外商直接投資、區域創新與產業結構變遷

呂雁琴，趙 斌

（新疆大學 a.新疆創新管理研究中心；b.經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830000）

一、引 言

改革開放以來，我國經濟得到了快速發展，國內生產總值由1978年的3 678.7億元人民幣增長至2018年的919 281.1億元人民幣，經濟規模擴大了250倍，經濟總量占世界經濟總量的比重由1978年的1.8%增加至2018年的近16%，穩居世界第二大經濟體。經濟增長總是伴隨產業結構轉變，產業結構轉變又是后發國家加快經濟發展的本質要求（Syrquin et al.1989）［1］。作為世界最大的發展中國家，我國經濟正處于新舊動能轉換的關鍵時期。對內進一步深化改革，根據內生增長理論，技術進步是推動經濟增長的重要源泉，是實現產業結構優化升級的重要驅動力，而創新是實現技術進步的核心驅動力；對外進一步擴大開放水平，外商直接投資由2000年的407.15億美元增長到2018年的1 350億美元，成為助推我國產業結構升級的重要動力。為此，本文將實證分析外商直接投資、區域創新與產業結構的內在關系，為進一步促進我國產業結構升級以及經濟高質量發展提供理論指導和政策建議。

本文的結構安排如下：第二部分為相關的文獻綜述；第三部分為理論分析與研究假設；第四部分為計量模型的設立與數據說明；第五部分為實證結果分析；第六部分為結論與建議。

二、文獻綜述

國內外關于外商直接投資與產業結構優化的理論和實證研究較多，這些研究基于不同的研究假設和研究方法，得出了不同的結論。從理論層面，錢納里的“雙缺口模型”認為，發展中國家可以通過引進和利用外資來彌補其低儲蓄與低外匯的不足，通過有效緩解這兩方面的缺口，從而推動經濟增長和實現產業結構調整。赫希曼在“雙缺口模型”的基礎上提出“技術缺口模型”，外商直接投資可以通過資本供給和技術溢出促進東道國產業結構調整。從實證層面，Kippenberg（2005）［2］認為外商直接投資通過與東道國經濟的聯系促進東道國產業結構優化升級。國內學者研究發現，外資的流入為中國帶來現代管理知識和先進技術，提高資本積累，促進了產業結構的優化升級（賈妮莎等，2014）［3］。李磊等（2018）［4］研究發現，東道國借助外資企業較先進的技術填補國內技術空白，提升內資企業生產效率，進而影響產業升級。張林（2016）［5］認為，作為國際要素流動的重要載體和連接國內外市場的重要紐帶，外商直接投資對中國產業結構升級產生重要影響。劉澤（2019）［6］將研究轉向地區，以山東為例，研究發現FDI顯著提高了產業結構合理化與高級化。然而，部分學者認為外商直接投資投資對產業結構升級產生了負面作用（牛衛平，2012）［7］，其技術溢出效應使得我國產業結構不平衡狀況加劇，抑制了產業結構升級（陶靜，2017）［8］。

關于區域創新與產業結構優化，國內外學者大致從微觀、宏觀層面以及產業結構等視角進行研究。從微觀層面看，隨著創新能力的提升，生產要素由效率較低的部門向效率較高的部門轉移，從而促進勞動生產效率的提高以及物質資本成本的下降，在兩者的共同作用下推動了我國產業結構的變動（龔軼等，2013）［9］。從宏觀層面看，科技創新是經濟增長轉結構、調方式的關鍵因素（周忠民，2016）［10］，技術進步對產業結構轉型升級的影響是顯著的（時樂樂等，2018；宛群超等，2019）［11-12］。從產業結構層面看，科技進步與產業結構變遷之間存在內在聯系（劉啟華等，2005）［13］，但企業的“短視”行為導致企業內部沒有形成推動技術進步的良性互動機制（Wang，2006）［14］。從長期看，產業融合可以通過技術進步、市場競爭以及消費升級等機制影響產業結構升級，從而避免企業的“短視”行為（周忠民，2016）［10］。

綜上所述，現有文獻大多探究外商直接投資與產業結構、區域創新與產業結構兩兩之間的關系，很少將外商直接投資、區域創新能力與產業結構優化升級納入統一的分析框架進行研究。在新時代背景下，通過外商直接投資、區域創新進一步促進產業結構優化升級，即產業結構的合理化與高級化，有助于理解經濟高質量發展，又能豐富貿易、創新與產業結構等相關理論。與已有文獻相比，本文主要從以下幾個方面進行了擴展：首先，將外商直接投資、區域創新能力與產業結構優化升級納入統一的分析框架，從理論層面分析其影響機制，通過構建動態面板模型，實證研究我國30個省份2000－2017年外商直接投資、區域創新以及同時考慮外商直接投資與區域創新的交乘項對產業結構合理化與高級化的影響效應；其次，將全樣本分為2000-2008年和2009-2017年兩個子樣本，比較分析經濟危機前后，外商直接投資與區域創新能力對產業結構合理化與高級化影響的變化；最后，基于我國區域發展不平衡不充分的現狀，將全樣本分為東部地區和中西部地區兩個子樣本進行異質性分析。

三、理論分析與研究假設

（一）外商直接投資與產業結構變遷

外商直接投資是影響一國產業結構變遷的重要因素，其不僅是一般資本貨幣的流動，更是一個帶有資本、技術、管理經驗和人力資本在內的總體轉移過程（賈妮莎等，2014）［3］。外商直接投資在一定程度上解決了我國資金缺口，同時也為我國帶來了先進的技術、管理經驗以及知識溢出。一方面，使我國通過融入全球價值鏈分工促進了自身產業結構的優化；另一方面，通過產品競爭效應和示范效應倒逼內資企業改進生產技術，降低生產成本，增加資本積累，從而促進了產業結構升級。當然，外商直接投資對我國產業結構變遷也存在一定的負效應。由于過去我國長期存在“以市場換技術”的引資戰略，忽視了引進外資對資源、環境的不利影響。隨著環境問題的凸顯，我國引資策略已經由“被動吸收”轉向“主動選擇”。

基于以上分析，提出研究假設1：外商直接投資在一定程度上促進了產業結構變遷。

（二）區域創新與產業結構變遷

內生性經濟增長理論認為，引起區域經濟差距的根源在于區域技術進步與區域創新的差異（Grossman and Helpman，1994）［15］。作為經濟系統的內生變量，創新和技術進步是影響產業結構變遷的重要因素（付宏等，2013）［16］。政府通過稅收優惠、財政補貼等激勵政策，可以有效降低企業內部自主創新的融資約束和研發成本，增加企業自主創新的積極性與主動性，帶動產業結構由低水平向高水平狀態升級，實現產業結構優化（Ngaiand Pissa?rides，2007）［17］。我國政府將“創新驅動發展”上升為國家戰略，各級地方政府為創新提供了優良的政策環境，伴隨企業創新能力的提升，不斷涌現的主導優勢產業、新興技術產業等進一步強化了產業之間的關聯程度，從而帶動我國產業結構不斷優化。

基于以上分析，提出研究假設2：區域創新推動產業結構變遷。

（三）外商直接投資、區域創新與產業結構變遷

外商直接投資通常被認為是先進技術的源頭（易明等，2013）［18］，它們通過跨國公司將先進的技術、雄厚的資本、高效的管理經驗和科技研發等方面的優勢與東道國當地的自然資源、人力資源以及市場規模等優勢緊密結合，有力地促進了區域創新水平的提高，尤其對于發展中國家產生了明顯的技術“外溢”效應，加快了產業技術升級，技術進步對產業結構轉型升級的影響是顯著的（徐朝陽等，2009）［19］。不過，外商直接投資也可能帶來負向的外溢效應（陳勁等，2007）［20］，由于外商直接投資主要集中在東道國較為薄弱的資金和技術密集型行業，具有明顯的競爭優勢，從而排擠東道國國內企業，致使內資企業的市場份額嚴重下降。此外，東道國對外資企業技術的吸收與轉換也存在一定的困難。與此同時，區域創新是影響外商直接投資對產業結構優化效應的重要驅動力之一。一般而言，區域創新水平高的地區會提高外商直接投資進入本地區的門檻，外資企業需憑借自身技術進步以及提高投資質量方可進入區域創新水平較高的地區。同樣，面對貿易保護主義的抬頭以及國際經濟形勢的不確定性，我國區域創新水平較低的地區在吸引外商直接投資方面也面臨著一定的瓶頸。因此，區域創新水平的高低會影響外商直接投資數量多寡和質量高低。

基于以上分析，提出研究假設3：外商直接投資與區域創新相互影響，共同作用于產業結構變遷。

四、模型設定與變量說明

（一）計量模型設定

借鑒錢納里提出的可以適用于不同經濟發展水平的“標準結構”產業變動模型，在上文研究假設的基礎上，加入外商直接投資與區域創新的交叉項來進一步探究外商直接投資、區域創新對產業結構變遷的影響機制，修正后的模型設定為：

其中，IS、FDI、CB、X分別表示第i省第t年的產業結構變遷、外商直接投資、區域創新能力以及其他影響變量；α1、α2、α3、α11為各變量的系數；μi表示個體差異；εit為隨機干擾項。

在經濟發展過程中，產業結構調整往往受其自身內在因素的影響。無論對一個國家還是某個省份，其產業結構調整都需要一個相對較長的周期（付宏等，2013）［16］。因此，在模型（1）的基礎上引入被解釋變量滯后一期的動態面板模型，并且在一定程度上也可以解決解釋變量間存在的內生性問題，即引入模型（2）：

為確保變量的平穩性，對模型（2）兩邊的變量進行對數化處理，得到模型（3）：

為了解決因遺漏變量而產生的內生性問題，在借鑒已有研究的基礎上，本文引入政府干預、市場化程度、城市化水平、對外依存度、經濟發展水平以及人力資本作為控制變量。

1.被解釋變量

從動態角度看，產業結構變遷（IS）包括產業結構合理化（ISH）和高級化（ISG）兩個維度。本文在借鑒干春暉等（2011）［21］研究的基礎上，將產業結構合理化與產業結構高級化作為衡量產業結構變遷的代理變量。

（1）產業結構合理化（ISH）。主要反映產業間協調程度或者資源有效利用程度，一般采用結構偏離度作為衡量指標，但未考慮各產業在經濟體中的不同重要程度。因此，本文借鑒干春暉等（2011）［21］的研究，選擇泰爾指數作為產業結構合理化的衡量指標，其相關計算公式為：

如果經濟處于均衡狀態，則有TL=0，表明產業結構合理化；當TL≠0時，偏離值越大，表明產業結構越不合理。

（2）產業結構高級化（ISG）。根據克拉克定律一般采用非農產業值作為衡量指標。本文依舊借鑒干春暉等（2011）［21］的研究，選擇各省份第三產業產值與第二產業產值之比作為產業結構高級化的衡量指標，這一指標可以反映產業結構朝著服務化方向發展，比值越大，表明產業結構越向高級化方向發展。

2.核心解釋變量

（1）外商直接投資（FDI）。作為我國“引進來”戰略的重要組成部分，基于數據的可得性，本文選用各省份實際使用外商投資額作為衡量指標。目前我國統計年鑒中外商直接投資數據采用美元計算，這里按照當年匯率折算成人民幣計價。

（2）區域創新能力（CB）。當前學術界對區域創新能力的衡量指標主要包括專利數據、技術市場成交額（合同金額）、R&D經費支出、每萬人擁有專利數等。眾多學者一致認為專利數量可以有效衡量創新能力，也是地區創新經濟價值的潛在標志，而且專利數據具有易得、完整、準確的特點。因此，本文用各省份專利授權數來衡量區域創新能力。

3.控制變量

（1）政府干預（Gov）。考慮任期內的績效考核問題，地方政府會有意識地把資源或者要素投入到新興的重點發展產業，從而導致產業結構的變遷。本文采用地方政府財政支出作為當地政府干預的衡量指標。

（1）市場化程度（Mar）。我國的市場化改革為產業結構變遷提供了良好的市場環境，產業結構變遷也助推了經濟的發展（劉偉等，2008）［22］，因此本文借鑒王小魯等（2009）［23］研究，選用非國有經濟在工業總產值中的比重作為市場化程度的代理變量。

（3）城市化水平（Ur）。城市化更多地體現在非農產業所占比例增加，同時城市化的發展也會拉動產業結構調整。城市化的核心是人的城市化，因此，本文依舊采用各省份城鎮人口占總人口的比重來衡量城市化發展水平。

（4）經濟發展水平（PGdp）。產業結構變遷的復雜性與經濟增長的波動性相互影響（干春暉，2011）［21］，因此本文選用各省份人均GDP來衡量當地經濟發展水平。

（5）人力資本（Hum）。作為推動產業結構轉型與升級的重要因素，人力資本水平的提升與優化可以加快產業結構轉型與升級（張國強等，2011）［25］。本文采用各省份平均受教育年限來衡量人力資本水平。

（6）對外依存度（Open）。國際貿易的發展有利于發揮比較優勢，通過規模經濟、技術進步等途徑促進產業結構變遷（黃慶波等，2010）［24］。本文選用各省份進出口總額與當年GDP之比作為對外依存度的衡量指標。

（二）數據來源與變量的統計性描述

本文選取2000-2017年我國30個省級區域的面板數據（由于港澳臺地區和西藏的數據缺失，本文沒有考慮在內），數據均來源于《中國統計年鑒》和《中經網統計數據庫》。樣本相關變量的描述性統計見表1所列。

表1 相關變量的描述性統計

五、實證結果分析

在進行動態模型檢驗之前，對模型中主要變量進行多重共線性檢驗，結果見表2所列，研究結果顯示各個變量的方差膨脹因子值均小于10，表明變量之間的多重共線性在可控范圍之內。

表2 變量的方差膨脹因子值

（一）總體效應分析

在僅僅考慮被解釋變量滯后項的內生情況下，系統廣義矩估計是動態面板模型估計中廣泛處理內生性的一種估計方法。運用Stata14.0進行兩步系統廣義矩估計（Two-step-SYS-GMM）和兩步差分廣義矩估計（Two-step-Diff-GMM），這樣可以有效地解決一階GMM估計中容易受到弱工具變量的影響而得到有偏估計的不足，從而有效降低動態面板數據估計結果的偏誤。不過，兩步系統GMM估計需要建立在一定的研究假設基礎上，并會產生大量的工具變量。因此，需要通過兩類檢驗：①自相關檢驗。殘差序列允許一階自相關但不允許二階自相關，由表3兩步系統廣義矩估計和兩步差分廣義矩估計的AR（1），可以得出存在一階自相關；由AR（2）的結果可知二階序列不相關。②過度識別檢驗。Sargan檢驗為工具變量過度識別約束檢驗，由Sargan檢驗的p值可知，本文選取的工具變量均有效。以上分析表明，模型設定是正確的且估計也是合理的，但相對于差分GMM，系統GMM的標準差更小，因此估計結果更有效。因此，在實證分析中，本文僅分析兩步系統GMM的估計結果。

由動態面板估計結果可知，過去一期無論是產業結構合理化還是高級化對當期的影響都是十分顯著的，表明產業結構合理化與高級化存在動態效應，前期產業結構合理化與高級化對后期具有動態影響機制，后期產業結構合理化與高級化是對前期的揚棄過程。主要原因是產業結構調整需要一個相對較長的周期，產業內部新技術的使用、企業內部學習導致曲線效應以及產業規模經濟效應的實現等均需要一定的時間，這些因素需要產業結構在實現合理化與高級化過程中不斷揚棄。

在核心解釋變量中，外商直接投資、區域創新均促進了產業結構合理化與高級化，且外商直接投資對產業結構合理化與高級化的拉動作用高于區域創新的推動作用，主要因為我國長期堅持“以市場換技術”的引資戰略以及部分政府將招商引資列入政府官員的政績考核，而在一定程度上忽視了區域內企業的創新驅動。隨著我國越來越重視創新驅動戰略，創新帶動產業結構合理化與高級化大有可為。從外商直接投資與區域創新的交乘項中可以得出，外商直接投資與區域創新的交互項對產業結構合理化起到了阻礙作用，但對產業結構高級化起到了促進作用。這是因為我國經濟邁入高質量發展階段，FDI對產業結構合理化的促進作用會隨著區域技術進步的提高而降低；與此同時，技術創新對外資流入提出更高的要求，引進外資由過去“被動選擇”轉變為“主動選擇”，產業更多地由第一、二產業向第三產業轉移。

表3 外商直接投資、區域創新對產業結構變遷回歸結果

在控制變量中，政府干預過多不利于產業結構合理化與高級化，故政府要在一定程度上簡政放權，發揮好引路人的作用；市場化水平的提高、城市化進程的加快和經濟的快速發展均有利于產業結構變遷；人力資本的提升與對外開放進程的加快有利于產業結構合理化，但卻阻礙了產業結構高級化進程，這可能與我國長期以來在國際分工中從事以勞動密集型為主導的低價值鏈產業有關，高素質人才短缺與大學生失業并存，人才緊缺與人才浪費并存，這不僅制約了產業結構高級化進程，也形成了我國人力資本投資的低效率現象。

（二）經濟危機前后效應分析

2008年全球經濟危機爆發，我國引進外資也受到一定的沖擊。經濟危機后，我國步入經濟發展新常態，更加注重創新驅動發展戰略以及引進外資的質量。因此，有必要以經濟危機為節點，進一步分析外商直接投資與區域創新對我國產業結構變遷的影響機制。本文將全樣本分為2000-2008年與2009-2017年兩個子樣本，進一步比較經濟危機前后外商直接投資與區域創新對我國產業結構變遷的影響機制，實證過程參考上文的動態面板模型估計過程，分析兩步系統GMM的估計結果，具體見表4所列。

表4 經濟危機前后的回歸結果

產業結構變遷無論是經濟危機前還是經濟危機后，滯后一期產業結構合理化與高級化對當期的影響依舊是顯著的，產業結構實現合理化與高級化進程依舊是一個不斷揚棄的過程。

在產業結構合理化中，可以得出經濟危機后外商直接投資對產業結構合理化的促進作用開始減弱，但依舊是高度相關。原因可能在于經濟危機前我國引進外資注重數量，經濟危機后，我國引進外資更加注重質量，選擇引進有利于自身產業結構優化和經濟持續發展的外資，由過去的被動選擇外資向主動選擇轉變；經濟危機后區域創新能力對產業結構合理化的拉動作用增強，表明經過多年的學習與模仿，我國創新驅動經濟發展的動力逐漸顯現，創新在今后的作用會更加突出；從外商直接投資與區域創新的交叉項可以得出，兩者對產業結構合理化的阻礙作用在減弱，表明我國外商直接投資與區域創新的協調能力在日益增強。在產業結構高級化中，經濟危機后，外商直接投資對產業結構高級化的拉動作用也在減弱，但區域創新對其拉動作用在進一步增強，同時從兩者的交叉項可以得出，無論是經濟危機前還是經濟危機后，兩者對產業結構高級化均起到促進作用。

在控制變量中，經濟危機后，政府財政支出的增加更加不利于產業結構合理化，但有助于產業結構高級化。市場化程度對產業結構變遷的拉動作用在減弱，城市化水平、經濟發展水平以及對外依存度對產業結構合理化的拉動作用也在減弱，人力資本的提高對產業結構合理化的拉動作用在提高。城市化水平、經濟發展水平對產業結構高級化的拉動作用在增強，但人力資本的提高以及對外依存度對產業結構高級化起到阻礙作用。

（三）穩健性檢驗

為了保證模型回歸結果的科學性與可信性，本文對模型進行穩健性檢驗。由于外商直接投資、區域創新以及其他變量對產業結構變遷可能存在一定的滯后效應，因此，本文對核心解釋變量與控制變量分別滯后一期來代替原有的解釋變量進行穩健性檢驗，實證分析結果見表5所列。由穩健性檢驗結果可知，無論是全樣本還是兩個子樣本，在控制變量的基礎上，雖然核心解釋變量的回歸系數與上文的實證分析系數有一定的差異，但其系數的正負方向與顯著性并沒有發生實質性的變化，從而表明結果是穩健的。

表5 穩健性檢驗結果

（四）異質性分析

外商直接投資、區域創新投入對中國產業結構變遷有積極推動作用，但是對于不同區域有不同的特征，同時模型中可能存在異質性。因此，基于我國區域經濟發展不平衡不充分現狀，將我國區域劃分為東部地區與中西部地區（1）兩個子樣本進行異質性分析，回歸分析結果見表6所列。

表6 異質性分析結果

由表6可知，一方面，東部地區外商直接投資對產業結構合理化的效應低于中西部地區，但東部地區區域創新對產業結構合理化的效應要遠高于中西部地區。值得注意的是，從兩者的交叉項來看，中西部地區外商直接投資與區域創新的協調能力要明顯高于東部地區。這一研究結果符合我國區域現狀，外商直接投資在中西部地區投資成本相對較低，可充分利用當地的自然資源和勞動力，在東部地區已經從過去的數量型向質量型轉變；相對于中西部地區，東部地區為創新提供了良好的資金、勞動、技術支撐，區域創新水平的提高更進一步推動產業結構合理化。另一方面，東部地區外商直接投資、區域創新對產業結構高級化的拉動作用明顯高于中西部地區，此時東部地區外商直接投資與區域創新能力的協調度高于中西部地區。綜上，將全樣本分為東部地區與中西部地區兩個子樣本，得出的實證結論表明，我國區域間發展的現狀依舊是不平衡、不充分和不協調。

六、結論與建議

本文基于2000-2017年中國30個省際面板數據，通過構建動態面板數據模型，實證分析外商直接投資、區域創新對產業結構變遷的總體效應以及經濟危機前后的效應，并進一步檢驗樣本數據的穩健性及我國區域間的異質性。研究結果表明：①就全國整體效應而言，外商直接投資與區域創新均有利于產業結構變遷；外商直接投資與區域創新的交乘項表明，兩者對產業結構合理化存在阻礙作用，但對產業結構高級化具有促進作用；②相對于經濟危機前，經濟危機后外商直接投資對產業結構合理化與高級化的促進作用在減弱；區域創新能力對產業結構合理化與高級化的拉動作用在增強；從外商直接投資與區域創新的交叉項可以得出，兩者對產業結構合理化的阻礙作用在減弱，但對產業結構高級化起到促進作用。③就分樣本的異質性分析而言，從產業結構合理化角度看，外商直接投資對中西部地區更有利，區域創新對東部地區更有利；從產業結構高級化角度看，外商直接投資、區域創新更有利于東部地區；從兩者交乘項分析可知，對于中西部地區，外商直接投資、區域創新更有利于促進其產業結構合理化，而對于東部地區，則更有利于促進其產業結構高級化。

基于以上研究結論，本文認為在促進我國產業結構合理化與高級化過程中，需要從以下幾個方面著手：①運用優惠政策，加大對高質量外商投資的引入，鼓勵外資進入高端制造業、信息技術、新材料以及高新技術產業，同時為外資企業創造一個公平競爭的市場環境。②提高區域創新能力，充分發揮市場在研發資本獲取和配置過程中的決定性作用，加強區域間研發合作，摒棄政府與企業的短視行為，增加創新研發經費投入，重視人才培養，提高區域創新活力與運行效率。③高度重視外商直接投資與區域創新對產業結構合理化與高級化的交互影響，摒棄過去“以市場換技術”的引資戰略，重視外資的引進質量，鼓勵并引導地方創新，因地制宜地出臺更加靈活的產業政策，使外商直接投資與區域創新有機融合，更加適應經濟高質量發展的要求。

注 釋：

（1）按照經濟發展水平和地理位置，我國分為東中西三個地區，由于本文未將港澳臺地區和西藏納入研究對象，因此東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中西部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。