，且这两者之间存在相互促进的关系。陈讯和高远东（2006）[2]指出产业结构的变化正向影响FDI 增长，但FDI 并非推动产业结构变化的主导因素。沈子兰与牛晓霞（2021）[3]的研究揭示了不同来源的FDI 对服务业结构变动的不同影响，港澳台地区的FDI 对服务业产生积极效应，而韩国、东盟等地区的FDI 则产生了负面影响。王静（2014）[4]指出，经济发展水平不同的地区在引入FDI 的方式和类型上存在差异，市场化程度较高的地区更加重视按产业结构优化目标引入FDI。段建宇、谢敏华和卜伟（2013）[5]发现，FDI 对产业结构高级化的促进作用是其影响中国产业结构合理化的主要途径。王志强和徐毅（2023）[6]通过研究发现，不同地区双向FDI 对经济高质量发展的影响存在差异，东部地区的影响不显著，而中西部地区则较为明显。仇怡和胡慧（2023）[7]则认为，东部和中部地区的双向FDI 协调发展对经济高质量发展的促进作用超过了西部地区。王燕飞和曾国平（2006）[8]指出，FDI 对中国产业结构升级有积极作用，但对服务业的推动作用不足，这限制了农村劳动力的转移和产业结构的进一步优化。张晓念（2023）[9]的研究表明，外商直接投资在一定程度上对中国产业结构升级起到了抑制作用。李豫新和王帅龙（2023）[10]发现，双向FDI 协调发展不仅促进了本地区的产业结构升级，还通过空间溢出效应提升了邻近地区的产业结构；东部地区的提升效果最为明显，中部地区的提升效果不明显，而西部地区则表现出抑制作用。王志强（2023）[11]的研究揭示，东部和西部地区引入FDI 对经济高质量发展的影响较为显著，中部地区的影响则不明显。彭荣熙、刘涛和曹广忠（2021）[12]的研究表明，城市经济复杂度和产业相关多样化的提升对城市长期经济韧性具有显著的正面促进作用，而产业非相关多样化对此效应较小。

这些研究在探讨FDI 对我国产业结构的影响上虽然取得了部分的进展，但仍存在一些不足。主要是现有研究多数是从产业结构本身入手，而从多样性角度的切入点的很少，而且现有研究对于FDI 与产业结构多样性之间的因果关系，以及FDI 对于特定行业或小型及中等企业的影响，研究还不够深入。本篇文章将从多样性角度展开分析，切入点具有一定的创新性，通过一系列的论证帮助后来学者更全面地理解全球化对我国经济特别是不同地区产业结构多样性的影响，从而为制定更加有效的经济政策提供理论支持。

2 实证分析

2.1 模型设定

本文研究关于FDI 对于产业结构多样性影响，建立如下所示回归方程：

其中ISDIVit为不同省份的产业结构多样性指标，FDIit为不同省份的外商直接投资水平，CVit则是本文的控制变量，其中包括不同省份的城镇化水平、对外开放程度、GDP水平、失业率、地方公共财政在科学技术方面支出以及信息化指数，γt为时间固定效应，δi为个体固定效应，εit为残差项。

2.2 变量说明与数据来源

2.2.1被解释变量

ISDIVit为本文被解释变量，其刻画的是产业机构多样性。参考Ioanna Boulouta（2013）[17]的Blau 指数的计算方式，本文对产业结构多样性进行测度，计算方式为：

2.2.2解释变量

FDIit作为本文的核心解释变量，为FDI 在当地GDP中占比。

2.2.3控制变量

①城镇化率（Urban）：城镇化水平越高，该地区产业分布类型越多，产业结构多样性也会得到一定的改善。

②对外开放程度（Open）：地区的对外开放程度越高，其带来的市场机遇也会随着增加，企业能够更好地了解市场需求并且结合自身竞争优势扩大市场，从而达到提高自身规模效益、降低成本的效果，更好地推进地区的产业结构的优化。

③经济发展水平（GDP）：GDP 是反映地区经济发展状况最直观的指标。较好的经济发展情况能够一定程度促进地区产业结构的优化与调整。

④失业率（Unemp）：随着社会经济的发展，越来越多的就业者由传统就业岗位向新型就业岗位流动，这就造成了在有效职位有限的前提下，有一部分人会出现失业的情况。而失业率的上升则会对社会经济产生不利的影响，与此同时社会中三产之间的比值也会随之发生改变。

⑤科学技术财政支出（RD）：地方政府在科学技术方面支出能够有效提高当地第三产业占比，影响产业结构多样性。

⑥信息化指数（Infor）：信息化指数包括信息基础设施建设、信息技术应用程度、制约情况、居民信息消费等方面的指标，该指标提升代表了地区信息化发展水平的提升，会对第三产业的比重产生一定的影响。

2.2.4数据来源

本研究主要采用了2000 年至2021 年中国的各省级行政区面板数据，数据来源于国家统计局和各省的统计年鉴，但不包括港澳台地区。

2.3 实证检验

2.3.1描述性统计

表1 为各变量的描述性统计结果。

表1 描述性统计

2.3.2相关系数矩阵

相关系数矩阵中相关系数仅仅是两个变量之间的数值关系，并非直接的因果关系，因此相关系数符号和后续回归符号不一致并不矛盾。从结果来看，FDI 和产业结构多样性指标之间相关系数为-0.092，在95%的置信水平下表现显著，即两者之间存在一定的负相关性。（表2）

表2 相关系数矩阵

2.3.3共线性检验

在进行回归分析的时候，共线性问题是一个比较关键的因素。如果模型中包含了存在多重共线性问题的变量，可能会导致结果“伪回归”。而VIF 检验则是检验多重共线性的一个主要方法，可以通过观察VIF 的数值是否小于10 来判断是否存在共线性，如果数值小于10 则说明不存在严重的多重共线性问题。根据以下的检验结果，所有变量的VIF 值均小于10，表明不存在严重的多重共线性问题，因此可以构建回归模型。（表3）

表3 共线性检验结果

2.3.4FDI 对产业结构多样性的基准回归

由于本文数据类型为面板数据，因此在建立回归模型前需对模型形式进行选择，对混合回归和随机效应分别进行F 检验和Hausman 检验。结果如表4 所示，可见无论是F 检验还是Hausman 检验均显示P 小于0.01，即拒绝建立混合回归和随机效应的原假设，因此接下来将通过建立固定效应回归模型展开分析。

表4 模型选择结果

表5 为基准回归结果，可见无论是否加入控制变量，FDI 的系数均在95%置信水平下显著为正，说明地区FDI的提高能够促进产业结构的多样性。在加入控制变量的回归结果中，FDI 的系数为0.113，在95%置信水平下显著，即其他变量不变的情况下，FDI 每上升1 个单位，产业结构多样性上升0.113 个单位。从现实意义上来看，FDI 引入了先进技术和管理知识，促进了我国企业技术革新和升级，加速产业结构的优化，并提供资本流入，缓解资金短缺，扩大生产规模，促进了新产业的发展或现有产业技术的提升，还改善了生产流程和产品质量，从而提升整个行业的效率，带动相关上下游产业，影响产业结构的演变。因此，FDI 通过多种渠道对我国的产业结构产生深远影响，促进产业升级和转型，提高了产业机构的多样性，提升了经济竞争力和可持续发展能力。

表5 基准回归

2.3.5稳健性检验

稳健性检验是为了验证基准回归得到的结论是否可信的，一般是通过变换模型来做，如增加控制变量、改变解释变量、更换样本区间等，观察核心解释变量系数显著性以及正负情况是否发生改变来判断结论是否稳健。

①加入更多的控制变量。本文加入了地区消费水平以及科技发展水平控制变量到方程中重新进行参数估计，得到如表6（1）列所示结果，可见FDI 的系数均显著并且为正向，说明结果可靠。

表6 稳健性检验

②采用滞后一阶的解释变量。将基准回归中解释变量替换为滞后一阶变量，回归结果如表6（2）列所示，可见滞后一阶解释变量依旧表现显著，与基准回归保持一致，再次表明了之前结论的可靠性。

③剔除2020 年之后的样本。考虑到新冠的影响，本文剔除2020 年之后样本重新进行参数估计，具体如表6（3）列所示，可见FDI 的系数显著为正，与基准回归结论一致，论证了结论的稳健性。

2.3.6异质性检验

异质性检验主要是通过对样本进行分类，分别展开回归估计，考虑到不同区域的发展水平存在一定差异，所以根据国家统计局对我国东中西部的地区划分，对东中西部地区分别展开回归。表7 可见FDI 系数在中部和西部地区均显著为正，并且对于中部地区而言系数的绝对值更大，即影响更大。对于东部地区来说，FDI 的系数为负数，并且在99%置信水平下显著，即对产业结构多样性存在负向影响效果。

表7 异质性检验

3 研究结论与对策建议

3.1 研究结论

本文基于2000-2021 年的省级面板数据，通过引入Blau 指数进行回归分析，得出的结论是FDI 对我国产业结构的多样性有促进作用，并进一步对样本进行分类异质性检验，得出结论FDI 对我国中部和西部地区的产业结构多样性有显著促进作用，但对东部地区的产业结构多样性有负面影响。分析其结论的可能原因如下：

我国东部地区的经济发展水平较高，产业相对成熟且集中度高，这些地区的产业已经较为饱和，新进入的企业面临更激烈的竞争，新的FDI 可能导致某些产业的过度集中，而不是多样性的增加。此外，由于这些地区已有产业较为发达，新的FDI 可能更倾向于投资于现有主导产业，而非促进新兴产业的发展。相比之下，我国中部和西部地区的经济发展水平相对较低，市场竞争相对较少，产业基础不够强大，具有更多的发展空间和潜力。因此，FDI 在这些地区投资时，更可能涉及多种不同的产业，从而促进产业结构的多样化。

除了经济上的因素，政策导向和资源分布可能也有一部分的影响。我国政府为促进中西部地区发展，可能实施了各种优惠政策，如税收减免、土地使用优惠等，吸引FDI流向这些地区，这些政策激励可能鼓励投资者探索多种不同的产业，从而增加产业多样性。以及中西部地区由于其独特的资源分布和地理位置可能吸引不同类型的FDI，这些投资可能与该地区的特定资源或地理优势相结合，促进产业多样化。而东部地区由于其发展模式和资源利用方式，可能导致FDI 投资更趋向于某些特定行业。

总的来说，东部地区的产业成熟度和市场饱和度、中西部地区的发展潜力和政策优势，以及地理和资源因素的不同，共同影响了FDI 对我国不同地区产业结构多样性。

3.2 政策建议

为有效利用FDI 促进我国产业结构的多样化，本文提出以下四点综合性政策建议，旨在通过这些措施增强我国经济的整体竞争力和可持续发展能力，为经济的长期增长打下坚实基础。

首先，实施区域差异化的FDI 策略至关重要。鉴于我国不同地区在经济特征和发展水平上的差异性，针对性地制定FDI 政策尤为必要。在经济较发达的东部地区，应引导FDI 优先流入高科技和新兴产业，以避免产业过度集中和市场饱和。而对于经济较落后的中西部地区，应通过一系列优惠政策吸引FDI 进入多样化产业，特别是那些能够促进当地资源优势转化和产业升级的领域。其次，需要优化我国的投资环境并强化激励机制。全面改善投资环境，简化审批流程，提供税收减免和土地使用权优势，以吸引更多的FDI。同时，根据不同地区的特点和需求，设计差异化的激励措施，鼓励FDI 在创新型产业和高附加值领域的投资。要加强对市场的监管，确保外资企业遵守我国的法规和市场规则，维护公平竞争。然后，要促进我国本土企业与外资企业之间的合作与技术交流。通过建立共享研发中心、合资企业等多种合作平台，加速技术转移和创新过程。此外，加大对科技创新领域、产业管理领域的人才培养和吸引力度，以提升本土企业的创新能力和竞争力。最后，还要加强区域间的协调发展和环境可持续性。通过政策协调和资源配置，促进不同地区间的互补与合作，避免重复建设和无序竞争。同时，引导FDI 支持绿色经济和可持续产业的发展，符合中国的长期发展战略和环境保护目标。通过这些措施，不仅可以有效利用FDI 促进产业结构的多样化，还能够增强中国经济的整体竞争力和可持续发展能力。