外商直接投資對內蒙古產業結構調整影響研究

魏思媛

內容摘要：外商直接投資（FDI）在開放經濟條件下已經成為影響一國或地區產業結構變動的主要因素之一。文章在分析內蒙古外商直接投資與產業結構關系的基礎前提下，構建面板數據模型，研究2000-2012年外商直接投資對內蒙古產業結構調整的影響。最后提出了發揮FDI對產業結構的調整以及促進作用的政策建議。

關鍵詞：外商直接投資 產業結構調整 面板數據模型

內蒙古工業已經發展到新型工業化初期的階段，因此，在未來相當長的時期內，資本要素的投入和積累仍然是是推動內蒙古經濟發展的主要因素。隨著西部大開發以及中部大跨越進程的逐步深入，使得內蒙古開放格局具有全方位、多領域的特征。同時外商投資環境的不斷改善，令投資的廣度和深度都得到了一定的發展。外資的流入在一定程度上彌補了內蒙古經濟建設資金的缺口，并帶來先進管理和技術，促進了內蒙古產業結構的優化升級，增加了就業、促進了經濟發展，使內蒙古在利用外資的過程中獲得積極的“技術外溢效應”。因此，內蒙古要結合自身特點，建立特色的引資發展戰略，促進本地區產業結構優化升級，推動區域經濟的發展，進而實現跨越式發展。

內蒙古外商直接投資現狀

改革開放以來，內蒙古經濟取得了飛躍性的發展，外商直接投資的利用也經歷了一個從無到有的過程。自1979年內蒙古開始利用外商直接投資以來，到2012年，合同外資項目39個，其中實際利用外資金額為417665萬美元。截至2012年底，內蒙古區內外資企業3114家，其中獨資企業259家，合資企業262家，合作企業30家，股份公司9家。

（一）內蒙古外商直接投資規模

內蒙古年實際利用外資額呈現逐年上升趨勢，從2000年的54819萬美元，到2012年的417665萬美元，年均增長55.16%（見圖1）。但內蒙古利用外商投資項目規模小，質量不高，2012年全國各省（市、自治區）年平均實際利用FDI為35.40億美元，而內蒙古實際利用FDI僅為4.18億美元。由于受到自身產業、投資環境和技術水平等因素限制，內蒙古在招商引資中出現了“重量不重質”的缺點，在吸引重大項目、引進國際先進技術和提升自我創新能力等方面依然落后。總體上看，外商直接投資規模較小，項目大多以中小型為主，外商投資的資金集約程度和外商投資項目的技術以及單項外商直接投資額水平相對低于全國平均水平。

（二）內蒙古外商直接投資產業布局

外商直接投資進入東道國時，會選擇性的傾向于在某些產業進行投資，重點投資一些產業，同時回避一些產業，從而使東道國的產業在布局上形成結構性偏差，這種偏差可以使用ISD（產業結構偏差指數）來描述。如果ISDi>0，該產業FDI的分布比重高于地區的平均水平，表明FDI傾向于該產業；ISDi<0，則表明FDI在該產業上分布較少，規避該產業，絕對值越大表明偏離程度越高。

由表1可知，2000-2012年，內蒙古FDI在第一產業分布的結構偏離度，除2007年外均為負值；FDI在第二產業分布的結構偏離度，除2007年和2012年外均為正值；FDI在第三產業分布的結構偏離度大多數年份為正，但波動較大。即外商直接投資較多地進入第二產業，盡量規避第一產業，進入第三產業的外商直接投資波動性較大，形成外商直接投資在產業布局上的結構性偏差。

（三）內蒙古外商直接投資行業分布

內蒙古區內FDI投資領域不斷拓寬，2000年內蒙古外商直接投資主要集中在農、林、牧、漁業，采礦業，制造業，電力、燃氣及水的生產和供應業，這些產業的外商直接投資占FDI總額的90.45%。批發零售業、采掘業、餐飲業、社會服務業只有少量的外商直接投資比重，教育、文化、衛生、建筑業、科學研究、社會福利業以及綜合技術服務業等幾乎沒有外商投資。到2012年，內蒙古外商直接投資已覆蓋到農業、采掘業、制造業、交通郵電業、批發零售貿易業、建筑業、房地產業、居民服務業、公共事業等行業，其中制造業、采礦業、房地產業以及租賃和商務服務業，占FDI總投資額的92.98%。

由表2知，內蒙古外商直接投資主要集中在第二產業，且采礦業、建筑業以及制造業的外商直接投資額超過內蒙古FDI總額的50%，只有少數年份煤氣、電力以及水供應業有外商直接投資，且投資份額較小。外商直接投資在第一產業內部的分布較少，主要集中在農業和牧業，對林業和漁業的投資額很小。內蒙古第三產業的外商直接投資水平和層次普遍較低，主要集中在房地產業、批發零售、交通運輸、倉儲及郵電通訊業，但投資額較小，現代服務業投資力度不夠，特別是在科研、金融和保險等行業的投資偏低。

內蒙古外商直接投資與產業結構的關系

（一）內蒙古FDI與產業結構演變軌跡描述

2000-2012年內蒙古產業結構演變軌跡如圖2所示。

從圖2可以看出，2000-2003年，內蒙古產業結構格局為“三、二、一”，但隨著2004年以后工業化進程的不斷加速，第二產業比重不斷上升，產業結構格局變為“二、三、一”。 第一產業比重在20%上下波動，總體上呈現快速下降的趨勢；第二產業比重總體呈現快速波動上升的趨勢，由2000年的37.85%變為2012年的55.42%，上升了近18個百分點；第三產業比重在2003年達到41.92%，2003年以后呈現出逐步下降的趨勢，2012年第三產業比重為35.46%，比2002年下降了6.46百分點。

2000年-2012年內蒙古FDI在三次產業間分布狀態的變化如圖3所示。

由圖3可見，2000-2012年FDI在三次產業間分布不均勻。FDI在第一產業的分布一直很少，2000年僅為0.88%，2005年沒有投資額，2008年后呈不斷上升趨勢，到2012年達到9.28%，比2000年上升了8.4個百分點。FDI在第二產業中的分布在60%上下波動，總體呈下降趨勢，由2000年的50.13%下降為2012年的42.28%，下降了7.85個百分點。FDI在第三產業的分布先降后增，且波動幅度較大，由2000年的48.99%下降到2008年的3.70%， 2008年后呈上升趨勢，上升為2012年的48.44%，但總體呈微弱下降趨勢。endprint

（二）內蒙古外商直接投資與產業結構變動因果關系檢驗

本文運用2000-2012年的統計數據對外商直接投資與產業結構兩個變量進行Granger因果關系檢驗，驗證外商直接投資與產業結構變動是否存在因果關系。其中，外商直接投資額用每年實際利用外資額FDI表示；產業結構變動用每年第二產業的增加值與當年GDP的比重IS這一指標表示，結果如表3所示。

由表3可以看出，滯后期數分別為1、2、3年時，原假設“產業結構變動不是外商直接投資流入的原因”的概率，最大值為0.2270，最小值為0.1159，即在1%、5%、10%的顯著水平下，F統計量均小于F的臨界值，所以接受“產業結構變動不是外商直接投資流入原因”的假設。同時，只有滯后期為3年時，“外商直接投資不是引起產業結構變動的原因”以0.4057的概率接受，但滯后期數為1、2年的“外商直接投資不是引起產業結構變動的原因”的概率分別為0.0959和0.0737，即在10%的顯著水平下，拒絕“外商直接投資流入不能引起產業結構變動”的假設。因此，內蒙古產業結構變動不是外商直接投資流入的原因，但外商直接投資是內蒙古產業結構調整的原因，即外商直接投資存在著產業結構效應。

外商直接投資對內蒙古產業結構的調整效應

（一）指標選取

根據已有的研究成果，三次產業增加值的變化是反映產業結構調整的主要指標，而實際利用外資額是反映外商直接投資變化的最有效的指標之一。因此產業結構調整選取三次產業增加值表示，外商直接投資選取三次產業實際利用外資額表示。

（二）面板數據模型

1.模型建立。本文建立以第i產業實際利用外資額FDIi作為被解釋變量，第i產業增加值（AVPi）作為解釋變量的面板數據模型，為降低時間序列異方差現象的影響，對模型取對數形式：

（i=1，2，3；t=2000，2001，…，2012）

2.面板數據單位根檢驗。在面板數據模型回歸之前，為避免偽回歸現象的出現，確保回歸結果的有效性，依次采用LLC檢驗、ADF檢驗和PP檢驗對模型中的因變量與自變量進行單位根檢驗。檢驗結果說明原序列為一階單整序列，一階差分后是平穩的，因變量和自變量之間存在均衡的穩定關系，結果如表4所示。

3.面板數據模型形式的確定。在確定面板數據平穩性之后，根據模型中參數變化情況和對個體影響的不同方式，使用F統計量和Hausman統計量確定面板數據模型的類型。

首先利用F統計量分別確定面板數據模型的類型，檢驗是混合固定模型還是個體固定效應模型。根據表5的檢驗結果可知，在5%的顯著水平下混合固定效應模型的假設被拒絕，以LN（AVP）為被解釋變量的模型是個體固定效應模型。

在此基礎之上，需要運用Housman檢驗進一步確定是采用固定效應模型還是隨機效應模型。表6的檢驗結果表明，在5%的顯著水平下接受固定效應模型，因此模型為固定效應模型。

（三）實證結果分析

采用EVIEWS6.0軟件中的隨機效應的面板數據模型進行回歸分析，結果見表7。

從表7可知：第一，外資直接投資對產業結構調整有作用，但效果不顯著。第二，內蒙古三次產業的產值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點，內蒙古三次產業產值就提高0.167個百分點。第三，內蒙古三次產業的優化升級，外商直接投資是主要因素之一。根據產業結構演進的一般規律，隨著工業化和城鎮化的推進，第一產業的比重將不斷下降，第二、三產業的比重將逐步上升。而2000-2012年間FDI對三次產業產生的固定效應分別為-0.228、0.213、0.143，即對第一產業產生負向效應，對第二、三產業產生正向效應，外資的流入促進了內蒙古產業結構的優化。

FDI的進入對內蒙古三次產業產值水平有很大提高，但這種正向效應不大，本文認為導致這種結果的主要原因有，內蒙古自身技術水平、投資環境以及產業等方面的缺陷，造成消化國際先進技術、吸引大項目、模仿和創新能力等方面相對落后，以及相關部門在缺乏深入調查和全面論證的情況下，同時沒有配套相應的硬件、軟件的條件下，盲目引資，最終導致投資項目質量不高。內蒙古礦產資源豐富，使第二產業相對于一、三產業，具有較好的發展基礎，再加上稅收優惠等政策偏好，外商直接投資更多的流入投資回報率高的第二產業，但外商直接投資對第二產業的調整效應較小。

結論與政策建議

本文用面板數據模型分析了2000-2012年內蒙古外商直接投資對產業結構調整的影響，主要結論如下：

第一，外商直接投資與內蒙古產業結構調整存在關系：外商直接投資是內蒙古產業結構變動的原因，而內蒙古產業結構變動不是外商直接投資流入的原因。第二，內蒙古三次產業的產值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點，三次產業產值就會提高0.167個百分點。內蒙古三次產業的優化升級，外商直接投資是主要因素之一。第三，外商直接投資促進了內蒙古產業結構調整，2000-2012年間FDI對第一產業產生負向效應，對第二、三產業產生正向效應，即外商直接投資的流入促進了內蒙古產業結構的調整，推動了內蒙古產業結構的優化升級。

基于上文的實證以及歸納分析，提出以下政策建議，以便更好發揮內蒙古外商直接投資對產業結構優化調整的促進作用。

第一，充分發揮資源優勢，提高吸引大規模外資的能力。內蒙古是我國重要的能源基地，自然資源豐富，不僅具有農業的資源優勢，而且具有豐富的礦產資源優勢。內蒙古應根據自身資源稟賦，充分發揮資源優勢，有差別地承接和吸納東部地區產業轉移，大力引進資源加工型外商直接投資項目，把自身的資源優勢轉變為產業優勢，著力提升利用外資規模。

第二，選擇重點產業和區域，合理引導外資流向。根據內蒙古經濟社會發展實際情況，要有意識地引導FDI投向具有相對優勢且規模較大、有發展潛力的產業。鼓勵發展節能環保、節水農業、特色林果、再生能源及農牧產品深加工、棉紡織等投資項目。按照布局集中、用地集約、產業集聚要求，促進外商投資項目向各類產業園區集聚，通過天山北坡經濟帶，率先形成規模經濟和配置較為完善的產業群，來吸引大型外商投資項目，以此帶動內蒙古外資增長。

第三，優化外商投資環境，加大引進外資的力度。首先，繼續完善交通、基礎設施、通訊和產業的投資等基礎設施建設，改變內蒙古在信息技術和相關配套設施上的落后狀況；其次，積極轉變政府職能，實現小政府、大服務的職能與角色轉變，為外商直接投資企業提供投資過程中的各項服務，實現“引商、留商、富商”的目標；最后，根據內蒙古自身發展實際，完善相應的政策法規，制定更具導向性的優惠措施。

參考文獻：

1.李小平，何倫志.內蒙古“十二五”期間FDI利用規模目標[J].內蒙古社會科學，2011（1）

2.魏后凱.外商直接投資對中國區域經濟增長的影響[J].經濟研究，2002（4）

3.龐加蘭，杜淑玲.西部利用外商直接投資的現狀及發展策略[J].理論探索，2011（1）

4.趙紅，張茜.外商直接投資對中國產業結構影響的實證研究[J].國際貿易問題，2006（8）

5.姜弘，曹明福.促進外商直接投資與我國產業結構相協同的問題研究[J].經濟與管理研究，2010（3）

6.唐艷.外商直接投資產業關聯效應分析[J].經濟縱橫，2011（4）

7.肖黎明，張春蓮.外資流入的產業結構效應—基于區域經濟發展的視角[J].開發研究，2012（4）

8.高新才，周西南.FDI與湖南產業結構調整—基于面板數據模型[J].湖南大學學報（社會科學版），2011（1）

9.龔新蜀，程曉麗，顧成軍.內蒙古承接產業轉移問題研究[J].石河子大學學報（哲學社會版），2012（6）endprint

（二）內蒙古外商直接投資與產業結構變動因果關系檢驗

本文運用2000-2012年的統計數據對外商直接投資與產業結構兩個變量進行Granger因果關系檢驗，驗證外商直接投資與產業結構變動是否存在因果關系。其中，外商直接投資額用每年實際利用外資額FDI表示；產業結構變動用每年第二產業的增加值與當年GDP的比重IS這一指標表示，結果如表3所示。

由表3可以看出，滯后期數分別為1、2、3年時，原假設“產業結構變動不是外商直接投資流入的原因”的概率，最大值為0.2270，最小值為0.1159，即在1%、5%、10%的顯著水平下，F統計量均小于F的臨界值，所以接受“產業結構變動不是外商直接投資流入原因”的假設。同時，只有滯后期為3年時，“外商直接投資不是引起產業結構變動的原因”以0.4057的概率接受，但滯后期數為1、2年的“外商直接投資不是引起產業結構變動的原因”的概率分別為0.0959和0.0737，即在10%的顯著水平下，拒絕“外商直接投資流入不能引起產業結構變動”的假設。因此，內蒙古產業結構變動不是外商直接投資流入的原因，但外商直接投資是內蒙古產業結構調整的原因，即外商直接投資存在著產業結構效應。

外商直接投資對內蒙古產業結構的調整效應

（一）指標選取

根據已有的研究成果，三次產業增加值的變化是反映產業結構調整的主要指標，而實際利用外資額是反映外商直接投資變化的最有效的指標之一。因此產業結構調整選取三次產業增加值表示，外商直接投資選取三次產業實際利用外資額表示。

（二）面板數據模型

1.模型建立。本文建立以第i產業實際利用外資額FDIi作為被解釋變量，第i產業增加值（AVPi）作為解釋變量的面板數據模型，為降低時間序列異方差現象的影響，對模型取對數形式：

（i=1，2，3；t=2000，2001，…，2012）

2.面板數據單位根檢驗。在面板數據模型回歸之前，為避免偽回歸現象的出現，確保回歸結果的有效性，依次采用LLC檢驗、ADF檢驗和PP檢驗對模型中的因變量與自變量進行單位根檢驗。檢驗結果說明原序列為一階單整序列，一階差分后是平穩的，因變量和自變量之間存在均衡的穩定關系，結果如表4所示。

3.面板數據模型形式的確定。在確定面板數據平穩性之后，根據模型中參數變化情況和對個體影響的不同方式，使用F統計量和Hausman統計量確定面板數據模型的類型。

首先利用F統計量分別確定面板數據模型的類型，檢驗是混合固定模型還是個體固定效應模型。根據表5的檢驗結果可知，在5%的顯著水平下混合固定效應模型的假設被拒絕，以LN（AVP）為被解釋變量的模型是個體固定效應模型。

在此基礎之上，需要運用Housman檢驗進一步確定是采用固定效應模型還是隨機效應模型。表6的檢驗結果表明，在5%的顯著水平下接受固定效應模型，因此模型為固定效應模型。

（三）實證結果分析

采用EVIEWS6.0軟件中的隨機效應的面板數據模型進行回歸分析，結果見表7。

從表7可知：第一，外資直接投資對產業結構調整有作用，但效果不顯著。第二，內蒙古三次產業的產值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點，內蒙古三次產業產值就提高0.167個百分點。第三，內蒙古三次產業的優化升級，外商直接投資是主要因素之一。根據產業結構演進的一般規律，隨著工業化和城鎮化的推進，第一產業的比重將不斷下降，第二、三產業的比重將逐步上升。而2000-2012年間FDI對三次產業產生的固定效應分別為-0.228、0.213、0.143，即對第一產業產生負向效應，對第二、三產業產生正向效應，外資的流入促進了內蒙古產業結構的優化。

FDI的進入對內蒙古三次產業產值水平有很大提高，但這種正向效應不大，本文認為導致這種結果的主要原因有，內蒙古自身技術水平、投資環境以及產業等方面的缺陷，造成消化國際先進技術、吸引大項目、模仿和創新能力等方面相對落后，以及相關部門在缺乏深入調查和全面論證的情況下，同時沒有配套相應的硬件、軟件的條件下，盲目引資，最終導致投資項目質量不高。內蒙古礦產資源豐富，使第二產業相對于一、三產業，具有較好的發展基礎，再加上稅收優惠等政策偏好，外商直接投資更多的流入投資回報率高的第二產業，但外商直接投資對第二產業的調整效應較小。

結論與政策建議

本文用面板數據模型分析了2000-2012年內蒙古外商直接投資對產業結構調整的影響，主要結論如下：

第一，外商直接投資與內蒙古產業結構調整存在關系：外商直接投資是內蒙古產業結構變動的原因，而內蒙古產業結構變動不是外商直接投資流入的原因。第二，內蒙古三次產業的產值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點，三次產業產值就會提高0.167個百分點。內蒙古三次產業的優化升級，外商直接投資是主要因素之一。第三，外商直接投資促進了內蒙古產業結構調整，2000-2012年間FDI對第一產業產生負向效應，對第二、三產業產生正向效應，即外商直接投資的流入促進了內蒙古產業結構的調整，推動了內蒙古產業結構的優化升級。

基于上文的實證以及歸納分析，提出以下政策建議，以便更好發揮內蒙古外商直接投資對產業結構優化調整的促進作用。

第一，充分發揮資源優勢，提高吸引大規模外資的能力。內蒙古是我國重要的能源基地，自然資源豐富，不僅具有農業的資源優勢，而且具有豐富的礦產資源優勢。內蒙古應根據自身資源稟賦，充分發揮資源優勢，有差別地承接和吸納東部地區產業轉移，大力引進資源加工型外商直接投資項目，把自身的資源優勢轉變為產業優勢，著力提升利用外資規模。

第二，選擇重點產業和區域，合理引導外資流向。根據內蒙古經濟社會發展實際情況，要有意識地引導FDI投向具有相對優勢且規模較大、有發展潛力的產業。鼓勵發展節能環保、節水農業、特色林果、再生能源及農牧產品深加工、棉紡織等投資項目。按照布局集中、用地集約、產業集聚要求，促進外商投資項目向各類產業園區集聚，通過天山北坡經濟帶，率先形成規模經濟和配置較為完善的產業群，來吸引大型外商投資項目，以此帶動內蒙古外資增長。

第三，優化外商投資環境，加大引進外資的力度。首先，繼續完善交通、基礎設施、通訊和產業的投資等基礎設施建設，改變內蒙古在信息技術和相關配套設施上的落后狀況；其次，積極轉變政府職能，實現小政府、大服務的職能與角色轉變，為外商直接投資企業提供投資過程中的各項服務，實現“引商、留商、富商”的目標；最后，根據內蒙古自身發展實際，完善相應的政策法規，制定更具導向性的優惠措施。

參考文獻：

1.李小平，何倫志.內蒙古“十二五”期間FDI利用規模目標[J].內蒙古社會科學，2011（1）

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4.趙紅，張茜.外商直接投資對中國產業結構影響的實證研究[J].國際貿易問題，2006（8）

5.姜弘，曹明福.促進外商直接投資與我國產業結構相協同的問題研究[J].經濟與管理研究，2010（3）

6.唐艷.外商直接投資產業關聯效應分析[J].經濟縱橫，2011（4）

7.肖黎明，張春蓮.外資流入的產業結構效應—基于區域經濟發展的視角[J].開發研究，2012（4）

8.高新才，周西南.FDI與湖南產業結構調整—基于面板數據模型[J].湖南大學學報（社會科學版），2011（1）

9.龔新蜀，程曉麗，顧成軍.內蒙古承接產業轉移問題研究[J].石河子大學學報（哲學社會版），2012（6）endprint

（二）內蒙古外商直接投資與產業結構變動因果關系檢驗

本文運用2000-2012年的統計數據對外商直接投資與產業結構兩個變量進行Granger因果關系檢驗，驗證外商直接投資與產業結構變動是否存在因果關系。其中，外商直接投資額用每年實際利用外資額FDI表示；產業結構變動用每年第二產業的增加值與當年GDP的比重IS這一指標表示，結果如表3所示。

由表3可以看出，滯后期數分別為1、2、3年時，原假設“產業結構變動不是外商直接投資流入的原因”的概率，最大值為0.2270，最小值為0.1159，即在1%、5%、10%的顯著水平下，F統計量均小于F的臨界值，所以接受“產業結構變動不是外商直接投資流入原因”的假設。同時，只有滯后期為3年時，“外商直接投資不是引起產業結構變動的原因”以0.4057的概率接受，但滯后期數為1、2年的“外商直接投資不是引起產業結構變動的原因”的概率分別為0.0959和0.0737，即在10%的顯著水平下，拒絕“外商直接投資流入不能引起產業結構變動”的假設。因此，內蒙古產業結構變動不是外商直接投資流入的原因，但外商直接投資是內蒙古產業結構調整的原因，即外商直接投資存在著產業結構效應。

外商直接投資對內蒙古產業結構的調整效應

（一）指標選取

根據已有的研究成果，三次產業增加值的變化是反映產業結構調整的主要指標，而實際利用外資額是反映外商直接投資變化的最有效的指標之一。因此產業結構調整選取三次產業增加值表示，外商直接投資選取三次產業實際利用外資額表示。

（二）面板數據模型

1.模型建立。本文建立以第i產業實際利用外資額FDIi作為被解釋變量，第i產業增加值（AVPi）作為解釋變量的面板數據模型，為降低時間序列異方差現象的影響，對模型取對數形式：

（i=1，2，3；t=2000，2001，…，2012）

2.面板數據單位根檢驗。在面板數據模型回歸之前，為避免偽回歸現象的出現，確保回歸結果的有效性，依次采用LLC檢驗、ADF檢驗和PP檢驗對模型中的因變量與自變量進行單位根檢驗。檢驗結果說明原序列為一階單整序列，一階差分后是平穩的，因變量和自變量之間存在均衡的穩定關系，結果如表4所示。

3.面板數據模型形式的確定。在確定面板數據平穩性之后，根據模型中參數變化情況和對個體影響的不同方式，使用F統計量和Hausman統計量確定面板數據模型的類型。

首先利用F統計量分別確定面板數據模型的類型，檢驗是混合固定模型還是個體固定效應模型。根據表5的檢驗結果可知，在5%的顯著水平下混合固定效應模型的假設被拒絕，以LN（AVP）為被解釋變量的模型是個體固定效應模型。

在此基礎之上，需要運用Housman檢驗進一步確定是采用固定效應模型還是隨機效應模型。表6的檢驗結果表明，在5%的顯著水平下接受固定效應模型，因此模型為固定效應模型。

（三）實證結果分析

采用EVIEWS6.0軟件中的隨機效應的面板數據模型進行回歸分析，結果見表7。

從表7可知：第一，外資直接投資對產業結構調整有作用，但效果不顯著。第二，內蒙古三次產業的產值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點，內蒙古三次產業產值就提高0.167個百分點。第三，內蒙古三次產業的優化升級，外商直接投資是主要因素之一。根據產業結構演進的一般規律，隨著工業化和城鎮化的推進，第一產業的比重將不斷下降，第二、三產業的比重將逐步上升。而2000-2012年間FDI對三次產業產生的固定效應分別為-0.228、0.213、0.143，即對第一產業產生負向效應，對第二、三產業產生正向效應，外資的流入促進了內蒙古產業結構的優化。

FDI的進入對內蒙古三次產業產值水平有很大提高，但這種正向效應不大，本文認為導致這種結果的主要原因有，內蒙古自身技術水平、投資環境以及產業等方面的缺陷，造成消化國際先進技術、吸引大項目、模仿和創新能力等方面相對落后，以及相關部門在缺乏深入調查和全面論證的情況下，同時沒有配套相應的硬件、軟件的條件下，盲目引資，最終導致投資項目質量不高。內蒙古礦產資源豐富，使第二產業相對于一、三產業，具有較好的發展基礎，再加上稅收優惠等政策偏好，外商直接投資更多的流入投資回報率高的第二產業，但外商直接投資對第二產業的調整效應較小。

結論與政策建議

本文用面板數據模型分析了2000-2012年內蒙古外商直接投資對產業結構調整的影響，主要結論如下：

第一，外商直接投資與內蒙古產業結構調整存在關系：外商直接投資是內蒙古產業結構變動的原因，而內蒙古產業結構變動不是外商直接投資流入的原因。第二，內蒙古三次產業的產值由于外商直接投資而增加，且FDI每增加1個百分點，三次產業產值就會提高0.167個百分點。內蒙古三次產業的優化升級，外商直接投資是主要因素之一。第三，外商直接投資促進了內蒙古產業結構調整，2000-2012年間FDI對第一產業產生負向效應，對第二、三產業產生正向效應，即外商直接投資的流入促進了內蒙古產業結構的調整，推動了內蒙古產業結構的優化升級。

基于上文的實證以及歸納分析，提出以下政策建議，以便更好發揮內蒙古外商直接投資對產業結構優化調整的促進作用。

第一，充分發揮資源優勢，提高吸引大規模外資的能力。內蒙古是我國重要的能源基地，自然資源豐富，不僅具有農業的資源優勢，而且具有豐富的礦產資源優勢。內蒙古應根據自身資源稟賦，充分發揮資源優勢，有差別地承接和吸納東部地區產業轉移，大力引進資源加工型外商直接投資項目，把自身的資源優勢轉變為產業優勢，著力提升利用外資規模。

第二，選擇重點產業和區域，合理引導外資流向。根據內蒙古經濟社會發展實際情況，要有意識地引導FDI投向具有相對優勢且規模較大、有發展潛力的產業。鼓勵發展節能環保、節水農業、特色林果、再生能源及農牧產品深加工、棉紡織等投資項目。按照布局集中、用地集約、產業集聚要求，促進外商投資項目向各類產業園區集聚，通過天山北坡經濟帶，率先形成規模經濟和配置較為完善的產業群，來吸引大型外商投資項目，以此帶動內蒙古外資增長。

第三，優化外商投資環境，加大引進外資的力度。首先，繼續完善交通、基礎設施、通訊和產業的投資等基礎設施建設，改變內蒙古在信息技術和相關配套設施上的落后狀況；其次，積極轉變政府職能，實現小政府、大服務的職能與角色轉變，為外商直接投資企業提供投資過程中的各項服務，實現“引商、留商、富商”的目標；最后，根據內蒙古自身發展實際，完善相應的政策法規，制定更具導向性的優惠措施。

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