外商直接投資、產業結構調整與經濟增長

王琢卓 韓峰

摘 要：在新結構經濟學理論基礎上，選取2003—2017年我國部分省市面板數據，采用系統GMM法檢驗了外商直接投資對產業結構和經濟增長的影響。結果顯示：外商直接投資對經濟增長具有明顯的技術溢出效應，且該效應主要從供給方面通過作用于短期競爭因素來影響經濟增長，而從需求方面對長期結構調整影響較小;外商直接投資的技術溢出效應在中部地區作用效果最大，西部次之，東部最小。分析結果對于進一步優化利用外資結構、促進產業結構升級，進而實現經濟高質量增長具有重要的政策啟示。

關鍵詞：產業結構;外商直接投資;轉移份額分析;系統GMM;經濟增長

中圖分類號：F 061.2;F 062.4? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1672-7312（2020）03-0296-08

Foreign Direct Investment，Industrial Structure?Adjustment and Economic

Growth

——An Empirical Analysis based on the New Structural Economics

WANG Zhuo-zhuo1，HAN Feng2

（1.School Department of Hunan Provincial Committee of the?Communist Youth League，Changsha? 410004，China;2.Institute for Urban and?Environmental Studies，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100028，China）

Abstract：Based on the theory of new structural economics，this?paper made an empirical study of the impact of foreign direct investment on?industrial structure and economic growth，using the model of panel data system GMM?in the period of 2003—2017 based..The results show that the foreign direct?investment has significant technology spillover effect，which has positive effect?on economic growth mainly from the supply side through short-term competitive?factors，but small effect on long-term structural adjustment.The technology?spillover effect of foreign direct investment is the largest in the central region，a little smaller in the western region and the smallest in the eastern region.The?conclusion of this paper has important policy implications for further optimizing?the utilization of foreign capital structure，promoting the upgrading of industrial?structure and achieving high-quality economic growth.

Key words：industrial structure;foreign direct investment;shift

-share analysis;system GMM;economic growth

0 引言促進產業結構優化和經濟發展方式轉變是實現高質量發展的題中之意，而要實現產業結構優化調整則離不開要素投入結構和生產結構的戰略性調整。加入WTO以來，我國與世界各國經濟往來更為密切，已成為世界上接收外商直接投資份額最大的國家。據估算，國內生產總值的1/3，稅收的1/4，國際貿易的2/3都來源于外商直接投資。外資已成為在供給端推動我國經濟社會發展的重要因素。投資結構決定產業結構，而產業結構調整也必然引起經濟增長方式和經濟發展質量轉變。黨的“十九大”報告指出，要把提高供給體系質量作為主攻方向，顯著增強我國經濟質量優勢。“十三五”規劃綱要中亦明確指出要“引進來和走出去并重、引資和引技引智并舉，發展更高層次的開放型經濟”。研究外商直接投資對產業結構、進而經濟增長的影響，對于進一步優化引資結構和產業結構、提高產業競爭力，進而促進經濟發展質量提升具有重要的現實意義。

關于外商直接投資對產業結構影響的研究可以分成兩個方面。一種是肯定FDI的積極作用，認為FDI有利于產品結構調整，催生并推動新興產業快速增長。Barrios等[1]（2005）認為外商直接投資通過競爭效應和市場外部性兩種力量推動當地產業發展，盡管競爭效應會使外商企業在初期阻礙當地廠商進入，但正的市場外部性最終會超過這種負向效應而推動當地產業結構不斷調整。江小涓[2]（2002）指出外資不僅推動中國經濟持續增長，同時對我國經濟增長方式轉變和經濟增長質量的提高都具有顯著影響。黃志勇、許承明[3]（2008）以及徐東[4]等（2013）探討了FDI對上海產業結構的影響，指出FDI有助于提高第三產業比重，促進產業結構升級。周燕和王傳雨[5]（2008）分析了我國外商直接投資的產業結構轉變效應，認為外商直接投資在我國產業結構調整與升級中發揮了催化劑的作用。聶愛云和陸長平[6]（2012）從制度約束的視角對FDI影響產業結構調整的機制進行研究，結果發現FDI增長有助于提升第三產業在經濟中的比重、降低第二產業比重，有利于產業結構升級。單俊輝、張玉凱[7]（2016）使用省級面板數據的研究指出，外商直接投資促進了我國第二、三產業發展，尤其對第三產業影響尤為突出。王兆萍、馬婧[8]（2017）進一步指出，外商直接投資會明顯增強技術投入、產出和效率對產業結構升級的推動作用。

另一種觀點則對當前外商的投資結構表示擔憂，認為外商投資的結構分布不合理，導致產業結構處于低級水平。魏后凱[9]（2002）認為東部發達地區與西部落后地區之間GDP增長率和產業結構差異，大約有90%是由FDI地區分布和結構不合理引起的。劉宇[10]（2007）通過研究外商直接投資對我國產業結構的影響指出，我國外商直接投資的產業結構分布嚴重偏斜加重了我國產業結構的偏斜。伴隨我國經濟進入高質量發展階段，產業結構綠色轉型也是經濟發展方式轉變的重要方面。朱東波、任力[11]（2017）采用省級動態面板數據和系統GMM方法的研究發現，外商直接投資并不利于工業綠色轉型。時樂樂、趙軍[12]（2018）在探討環境規制和技術進步對產業結構升級的影響時指出，外商直接投資未對產業結構升級產生明顯影響。羅偉、呂越[13]（2019）探討了外商直接投資對制造業全球價值鏈升級的影響，指出外資使我國制造業向全球價值鏈下游游動，不利于制造業價值鏈升級。但也有學者進一步指出，外資對產業結構升級的影響可能并非單純線性關系。趙蕾[14]等（2018）認為外商直接投資對產業結構升級的影響受到金融發展效率的制約，其影響效果隨金融發展效率提高而降低。賈妮莎、韓永輝[15]（2018）則指出FDI的產業結構促進彈性呈倒“U”型，FDI規模超過某一閾值后，引資數量的進一步提高則不利于產業結構升級。經濟增長并非同時發生于各個地區，而是優先發生于結構較為合理、資源和區位優勢明顯的區域。新結構經濟學認為，外商直接投資時一種對發展中國家最為有利的外國資本流動形式，因為其目標在于通過發展與這些國家比較優勢相一致的產業而獲利（林毅夫，2010）[16]。因而，若要使外資極大限度促進當地產業結構調整和經濟增長，必須科學識別和充分挖掘當地比較優勢，根據比較優勢確定引資力度和結構。然而，近年來關于外商對華直接投資對產業結構影響的研究，或是從統計意義上對FDI對產業結構的作用進行描述性分析，或是簡單考察FDI總量對3次產業結構變遷的影響，鮮有從動態比較優勢視角研究外商直接投資對產業結構、進而經濟增長影響的文獻，也缺乏針對外商直接投資對區域經濟結構內部構成及其競爭效應的綜合分析。有鑒于此，文中根據Perloff[17]（1957）的研究，運用我國30個省級行政單位行業數據測算經濟增長中的結構效應和競爭效應，探討外商直接投資對我國產業結構調整、進而經濟增長的影響。與現有文獻相比，文中貢獻在于：①從動態比較優勢視角，研究外商直接投資對產業結構、進而經濟增長的影響;②根據轉移-份額分析法將區域經濟結構分解為構成效應和競爭效應兩部分，綜合分析外商直接投資對區域經濟結構內部構成及其競爭效應的影響;③依據當地比較優勢探討各地區引進外資的適宜性，從而對于各地區提高引資水平和優化引資結構，推進經濟結構調整和高質量發展具有重要意義。

1 外商直接投資對產業結構和經濟增長的作用機制與檢驗模型

假設非農業生產單位按優化原則安排經濟活動、決定勞動和資本投入及最終產出，則整個區域的非農業產出是所有非農業生產單位要素投入和產出的綜合。代表性地區單位勞動生產函數為一般柯布-道格拉斯形式

（1）式中：y為平減后勞均GDP;i和t分別為各省份和年份;k和h分別為平減后勞均資本存量和平均人力資本;Ai，t為技術進步，用全要素生產率表示。新結構經濟學認為外商直接投資一般會帶來技術、管理、市場渠道和社會網絡，而這些正是發展中國家所缺乏的，也是產業結構升級所必需的。外資對經濟增長不僅具有資本效應而且具有技術外溢效應（Lichtenbergandvan Pottelsbergh de la Potterie，1998）[18]。外資的技術外溢效應是指外資有利于知識積累和技術進步，從而提高全要素生產率。張開迪[19]等（2018）認為，FDI可通過示范和模仿作用、上下游產業關聯效應、人員流動作用以及競爭作用產生空間技術外溢效應。首先，對于示范模仿效應和人員流動效應，唐宜紅[20]等（2019）指出，外資企業擁有較為先進的技術和經營管理經驗，通過外資企業的示范模仿作用，內資企業能夠對這些先進技術和經驗進行學習，從而提高自身績效。而在寬松人才管理制度下，外資企業人才會轉移至內資企業工作，外資企業人員所擁有的管理經驗和技術便會通過自身及與之有共同學習行為的內資人員進行傳播，提高內資人員生產效率。其次，對于競爭效應，孫早、韓穎[21]（2018）認為，外資企業進入會打破東道國原有的市場平衡，加劇本地市場優勝劣汰，從而使得生產效率低下、技術落后企業被淘汰，而存活企業為了生產而不斷加大研發投入、提高技術創新能力，最終使地區技術創新水平和全要素生產率得到全面提升。其三，FDI技術外溢的產業關聯效應則是指FDI進入東道國有助于與當地企業建立上下游產業關聯，而這種產業關聯會起到知識中介的作用，促使本地企業更便捷地、更有效率地學習外資企業先進技術和經驗。因此，在Audretsch and Feldman[22]（1996）的知識生產函數的基礎上，即知識生產函數的原型是將研發支出作為投入、技術進步作為產出的模型為，其中A為技術進步變量，R&D為技術研發支出，將外商直接投資引入該模型，Ai，t可以表示為C-D形式

（2）式中：S為勞均國內R&D支出;FDI為外商直接投資對我國各地區溢出的外部研發資本存量。結合式（1）和式（2）并對兩邊取對數，得到

（3）式中：a0，t=lnC.不失一般性，隨機誤差v在面板數據模型中允許截面同期相關和時間序列相關，即vi，t，I和T分別為截面單元固定效應和時間固定效應;

為期望為零的獨立同分布隨機變量，即

N.除了資本和勞動等要素的投入以外，還有影響區域經濟發展、且與要素投入相關的其他重要因素。比如市場化水平、區域基礎設施、城市化水平、政府財政等。以相鄰兩年生產率之比

（4）其中：便表示地區i在t年相對于t-1年的增長率。目前表示地區產業結構是否反映當地比較優勢的指標較為少見。根據新結構經濟學理論，各地區產業結構調整與經濟增長需與當地比較優勢一致才會獲得競爭力和發展優勢。Perloff（1957）注意到各地區比較優勢導致的區域經濟增長差異，并將由當地經濟結構調整導致的區域經濟增長差異分解為需求方面的結構效應和供給方面的競爭效應。結構效應綜合衡量了驅動區域經濟增長的需求因素，衡量了由結構變化引起的增長效應以及經濟增長的長期變化趨勢，是地區長期動態優勢的反映;而競爭效應從經濟的供給方面衡量了驅動區域經濟增長的供給因素，反映了區域在利用本身優勢條件（較高的勞動生產率、豐富的要素和資源稟賦、優惠的政策等）發展其主導產業、進行專業化生產的能力。根據其提出的轉移份額分析法（Shift-share analysis），區域經濟增長根據比較優勢不同可以分解為3個部分：區域分攤的國家增長的份額、區域經濟增長的結構效應和區域產業結構的競爭效應。即

（5）式中：gi為區域經濟增長率;g*為全國經濟增長率;s為區域經濟增長與全國相比的差異，這一差異被稱為“轉移份額”。由于全國經濟增長率g*在一定時期對各個地區來說是外生給定的，因而可以將其看作常數。結合（4）與（5），則可得到

（6）其中：.而轉移份額s主要包括兩種效應：一是由區域產業結構發展引起的結構效應（Composition effect），用MIX表示。如果某產業或部門在國家產業結構中具有強勢的發展潛力，且在區域總體經濟結構中亦占有重要地位，那么就說該區域經濟增長中具有結構效應。結構效應從經濟的需求方面反映了經濟增長和產業結構的長期變化趨勢。結構效應的測算方法為

（7）式中：E為各產業就業數量;i為各產業;r和n分別為區域和全國;括號中的項表示從t到t+1期全國層面上第i產業就業增長率與全國就業增長率的差額。二是區域經濟增長的競爭效應（Competition effect），用DIF表示。如果區域中某產業與該產業的國家水平相比具有更高的增長率，且在區域經濟結構中亦占有重要地位，就說該區域經濟增長中具有競爭效應。該指標從經濟的供給方面衡量了區域經濟系統中優勢產業的短期競爭力和驅動區域經濟增長的供給因素，反映了區域在利用本身優勢條件（較高的勞動生產率、豐富的要素和資源稟賦、優惠的政策等）發展其主導產業、進行專業化生產的能力。競爭效應可表示為

（8）式（8）括號中的項表示從t到t+1期區域層面第i產業增長率與同類產業的全國平均增長率的差異。如果一區域的某產業部門比國家同部門效率更高，那么就認為該區域的產業結構具有競爭效應。于是由式（6）可分別得到以下兩式

則式（4）、（9）與（10）便是文中要檢驗的模型。

2 指標測度與數據說明文中選取2003—2018年我國34個省級行政區中的30個內陸省份和直轄市省際（地區）面板數據進行實際測算。各類省際面板數據均由歷年各省市統計年鑒整理計算而得，部分數據直接取自“中經網”以及“國研網”數據庫。下面詳細說明各個變量的選取和計算方法。

產業結構的結構效應（MIX）和競爭效應（DIF）

用19個行業的從業人員數來計算產業結構效應和產業結構競爭效應。這19個行業包括：農、林、畜、漁業，采礦業，制造業，電力、燃氣及水的生產和供應業，建筑業，交通運輸倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，批發和零售業，住宿和餐飲業，金融業，房地產業，租賃和商務服務業，科學研究、技術服務和地質勘查業，水利、環境和公共設施管理業，居民服務和其他服務業，教育，衛生、社保和社會福利，文化、體育和娛樂業，公共管理和社會組織。數據來源于2004—2019年中國統計年鑒，單位：萬人。

2.2 勞均資本存量（k）

相關資料中沒有現成的固定資產投資和流動資金年末價值數據可以利用，文中采用永續盤存法來計算固定資產凈值，即

（11）為利用固定資產價格指數計算的各省市每年的全社會固定資產投資實際額，δ為折舊率，根據張軍[23]等（2004）將折舊率設定為96%.在確定基年固定資產存量時，文中直接采用了張軍等（2004）提供的以2000年當年價格計算的資本存量。各省資本存量總額與勞動就業人數的比例便是人均資本存量，單位：元。

2.3 各省勞均研發資本存量（S）

該指標同樣采取永續盤存法進行計算。

（12）R&D為第t年的研發支出，數據可以在中國科技統計年鑒和各省統計年鑒獲取;δ為研發資本的折舊率，因為絕大部分的研發資本是以物質資本存在，文中這里將折舊率也視為9.6%.對于研發資本存量So的設定，沿用Coe and Elhanan[24]（1995）和Coe[25]等（1997）在CH模型中對S0的設定方法

（13）式中：g為研發支出的年均對數增長率，而各省份年對數增長率為In（R&Dt/R&Dt-1）。各省研發資本存量總額與勞動就業人數的比例便是勞均研發資本存量，單位：元。

2.4 勞均外商直接投資存量（FDI）

外商直接投資數據來源于各省統計年鑒，用年平均匯率對數據進行單位換算。FDI存量數據依據國內資本存量的計算方法進行測算，進而用各省外商直接投資存量除以就業人數得到勞均外商直接投資存量，單位：元。

2.5 其他控制變量

勞動力就業用各地區年底從業人員數（萬人）衡量，數據來源于歷年《中國統計年鑒》。人力資本（h）用各省人均教育支出額（元）來表示人均人力資本狀況，并采用居民消費價格指數以2003年為基期對數據進行價格調整。市場化水平（Market）以非公有制經濟在國民經濟中的比重表示，數據來源于2004—2018年各省市統計年鑒。城市化水平的提高不僅有利于集聚效應的充分發揮，還有利于產業結構向著高度化、高附加值化、知識化和服務化的方向發展。城市化水平（Urban）以各省市城鎮人口占總人口比重表示，數據來源于2004—2019年各省市歷年統計年鑒。公共基礎設施是產業發展的載體，能夠促進廠商之間技術交流與合作，從而增強技術外溢效應，對廠商勞動生產率的提高、進而產業結構優化具有促進作用。公共基礎設施發展水平（Pub_inv）以勞均基本建設支出表示，數據來源于2004—2019年各省市歷年統計年鑒。政府財政支出（Gspend）以省域每年人均財政支出數量（單位：元）。勞均地區生產總值（Agdp）用地區生產總值與總人口數的比重來表示。由于方程中含有勞均GDP的一階滯后項，將該變量樣本擴展至2002年，以保證樣本完整性。所有貨幣價值的數據以2002為基期進行價格調整。數據來源于2003—2019年《中國統計年鑒》和各省市統計年鑒。

3 計量模型估計與結果說明

3.1 考慮內生性的全國樣本的估計結果估計模型之前首先要選擇適宜的面板數據模型。由于模型解釋變量中存在勞均地區生產總值的滯后項，勢必導致變量的內生性問題。無論使用固定效應、隨機效應模型還是FGLS模型，可能都會導致估計系數有偏和不一致。為了得到無偏、一致的估計量，文中采用面板廣義矩（GMM）進行估計。面板廣義矩估計法有差分廣義矩估計（DIF-GMM）和系統廣義矩估計（SYS-GMM）之分，由于差分GMM估計量的有限樣本特性較差，尤其是當滯后項和隨后的一階差分項存在非常弱的相關性時，工具變量較弱，此時采用系統廣義矩估計更有效、偏差也更小。以下對于式（7）（14）（15）的估計均基于系統GMM估計法。表1列出了式（7）（14）（15）的系統GMM估計結果。

表1顯示，各方程中系數聯合顯著性的Wald檢驗均在1%水平拒絕解釋變量系數為零的原假設。Sargan統計量和Hansen統計量對應的p值均大于10%，說明選擇的工具變量是有效的。盡管AR（1）統計量顯示各方程殘差的一階差分項存在一階負相關，但AR（2）統計量的伴隨概率均在10%以上，因此原模型中殘差不存在自相關。可見，文中工具變量的選擇是合適的，模型估計結果是可取的。各方程中外商直接投資（lnFDI）均具有顯著的正參數估計，說明外商直接投資具有明顯的技術溢出效應。這一結果與文獻[2]的FDI推動產業結構升級、促進經濟增長的結論一致，但她并未對外資與當地產業結構的短期融合方式和長期相互作用進行深入探討。文中的分析在一定程度上彌補了這一缺憾。增長方程（7）和競爭效應方程（15）中該參數估計均在5%顯著水平通過檢驗，而在結構效應方程（14）中通過檢驗的顯著性水平僅為10%.這意味外商直接投資的技術溢出效應主要從供給方面通過作用于短期競爭因素來影響經濟增長，而從需求方面對長期結構調整影響較弱，即外資與各地區短期優勢融合度較高，而與長期優勢不盡一致。各地區為促進當地經濟發展，積極引進與當地目前的產業結構、優勢資源和要素等匹配的外資，極大的促進了外資與當地資本的融合。外資的技術溢出效應有利于改善地區投資經營環境、加強廠商間技術交流與合作，推動技術創新與科技進步，加快了區域競爭優勢的培育，進而從供給方面推動了經濟的動態增長。但這種增長具有短期性，因為引入的外資從長遠看并未對當地需求結構調整產生很明顯的促進作用。因而各地區在制定引資政策時，不僅要關注經濟發展和結構調整的當前狀況，還要綜合考慮區域經濟和產業結構在未來的發展趨勢和發展水平。各控制變量中，勞均國內資本（lnk）對經濟增長及其結構效應和競爭效應均具有顯著的促進作用，但對競爭效應的作用效果和顯著性均大于結構效應。這說明國內資本投資在目前來看主要通過短期競爭因素作用于經濟增長（比如根據當地優勢資源和要素進行大規模投資等），而從長遠來看通過需求方面的結構因素對經濟增長的作用偏小，投資對經濟的拉動作用不具有長期持續性。勞均研發支出（lnS）和人力資本（lnh）對經濟增長及其結構效應和競爭效應的作用效果比較穩定，二者不僅從供給方面的競爭因素、而且從需求方面的結構因素對經濟增長產生顯著促進作用。公共基礎設施投資（Inpub_inv）和政府財政支出（lnGspend）均在10%水平顯著促進競爭效應的提高，而對經濟增長和結構效應影響不顯著，說明我國目前各地區基礎設施投資和財政支出更多關注生產發展的短期效果，而未從需求方面考察結構調整的長期變化，使經濟增長推進乏力。市場化水平（lnMarket）的參數估計在經濟增長方程和結構效應方程中均在5%水平上為正，而在競爭效應方程中其參數估計卻不顯著，這意味著不斷深化市場經濟體制改革有利于推進產業結構調整、加快產業結構優化步伐、進而推進經濟長期穩定增長，但短期內市場化水平的推進則未必產生預期效果，盲目推進市場化甚至妨礙當地優勢資源有效利用和優勢產業順利發展，降低經濟結構的競爭效應。城市化（lnurban）推進有利于經濟增長中結構效應和競爭效應的提高，進而促進經濟增長，但從長期來看對結構效應或經濟需求結構的影響更大。上一期經濟規模在各方程中的參數估計均顯著為負，說明各地區經濟增長存在明顯的條件收斂趨勢。

3.2 分地區的GMM估計結果為了分析各地區外商直接投資對產業結構影響的地區差異，將所選取的30省市分為東、中、西3個樣本進行系統GMM估計，東部地區包括北京、福建、廣東、海南、河北、江蘇、遼寧、山東、上海、天津和浙江11個省市，中部地區包括安徽、河南、黑龍江、湖北、湖南、吉林、江西和山西8個省份，西部地區包括廣西、貴州、內蒙古、寧夏、青海、陜西、甘肅、四川、新疆、云南和重慶11個省市。估計結果中均給出了檢驗方程聯合系數顯著性的Wald統計量、檢驗擾動項自相關的Arellano-Bond AR（1）、AR（2）統計量和檢驗工具聯合有效性的Sargan檢驗的統計量及其伴隨概率，結果見表2.

表2中東、中、西部地區各方程的Wald檢驗、Sargan檢驗、Hansen檢驗、Arellano-Bond AR（1）檢驗和AR（2）檢驗結果顯示，各方程都拒絕聯合系數為零的原假設，接受工具變量有效性和殘差項無自相關的原假設，計量方程估計結果是合理的。各控制變量對經濟增長以及結構效應和競爭效應影響效果基本與表1基本一致，在此不再贅述。

從各地區外商直接投資對經濟增長及其結構效應和競爭效應的相對影響差異來看，FDI對中部地區作用效果最大，西部次之，東部最小。這意味著外商直接投資的區位選擇目前已開始西移，并在中部地區獲得最顯著的投資收益和技術溢出效應。我國東部地區歷來是吸引外資最多的地區，外資在東部地區產業結構調整和經濟發展中發揮了重要作用，但隨著東部地區產業發展日趨成熟和產業結構日趨完善，東部地區原有的比較優勢已得到充分利用，外資在該地區的邊際收益出現下降趨勢，因而多數外資企業為獲得更多的投資收益開始向外資相對稀缺的中西部地區轉移。西部地區由于地理位置偏遠、城市稀疏、市場規模偏小以及產業集聚和相關產業的配套設施不夠健全等原因，目前吸引外資依然較少，因而外資對當地經濟增長及產業結構的影響有限（但其單位投資的經濟效益依然大于東部地區）。而中部地區在地理位置上具有承東啟西的優勢，且市場規模、城市分布、產業布局及基礎設施等發展水平較高，在市場功能、產業發展、要素成本等方面培育出明顯的比較優勢，已具備吸引外資、承接東部地區產業大規模轉移的能力，因而外資在中部地區參數估計的顯著性和系數值均大于東部和西部地區。

4 結語文中以新結構經濟學理論為基礎，根據轉移份額分析法將區域經濟增長差異分解為競爭效應和結構效應，并以知識生產函數為基礎構建了外資對產業結構和經濟增長的檢驗模型，進而采用面板系統GMM法檢驗了2003—2018年我國各省市吸引的外商直接投資對產業結構和經濟增長的影響。結果表明：外商直接投資具有明顯的技術溢出效應，且該效應主要從供給方面通過作用于短期競爭優勢來影響經濟增長，而從需求方面對長期結構調整影響較弱;從分地區的估計結果來看，外商直接投資對經濟增長及其結構效應和競爭效應的影響在中部地區作用效果最大，西部次之，東部最小。研究結果為進一步優化利用外資結構、提高外資利用水平、促進產業結構調整和經濟增長提供了重要的政策啟示。

1）要注重引進外資結構與當地產業結構和比較優勢（優勢資源和要素等）相結合，通過發展與當地比較優勢相一致的產業提高經濟結構競爭效應，促進產業結構調整和經濟增長。2）要注重引進外資的短期效應和長期效益相結合。隨著資本積累和技術進步，如果外資的稟賦結構未發生相應改變，則產業結構的長期發展趨勢便會偏離之前外資稟賦結構決定的產業結構，即引進的外資未與新的比較優勢相一致，從而積累的外資可能面臨邊際回報遞減。這就需要關注引進外資的長期效應，防止引進和利用外資中的盲目性。隨著我國技術經濟發展，國內資本與外資之間的技術差距日益縮小，在引進外資時應根據自身發展需要確定引進外資的數量、質量和層次，引進與本地區技術互補或具有更高技術含量的資本，以促進產業結構的長期發展和經濟的持續增長。3）各地區應根據自身比較優勢采取差別化的引資和產業發展策略。對于東部地區應進一步提升產業和技術，引進與新產業和技術（或新比較優勢）相符的外資，并盡快將原有稟賦結構相一致的、邊際收益趨于遞減的外資企業向中西部地區轉移;中部地區則要進一步完善基礎設施和產業發展環境建設，促進產業集聚、擴大市場規模，提高引進外資的生產效率和經濟效益;西部地區則要完善產業發展的配套設施和交通基礎設施建設，克服地區間的地理障礙，同時通過陸路加強與周邊國家聯系與合作，擴大內外部市場，為有效引進外商直接投資、承接東部地區產業轉移創造前提條件。

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