外商直接投資對中國產業結構升級的影響——基于粵蘇魯三省面板數據的時點個體固定效應分析

辛德軍

(山東青年政治學院，山東濟南250103)

利用外商直接投資(foreign driect investment，簡稱外商直接投資)促進產業結構升級一直是中國利用外商直接投資的重要目標。自加入WTO以來的11年間，流入中國的外商直接投資總額超過了8000億美元，金額如此巨大的外商直接投資勢必會影響到各產業經濟的發展。中國三次產業增加值的比例由2001年的15:51:34①優化為2011年的10:47:43，②產業結構進一步優化;高新技術產品出口額由2001年的465億$增加到2011年的5488億$，占比由2001年的17%提高為2011年的29%，對外貿易結構進一步優化。在利用外商直接投資金額大幅度增長的同時，中國的產業結構也得到了一定程度的優化和提升，表面上看外商直接投資似乎就是促進中國產業結構升級的重要影響因素。但筆者認為不能因為兩者的同步發展就將一方看做是促進另一方發展的原因。在得出確切結論之前，筆者提出三個疑問:外商直接投資是否真正促進了中國產業結構的升級?如果外商直接投資存在產業升級效應，那么它對第一、二、三產業結構升級的影響程度究竟多大，其最新變動趨勢又是什么?有沒有其他因素會促進或制約外商直接投資產業升級效應的發揮?筆者將通過理論分析和實證研究，回答上述三個疑問。

廣東、江蘇和山東三省是中國東部地區經濟發展水平高、利用外資程度高的省份，是中國珠三角、長三角和環渤海三大經濟圈的代表，其經濟總量多年來一直位居全國前三。研究粵、蘇、魯三省外商直接投資對產業經濟結構升級的影響，既具有相當的代表性(三省的經濟總量約占全國GDP的三分之一)，又具有很強的前瞻性(三省的經濟發展水平高于全國絕大多數省份)，研究結論無論對粵、蘇、魯三省還是對中國其他省份利用外商直接投資促進本地區產業結構升級無疑具有很強的指導意義。

一、文獻回顧及評述

自中國加入WTO以來，國內關于外商直接投資對產業結構升級效應問題的研究，主要是從全國層面和區域視角展開的。最初的研究思路主要是通過驗證外商直接投資是否提高了第一、二、三產業增加值的絕對量來檢驗外商直接投資對中國經濟的產業升級效應。很多學者選取外商直接投資和產業經濟有關數據，采用回歸分析方法檢驗了外商直接投資對產業結構升級的影響。如傅強、周克紅(2005)，對1992～2004年中國第一、二、三產業利用外商直接投資合同金額與產業增加值的相關性作了實證檢驗，研究結果顯示外商直接投資與中國三次產業的增加值高度相關，格蘭杰因果檢驗也證實外商直接投資是中國產業結構調整的原因。［1］(P64)還有學者選取了某一地區有關經濟數據，如程瑜等(2012)分析了陜西省關中—天水經濟區2000～2008年第一、二、三產業增加值的對數值與該產業利用外商直接投資對數值的關系，分析結論顯示外商直接投資對區域經濟產業升級作用明顯。［2］(P122)肖黎明(2012)選取山西省的有關數據，檢驗了第一、二、三產業增加值與利用外商直接投資金額的關系，分析發現外商直接投資對山西省產業結構調整的促進作用比較顯著，外商直接投資對山西省第一、二、三產業的固定效應分別為 -0.34、0.18 和 0.15。［3］(P24)

之后，學者們逐漸開始將研究重點轉向考察外商直接投資對第一、二、三產業增加值增長的貢獻上，通過比較外商直接投資對不同產業增加值增長的貢獻率即投資效率的大小來判斷其產業結構升級效應。如魏作磊(2006)選取1984～2003年的全國數據，利用一個擴展的柯布—道格拉斯生產函數，分別測算了外商直接投資對第一、二、三產業增長的平均貢獻率，結論顯示外商直接投資對第二產業的投資效率最大，對第三產業的投資效率最低。［4］(P61)方燕、高靜(2010)選用1999～2008年的外商直接投資和GDP數據，采用協整方法建立向量誤差修正模型研究發現第一、二、三產業利用外商直接投資的能力差別很大，第二產業外商直接投資的產出彈性系數幾乎是第一產業和第三產業的10倍，結論證明外商直接投資對不同產業結構的影響存在顯著差異。［5］(P49)劉宇(2007)對中國 1984 ～ 2003 年第一、二、三產業的增加值與該產業利用外商直接投資合同金額的面板數據作了計量分析，計量結果顯示外商直接投資對三次產業增加值提高的影響是一致的，即外商直接投資每增加1%，三次產業的增加值均提高0.36%;外商直接投資存量對三次產業的固定效應系數分別為 0.22、0.17 和 -0.24。［6］(P133)該文作者在實證分析過程中選擇了面板數據固定效應模型，作出了外商直接投資對第一、二、三產業結構升級的影響不隨個體和時間變化的假設。

最近的研究，學者們開始更關注外商直接投資對不同產業增加值占GDP比重的影響。通過比較分析外商直接投資對不同產業增加值占GDP比重的動態變化來評價外商直接投資對第一、二、三產業結構升級的效應。如黃志勇、許承明(2008)從區域視角分析外商直接投資對區域經濟產業結構的影響，考察了外商直接投資對上海市和江蘇省產業結構的作用，結果顯示外商直接投資流量對兩地區第一、二、三產業的影響是一致的，外商直接投資每增加1個百分點，上海市各產業的增加值均提高0.29個百分點，江蘇省提高0.38個百分點;外商直接投資存量對兩地區第一、二、三產業的影響存在差異，其對上海市三次產業的固定效應系數為-1.41、0.64和0.76，對江蘇省三次產業的固定效應系數為-0.04、-0.12 和 0.17。［7］(P27)此外，高遠東、陳迅(2010)選用1985～2006年各省份的面板數據，檢驗了東、中、西部省份外商直接投資存量與三大地區一、二、三產業增加值占GDP比重值的關系，結果發現外商直接投資對中國東、中、西地區產業結構變動的長期影響均顯著，系數分別為0.04、0.05和0.06，西部省份強于東部。［8］(P62)聶愛云、陸長平(2012)應用1985～2004年的省際面板數據，基于空間經濟學角度對外商直接投資對產業結構調整的影響作了實證分析，研究發現外商直接投資提升了第三產業增加值的比重，降低了第二產業增加值的比重，總體上有利于產業結構的優化升級。［9］(P136)

綜合以上文獻，不難發現國內學者對外商直接投資對中國產業結構影響問題的研究尚處起步階段，無論分析思路、研究方法還是最終結論都還有待于進一步豐富和完善，其不足主要表現在以下幾個方面。一是對美國金融危機和歐債危機對落戶中國的外商直接投資的影響問題的研究相對較少。已有文獻更多關注中國加入WTO前后，外商直接投資對中國產業經濟結構的作用。近年來，受美國金融危機和歐債危機影響，世界經濟陷入低迷，跨國公司紛紛調整戰略布局，國際資本流動呈現新的變動趨勢，落戶中國的外商直接投資的產業分布、行業分布與區域分布也相應呈現出新的特點。因此，筆者在分析時，選取粵、蘇、魯三省自2001年以后的數據，以更準確地分析外商直接投資對中國產業結構升級的最新效應。二是沒有區分外商直接投資的直接效應與間接效應。在研究過程中，有的學者僅分析了某一產業增加值與該產業利用外商直接投資金額的關系，卻忽略了其他產業利用的外商直接投資對該產業結構的影響;有的學者分析了某一產業增加值與全部外商直接投資金額的關系，卻忽略了投向該產業的外商直接投資與投向其他產業的外商直接投資對該產業結構影響的差異。因此，筆者在分析過程中，分別選取第一、二、三產業利用外商直接投資金額占全部外商直接投資額的比重作為外商直接投資直接影響該產業結構的解釋變量，將其他產業利用外商直接投資的金額作為間接影響該產業結構的解釋變量，以更好地估量外商直接投資對不同產業結構升級的影響。三是忽略了外商直接投資的時點固定效應。在分析過程中，學者們幾乎都選擇面板數據個體固定效應模型作為研究工具，假定外商直接投資對產業結構升級的作用不會隨時間的變化而變化。但筆者卻認為這種假設不符合當前中國經濟發展的實際。很多學者研究后發現，發展中國家利用外商直接投資存在門檻效應，即只有當東道國的經濟發展水平、基礎設施狀況、人力資本和利用外資總額等達到了一定程度，外商直接投資才會對東道國的經濟增長發揮比較明顯的作用。加入WTO10多年來，中國經濟的軟環境和硬實力都得到了長足發展，為外商直接投資提供了更能發揮其自身作用的舞臺。此外，隨著經濟的發展，中國對外商直接投資的要求也越來越高，落戶中國的外商直接投資的質量也越來越高。可見，在中國經濟產業結構不斷向前演進的過程中，落戶中國的外商直接投資也在不斷發生變化，因此，筆者認為外商直接投資對中國產業經濟結構的影響不僅存在個體效應，而且存在時點效應。所以，筆者選擇面板數據時點個體固定效應模型來實證分析外商直接投資對中國產業結構升級的影響。

二、理論分析與可驗證假說

外商直接投資對中國產業結構產生影響的途徑可大體分為以下三種。一是外商直接投資的資本形成效應。外商直接投資的進入會增加中國市場上的資本供給量，打破國內市場原有的資本分配均衡局面。吸收外商直接投資產業的總產出將會增加，該產業增加值占GDP的比重就會提高，隨即改變了原來的產業結構。二是外商直接投資的關聯效應。外商直接投資落戶以后，內資企業無論是為外資企業提供原材料、中間品還是購買外資企業的原材料、中間品，外資企業都將會與內資企業產生或緊密或松散的聯系，產生或競爭或合作的關聯效應。在中、外資企業不斷的競爭與合作中，勢必有一部分技術含量低、市場競爭力弱的中資企業會被淘汰掉;同時，還會有一部分學習能力強、營運水平高的中資企業，主動購買新設備、采用新技術、研發新產品而不斷發展壯大起來。不管是淘汰了弱者還是培育了強者，這都將會提高中國產業經濟的技術水平，促進中國產業結構的優化升級。三是外商直接投資的技術外溢效應。中國作為一個發展中國家，自身的研發能力不強，當前的經濟實力還不允許完全依靠耗費巨額外匯來購買國外的先進技術。因此通過模仿示范、合作研發、人力資本流動、融資租賃等方式，中資企業可以較低代價獲得外商直接投資的技術外溢，從而不斷提高自身技術水平。由此可見，外商直接投資對中國產業結構的影響是一個不可避免的、長期的、潛移默化的過程。

不管通過哪種方式和途徑，外商直接投資對中國產業結構的影響最直觀的體現在它對第一、二、三產業增加值占GDP比重的變化的推動力上。產業結構演進的基本規律是:產業結構由以第一產業為主的金字塔形結構向以第二產業為主的鼓型結構轉變，進而向以第三產業為主的倒金字塔形結構轉變。③結合當前中國經濟發展現狀，筆者認為第一產業增加值占GDP比重的下降和第二產業、第三產業增加值占GDP比重的上升，是產業結構升級的表現，并且筆者假設外商直接投資的進入中國將會降低第一產業增加值占GDP比重、提高第二產業、第三產業增加值占GDP的比重，即外商直接投資能夠促進中國產業結構的優化升級。在前文分析的基礎上，筆者提出以下三個理論假設:

H1:外商直接投資對第一產業的直接效應、間接效應均小于零，且其時點固定效應越來越小;

H2:外商直接投資對第二產業的直接效應、間接效應均大于零，且其時點固定效應越來越小;

H3:外商直接投資對第三產業的直接效應、間接效應均大于零，且其時點固定效應越來越大。

三、變量選擇、計量模型確定與數據說明

(一)變量與計量模型選擇

衡量產業結構的指標有很多，比如勞動力在三大產業間的分布狀況、霍夫曼比例、比較勞動生產率等，但最常用的指標是三大產業增加值占GDP的比重。筆者選用第i產業增加值占GDP比重的變化來衡量外商直接投資對第i產業結構的影響，用czbi來表示;選取第i產業利用外商直接投資值占全部外商直接投資的比重作為外商直接投資直接影響該產業結構的解釋變量，用wzbi表示;選取其他產業利用外商直接投資的金額作為間接影響第i產業結構的解釋變量，用ln(fdi)i表示。按照三次產業比重變動的一般規律，筆者認為第一產業增加值占GDP比重的下降和第二產業、第三產業增加值占GDP比重的上升是產業結構升級的表現。在前文分析的基礎上，建立面板數據時點個體固定效應計量模型如下:

其中t為時期，表示2001年至2011年的數據;i=1，2，3，分別表示第一、第二和第三產業;k=1，2，3，分別表示廣東省、江蘇省和山東省;αti為時點固定效應系數;βki為個體固定效應系數;φki和 θki為待測系數;μtki為獨立同分布的隨機誤差項。

(二)數據選取及說明

1.樣本數據。本文選用的樣本數據是粵、蘇、魯三省關于前述各變量2001～2011年的年度統計數據，以體現外商直接投資對中國產業結構的最新影響機制。文中數據均取自粵、蘇、魯三省歷年統計年鑒。被解釋變量為粵、蘇、魯三省歷年第一、二、三產業增加值與當年GDP的比重。解釋變量中外商直接投資金額單位為億美元，為消除通脹因素影響，筆者對該項數據用歷年投資價格指數予以平減(以2000年為100)，同時為消除異方差等因素對該數據的影響，筆者還對該項數據做取自然對數處理。

2.有關說明。筆者按照國家統計局2011年發布的《國民經濟行業分類》(GB/T 4754—2011)對三次產業的劃分標準對各產業進行分類，其中第一產業為農、林、牧、漁一個門類的四個大類;第二產業包括采礦業、制造業、電力、熱力燃氣及水生產和供應業、建筑業四個門類的43個大類;第三產業包括除第一和第二產業之外的18個門類的49個大類。④

四、實證檢驗與結果分析

(一)數據的平穩性檢驗

在進行實證分析前，需要對樣本數據進行平穩性檢驗。筆者選用Levin，Lin＆ Chut、Im，Pesaran and Shin W-stat、ADF-Fisher Chi-square 和 PP-Fisher Chi-square檢驗方法對第一產業的czb、ln(fdi)和wzb序列進行平穩性檢驗，檢驗結果顯示，在10%顯著水平下，可以確定以上變量為平穩序列。筆者選用Levin，Lin＆ Chut、PP-Fisher Chisquare、ADF-Fisher Chi-square和Breitung t-stat檢驗方法對第二產業的czb、ln(fdi)和wzb序列進行平穩性檢驗，檢驗結果顯示，在5%顯著水平下，可以確定以上變量為平穩序列。筆者選用Levin，Lin＆ Chut、PP-Fisher Chi-square 和 Breitung t-stat檢驗方法對第三產業的czb、ln(fdi)和wzb序列進行平穩性檢驗，檢驗結果顯示，在10%顯著水平下，可以確定以上變量為平穩序列。

(二)變量間的協整關系檢驗

對回歸方程殘差序列進行穩定性檢驗，可以判斷變量間是否存在長期穩定的關系，從而避免出現偽回歸現象。筆者選用Johansen Fisher和基Engle-Granger兩步法的Kao方法進行檢驗。檢驗結果均顯示，在1%顯著水平下，第一產業的czb、ln(fdi)和wzb序列之間至少存在一個協整關系;在1%顯著水平下，第二產業的czb、ln(fdi)和wzb序列之間至少存在兩個協整關系;在5%顯著水平下，第三產業的czb、ln(fdi)和wzb序列之間至少存在一個協整關系。

(三)模型確定及輸出結果

由于本文著意選取了粵、蘇、魯三省的面板數據作為研究的對象，目的是推斷各變量間的經濟關系，檢驗外商直接投資的個體和時點效應，因此理論上選擇時點個體固定效應模型比較合適，F檢驗結果(第一產業:F=17.66＞F0.01(2，19)=5.93;第二產業:F=29.62＞F0.01(2，19)=5.93;第三產業:F=103.9＞F0.01(2，19)=5.93)也證實了這一選擇的正確性。對假說1～3的檢驗結果如下:

表1 外商直接投資對粵蘇魯三省第一二三產業結構的影響實證分析結果

(四)實證結果分析

1.第一產業回歸結果分析。表(1)第二列上面部分顯示:ln(fdi)的系數為-0.01，通過了1%顯著水平檢驗，這說明投向粵、蘇、魯三省第二和第三產業的外商直接投資對第一產業產生的間接效應為負。wzb的系數為-0.004，該系數為負且接近于零，但沒有通過10%的顯著性水平檢驗。wzb的系數沒有通過顯著性檢驗的原因可能是外商直接投資投向粵、蘇、魯三省第一產業的比重太小，研究期內粵、蘇、魯三省第一產業利用外商直接投資最大比重分別為1.2%、2.1%和5.5%，平均比重分別為0.9%、1.6%和3.4%，由于外商直接投資存在門檻效應，過低的比重使得系數沒通過顯著性檢驗。以上兩個解釋變量的回歸系數均小于零，說明無論是投向粵、蘇、魯三省第一產業外商直接投資所產生的直接效應，還是投向第二、第三產業外商直接投資對第一產業所產生的間接效應均為負，即外商直接投資的流入，降低了第一產業增加值占GDP的比重，促進了產業結構的優化升級。

表(1)第二列中間偏上部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第一產業的個體固定效應分別為-0.02、0.003和0.02，可見外商直接投資對不同地區第一產業的固定效應是不同的，隨著地區經濟發展水平的提高，外商直接投資的個體固定效應越來越小，并逐漸由正轉負。上表第二列中間偏下部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第一產業的時點固定效應由2001年的0.03逐年下降至2011年的-0.02，可見，外商直接投資對粵、蘇、魯三省第一產業的時點固定效應是存在的，且負效應越來越大，趨勢非常明顯。此結論驗證了前文假設(1)是正確的。

2.第二產業回歸結果分析。表(1)第三列上面部分顯示:wzb的系數為0.15，通過10%的顯著性水平檢驗，這說明外商直接投資對粵蘇魯三省第二產業的直接影響是正的。ln(fdi)的系數為-0.006，沒有通過10%顯著水平檢驗。說明投向粵、蘇、魯三省第一產業和第三產業外商直接投資對第二產業所產生的間接效應不顯著。由于外商直接投資主要投向第二產業，研究期內粵、蘇、魯三省第二產業利用外商直接投資最大比重分別為80%、93%和88%，平均比重分別為68%、76%和76.3%。綜合考量粵、蘇、魯三省利用外商直接投資的多少和直接、間接影響系數的大小，不難發現外商直接投資的流入，增加了第二產業增加值占GDP的比重，促進了產業結構的優化升級。

表(1)第三列中間偏上部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第二產業的個體固定效應分別為-0.025、0.012和0.013，可見外商直接投資對不同地區第二產業的固定效應是不同的，隨著地區經濟發展水平的提高，外商直接投資的個體固定效應將越來越小，并逐漸由正轉負。上表第三列中間偏下部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第二產業的時點固定效應由2001年的-0.06逐年遞增至2008年的0.03，2008年之后逐漸下降至2013年的0.013，外商直接投資對第二產業時點固定效應的值越來越小，下降趨勢非常明顯。此結論驗證了前文假設(2)中外商直接投資促進了產業結構升級是正確的，但外商直接投資對第二產業的時點固定效應是先提高后降低的，與前文中固定效應一直呈減小趨勢的假設不一致。

3.第三產業回歸結果分析。表(1)第四列上面部分顯示:wzb的系數為0.197，通過10%的顯著性水平檢驗，這說明外商直接投資對粵蘇魯三省第三產業的直接影響是正的。ln(fdi)的系數為0.015，也通過5%顯著水平檢驗，說明投向粵、蘇、魯三省第一產業和第二產業外商直接投資對第三產業所產生的間接效應也是正的。數據顯示自2001年以來，粵蘇魯三省第三產業利用外商直接投資的比重一直呈上升趨勢，廣東增長了約1倍，江蘇增長了約5倍，山東則增長了約3倍。其中廣東和江蘇兩省第三產業利用外商直接投資的數量自2006年、山東省自2007年實現較大幅度增長，第三產業利用外商直接投資進入新的階段。由于外商直接投資投向第三產業的絕對數量和相對數量都在增加，使得外商直接投資大大促進了第三產業增加值占GDP的比重，促進了產業結構的優化升級。

表(1)第四列中間偏上部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第三產業的個體固定效應分別為0.048、-0.015和-0.033，可見外商直接投資對不同地區第三產業的固定效應是不同的，隨著地區經濟發展水平的提高，外商直接投資的個體固定效應將逐漸由負轉正并且越來越大。上表第三列中間偏下部分顯示:外商直接投資對粵、蘇、魯三省第三產業的時點固定效應由2001年的0.03逐年下降，2004年由正轉負，最低降至2008年的-0.018，之后逐漸回升，于2011年由負轉正至0.002。可見，外商直接投資對第三產業時點固定效應的先降低、后升高，實現非常明顯的U型反轉趨勢。此結論驗證了前文假設(3)中外商直接投資促進了產業結構升級是正確的，但外商直接投資對第三產業的時點固定效應是先降低爾后漸漸提高，與前文中時點固定效應一直呈遞增趨勢的假設不一致。

五、結論與政策建議

(一)研究結論

本文采用時點個體固定效應模型，對粵、蘇、魯三省2001～2011年三大產業的面板數據做了實證分析，結果發現外商直接投資對中國產業結構的影響顯著存在，且影響效果呈現出較強的規律性變動。

1.外商直接投資對第一產業產生了雙擠出效應，對第二產業產生了擠出和擠入效應，對第三產業產生了雙擠入效應。總體看來，外商直接投資的進入有助于第一產業增加值占GDP的比重降低和第二、第三產業增加值占GDP的比重提高，促進中國經濟產業結構的優化和升級。

2.外商直接投資對不同地區的不同產業結構升級的影響存在個體固定效應。外商直接投資對第一和第二產業的個體固定效應隨經濟發展水平的提高而呈現降低趨勢;對第三產業的個體固定效應則隨經濟發展水平的提高而呈現增大趨勢。

3.外商直接投資對中國不同產業結構升級影響存在時點固定效應。外商直接投資對第一產業的時點固定效應呈現一直下降趨勢，對第二產業的時點固定效應呈現先升高后降低趨勢，對第三產業的時點固定效應呈現先降低后升高趨勢。

(二)政策啟示

本文的研究具有很強的政策啟示。粵、蘇、魯作為中國東部沿海經濟大省和強省，引領著中國經濟的發展趨勢和方向。2011年，中國利用外商直接投資金額達1160.1億美元，其中廣東省218億美元，江蘇省321.3億美元，山東省111.6億美元，粵蘇魯三省利用外商直接投資的總量約占全國的56%，呈現很強的集聚效應。廣東省作為中國經濟對外開放的前沿，最先邁出對外開放的步伐，經濟總量一直居中國各省市區首位。但自從中國加入WTO以來，在經濟總量、產業經濟結構和進出口貿易均弱于廣東省的情況下，江蘇省超越廣東成為中國利用外商直接投資金額最多的省份。同樣作為中國沿海經濟大省，山東省的經濟總量與江蘇省相差無幾，但利用外商直接投資金額僅為江蘇省的三分之一，差距非常明顯。因此，從實踐角度看江蘇省利用外商直接投資效果最好，廣東省次之，山東省最弱。從外商直接投資的產業流向看，粵、蘇、魯三省第一和第二產業利用外商直接投資金額呈現明顯下降趨勢，第三產業利用外商直接投資金額呈現顯著遞增趨勢。從當前粵、蘇、魯三省的經濟發展狀況看，三產業增加值占GDP的比重大體趨于0.45、0.40和0.35，可見粵、蘇、魯三省的產業結構處于不同的發展水平上。前文的研究已經證明，各地區經濟發展水平的不均衡使得外商直接投資對不同地區的不同產業結構升級的影響存在顯著差別。筆者建議，廣東省應充分發揮珠三角的區位優勢和經濟發展水平的領先優勢，把利用外商直接投資的重點放在第三產業上，并適度控制第二產業利用外商直接投資的數量;江蘇和山東兩省在加強第三產業利用外商直接投資的同時，不能弱化第二產業利用外商直接投資的規模和質量;粵、蘇、魯三省都要適度控制第一產業利用外商直接投資的數量，把利用外商直接投資促進第一產業發展的重點放到“農、林、牧、漁服務業”上，以提高第一產業的技術水平和服務第一產業發展的能力。

其他省市區應以粵、蘇、魯三省為鑒，不斷加強外商直接投資對本地區經濟發展和產業結構升級影響問題的研究，認準當前和今后一定時期外商直接投資對本地區不同產業的影響效果，制定與本地區經濟發展水平相適應的外資政策，加強對本地區外商直接投資的監管，引導外商直接投資在不同產業間合理分布，從而更好的發揮外商直接投資的作用，促進本地區產業結構的優化和升級。

注釋:

①http://www.stats.gov.cn/tjgb/ndtjgb/qgndtjgb/t20020331_15396.htm.

②http://www.stats.gov.cn/tjgb/ndtjgb/qgndtjgb/t20120222_402786440.htm.

③王俊豪.產業經濟學［M］.北京:高等教育出版社，2008.211.

④http://www.stats.gov.cn/tjbz/.

［1］傅強，周克紅.利用外資與我國產業結構調整的相關分析與實證檢驗［J］.世界經濟研究，2005，(8):64-72.

［2］程瑜，王玉玲，閻敏.外商直接投資與產業結構升級:西部的實證分析［J］.經濟問題，2012，(7):122-125.

［3］肖黎明.外商直接投資對區域產業結構的影響——基于山西的面板數據模型［J］.工業技術經濟，2012，(3):24-30.

［4］魏作磊.外商直接投資對我國三次產業結構演變的影響——兼論我國服務業增加值比重偏低現象［J］.經濟學家，2006，(3):61-67.

［5］方燕，高靜.外商直接投資對產業結構的影響分析——基于向量誤差修正模型的實證研究［J］.北京工商大學學報(社會科學版)，2010，(1):49-52.

［6］劉宇.外商直接投資對我國產業結構影響的實證分析——基于面板數據模型的研究［J］.南開經濟研究，2007，(1):125-134.

［7］黃志勇，許承明.外商直接投資對江蘇省產業結構影響的實證分析——基于面板數據模型的研究［J］.世界經濟與政治論壇，2008，(3):27-31;外商直接投資對上海產業結構影響的實證分析——基于面板數據模型的研究［J］.產業經濟研究，2008，(4):60-65.

［8］高遠東，陳迅.外商直接投資對中國區域產業結構調整作用的差異化分析——基于東、中、西部面板數據的實證研究［J］.軟科學，2010，(9):62-66.

［9］聶愛云，陸長平.制度約束、外商投資與產業結構升級調整——基于省際面板數據的實證研究［J］.國際貿易問題，2012，(2):136-145.