FDI 對我國產業結構多樣性的影響研究

冉茂林RAN Mao-lin

（深圳浠和投資有限公司，深圳 518000）

0 引言

在當前的全球化浪潮下，外商直接投資（FDI）對我國經濟的影響愈發明顯。對發展中的中國而言，FDI 不僅是資本流入的關鍵渠道，也是技術、管理經驗和市場資源的寶貴來源。合理利用FDI 可促進中國從傳統產業向服務業的轉型，并加速產業結構的高級化。FDI 作為外部資源，在促進經濟增長和調節產業結構方面存在一定的作用。在全球經濟結構調整期間，優化產業結構已成為助推國家高質量經濟發展的關鍵途徑。因此，深入分析FDI 對中國產業結構多樣性的影響，對于理解全球化下產業發展規律、制定相關政策、推動高質量經濟發展具有重要的理論和實踐價值。

1 文獻綜述

近年來，針對外商直接投資（FDI）對產業結構影響的研究也相對較多。劉剛（2019）[1]分析發現，FDI 在推動中國經濟增長和產業結構優化方面起到了積極作用，且這兩者之間存在相互促進的關系。陳訊和高遠東（2006）[2]指出產業結構的變化正向影響FDI 增長，但FDI 并非推動產業結構變化的主導因素。沈子蘭與牛曉霞（2021）[3]的研究揭示了不同來源的FDI 對服務業結構變動的不同影響，港澳臺地區的FDI 對服務業產生積極效應，而韓國、東盟等地區的FDI 則產生了負面影響。王靜（2014）[4]指出，經濟發展水平不同的地區在引入FDI 的方式和類型上存在差異，市場化程度較高的地區更加重視按產業結構優化目標引入FDI。段建宇、謝敏華和卜偉（2013）[5]發現，FDI 對產業結構高級化的促進作用是其影響中國產業結構合理化的主要途徑。王志強和徐毅（2023）[6]通過研究發現，不同地區雙向FDI 對經濟高質量發展的影響存在差異，東部地區的影響不顯著，而中西部地區則較為明顯。仇怡和胡慧（2023）[7]則認為，東部和中部地區的雙向FDI 協調發展對經濟高質量發展的促進作用超過了西部地區。王燕飛和曾國平（2006）[8]指出，FDI 對中國產業結構升級有積極作用，但對服務業的推動作用不足，這限制了農村勞動力的轉移和產業結構的進一步優化。張曉念（2023）[9]的研究表明，外商直接投資在一定程度上對中國產業結構升級起到了抑制作用。李豫新和王帥龍（2023）[10]發現，雙向FDI 協調發展不僅促進了本地區的產業結構升級，還通過空間溢出效應提升了鄰近地區的產業結構；東部地區的提升效果最為明顯，中部地區的提升效果不明顯，而西部地區則表現出抑制作用。王志強（2023）[11]的研究揭示，東部和西部地區引入FDI 對經濟高質量發展的影響較為顯著，中部地區的影響則不明顯。彭榮熙、劉濤和曹廣忠（2021）[12]的研究表明，城市經濟復雜度和產業相關多樣化的提升對城市長期經濟韌性具有顯著的正面促進作用，而產業非相關多樣化對此效應較小。

這些研究在探討FDI 對我國產業結構的影響上雖然取得了部分的進展，但仍存在一些不足。主要是現有研究多數是從產業結構本身入手，而從多樣性角度的切入點的很少，而且現有研究對于FDI 與產業結構多樣性之間的因果關系，以及FDI 對于特定行業或小型及中等企業的影響，研究還不夠深入。本篇文章將從多樣性角度展開分析，切入點具有一定的創新性，通過一系列的論證幫助后來學者更全面地理解全球化對我國經濟特別是不同地區產業結構多樣性的影響，從而為制定更加有效的經濟政策提供理論支持。

2 實證分析

2.1 模型設定

本文研究關于FDI 對于產業結構多樣性影響，建立如下所示回歸方程：

其中ISDIVit為不同省份的產業結構多樣性指標，FDIit為不同省份的外商直接投資水平，CVit則是本文的控制變量，其中包括不同省份的城鎮化水平、對外開放程度、GDP水平、失業率、地方公共財政在科學技術方面支出以及信息化指數，γt為時間固定效應，δi為個體固定效應，εit為殘差項。

2.2 變量說明與數據來源

2.2.1被解釋變量

ISDIVit為本文被解釋變量，其刻畫的是產業機構多樣性。參考Ioanna Boulouta（2013）[17]的Blau 指數的計算方式，本文對產業結構多樣性進行測度，計算方式為：

2.2.2解釋變量

FDIit作為本文的核心解釋變量，為FDI 在當地GDP中占比。

2.2.3控制變量

①城鎮化率（Urban）：城鎮化水平越高，該地區產業分布類型越多，產業結構多樣性也會得到一定的改善。

②對外開放程度（Open）：地區的對外開放程度越高，其帶來的市場機遇也會隨著增加，企業能夠更好地了解市場需求并且結合自身競爭優勢擴大市場，從而達到提高自身規模效益、降低成本的效果，更好地推進地區的產業結構的優化。

③經濟發展水平（GDP）：GDP 是反映地區經濟發展狀況最直觀的指標。較好的經濟發展情況能夠一定程度促進地區產業結構的優化與調整。

④失業率（Unemp）：隨著社會經濟的發展，越來越多的就業者由傳統就業崗位向新型就業崗位流動，這就造成了在有效職位有限的前提下，有一部分人會出現失業的情況。而失業率的上升則會對社會經濟產生不利的影響，與此同時社會中三產之間的比值也會隨之發生改變。

⑤科學技術財政支出（RD）：地方政府在科學技術方面支出能夠有效提高當地第三產業占比，影響產業結構多樣性。

⑥信息化指數（Infor）：信息化指數包括信息基礎設施建設、信息技術應用程度、制約情況、居民信息消費等方面的指標，該指標提升代表了地區信息化發展水平的提升，會對第三產業的比重產生一定的影響。

2.2.4數據來源

本研究主要采用了2000 年至2021 年中國的各省級行政區面板數據，數據來源于國家統計局和各省的統計年鑒，但不包括港澳臺地區。

2.3 實證檢驗

2.3.1描述性統計

表1 為各變量的描述性統計結果。

表1 描述性統計

2.3.2相關系數矩陣

相關系數矩陣中相關系數僅僅是兩個變量之間的數值關系，并非直接的因果關系，因此相關系數符號和后續回歸符號不一致并不矛盾。從結果來看，FDI 和產業結構多樣性指標之間相關系數為-0.092，在95%的置信水平下表現顯著，即兩者之間存在一定的負相關性。（表2）

表2 相關系數矩陣

2.3.3共線性檢驗

在進行回歸分析的時候，共線性問題是一個比較關鍵的因素。如果模型中包含了存在多重共線性問題的變量，可能會導致結果“偽回歸”。而VIF 檢驗則是檢驗多重共線性的一個主要方法，可以通過觀察VIF 的數值是否小于10 來判斷是否存在共線性，如果數值小于10 則說明不存在嚴重的多重共線性問題。根據以下的檢驗結果，所有變量的VIF 值均小于10，表明不存在嚴重的多重共線性問題，因此可以構建回歸模型。（表3）

表3 共線性檢驗結果

2.3.4FDI 對產業結構多樣性的基準回歸

由于本文數據類型為面板數據，因此在建立回歸模型前需對模型形式進行選擇，對混合回歸和隨機效應分別進行F 檢驗和Hausman 檢驗。結果如表4 所示，可見無論是F 檢驗還是Hausman 檢驗均顯示P 小于0.01，即拒絕建立混合回歸和隨機效應的原假設，因此接下來將通過建立固定效應回歸模型展開分析。

表4 模型選擇結果

表5 為基準回歸結果，可見無論是否加入控制變量，FDI 的系數均在95%置信水平下顯著為正，說明地區FDI的提高能夠促進產業結構的多樣性。在加入控制變量的回歸結果中，FDI 的系數為0.113，在95%置信水平下顯著，即其他變量不變的情況下，FDI 每上升1 個單位，產業結構多樣性上升0.113 個單位。從現實意義上來看，FDI 引入了先進技術和管理知識，促進了我國企業技術革新和升級，加速產業結構的優化，并提供資本流入，緩解資金短缺，擴大生產規模，促進了新產業的發展或現有產業技術的提升，還改善了生產流程和產品質量，從而提升整個行業的效率，帶動相關上下游產業，影響產業結構的演變。因此，FDI 通過多種渠道對我國的產業結構產生深遠影響，促進產業升級和轉型，提高了產業機構的多樣性，提升了經濟競爭力和可持續發展能力。

表5 基準回歸

2.3.5穩健性檢驗

穩健性檢驗是為了驗證基準回歸得到的結論是否可信的，一般是通過變換模型來做，如增加控制變量、改變解釋變量、更換樣本區間等，觀察核心解釋變量系數顯著性以及正負情況是否發生改變來判斷結論是否穩健。

①加入更多的控制變量。本文加入了地區消費水平以及科技發展水平控制變量到方程中重新進行參數估計，得到如表6（1）列所示結果，可見FDI 的系數均顯著并且為正向，說明結果可靠。

表6 穩健性檢驗

②采用滯后一階的解釋變量。將基準回歸中解釋變量替換為滯后一階變量，回歸結果如表6（2）列所示，可見滯后一階解釋變量依舊表現顯著，與基準回歸保持一致，再次表明了之前結論的可靠性。

③剔除2020 年之后的樣本。考慮到新冠的影響，本文剔除2020 年之后樣本重新進行參數估計，具體如表6（3）列所示，可見FDI 的系數顯著為正，與基準回歸結論一致，論證了結論的穩健性。

2.3.6異質性檢驗

異質性檢驗主要是通過對樣本進行分類，分別展開回歸估計，考慮到不同區域的發展水平存在一定差異，所以根據國家統計局對我國東中西部的地區劃分，對東中西部地區分別展開回歸。表7 可見FDI 系數在中部和西部地區均顯著為正，并且對于中部地區而言系數的絕對值更大，即影響更大。對于東部地區來說，FDI 的系數為負數，并且在99%置信水平下顯著，即對產業結構多樣性存在負向影響效果。

表7 異質性檢驗

3 研究結論與對策建議

3.1 研究結論

本文基于2000-2021 年的省級面板數據，通過引入Blau 指數進行回歸分析，得出的結論是FDI 對我國產業結構的多樣性有促進作用，并進一步對樣本進行分類異質性檢驗，得出結論FDI 對我國中部和西部地區的產業結構多樣性有顯著促進作用，但對東部地區的產業結構多樣性有負面影響。分析其結論的可能原因如下：

我國東部地區的經濟發展水平較高，產業相對成熟且集中度高，這些地區的產業已經較為飽和，新進入的企業面臨更激烈的競爭，新的FDI 可能導致某些產業的過度集中，而不是多樣性的增加。此外，由于這些地區已有產業較為發達，新的FDI 可能更傾向于投資于現有主導產業，而非促進新興產業的發展。相比之下，我國中部和西部地區的經濟發展水平相對較低，市場競爭相對較少，產業基礎不夠強大，具有更多的發展空間和潛力。因此，FDI 在這些地區投資時，更可能涉及多種不同的產業，從而促進產業結構的多樣化。

除了經濟上的因素，政策導向和資源分布可能也有一部分的影響。我國政府為促進中西部地區發展，可能實施了各種優惠政策，如稅收減免、土地使用優惠等，吸引FDI流向這些地區，這些政策激勵可能鼓勵投資者探索多種不同的產業，從而增加產業多樣性。以及中西部地區由于其獨特的資源分布和地理位置可能吸引不同類型的FDI，這些投資可能與該地區的特定資源或地理優勢相結合，促進產業多樣化。而東部地區由于其發展模式和資源利用方式，可能導致FDI 投資更趨向于某些特定行業。

總的來說，東部地區的產業成熟度和市場飽和度、中西部地區的發展潛力和政策優勢，以及地理和資源因素的不同，共同影響了FDI 對我國不同地區產業結構多樣性。

3.2 政策建議

為有效利用FDI 促進我國產業結構的多樣化，本文提出以下四點綜合性政策建議，旨在通過這些措施增強我國經濟的整體競爭力和可持續發展能力，為經濟的長期增長打下堅實基礎。

首先，實施區域差異化的FDI 策略至關重要。鑒于我國不同地區在經濟特征和發展水平上的差異性，針對性地制定FDI 政策尤為必要。在經濟較發達的東部地區，應引導FDI 優先流入高科技和新興產業，以避免產業過度集中和市場飽和。而對于經濟較落后的中西部地區，應通過一系列優惠政策吸引FDI 進入多樣化產業，特別是那些能夠促進當地資源優勢轉化和產業升級的領域。其次，需要優化我國的投資環境并強化激勵機制。全面改善投資環境，簡化審批流程，提供稅收減免和土地使用權優勢，以吸引更多的FDI。同時，根據不同地區的特點和需求，設計差異化的激勵措施，鼓勵FDI 在創新型產業和高附加值領域的投資。要加強對市場的監管，確保外資企業遵守我國的法規和市場規則，維護公平競爭。然后，要促進我國本土企業與外資企業之間的合作與技術交流。通過建立共享研發中心、合資企業等多種合作平臺，加速技術轉移和創新過程。此外，加大對科技創新領域、產業管理領域的人才培養和吸引力度，以提升本土企業的創新能力和競爭力。最后，還要加強區域間的協調發展和環境可持續性。通過政策協調和資源配置，促進不同地區間的互補與合作，避免重復建設和無序競爭。同時，引導FDI 支持綠色經濟和可持續產業的發展，符合中國的長期發展戰略和環境保護目標。通過這些措施，不僅可以有效利用FDI 促進產業結構的多樣化，還能夠增強中國經濟的整體競爭力和可持續發展能力。