论文部分内容阅读
摘 要：在新结构经济学理论基础上，选取2003—2017年我国部分省市面板数据，采用系统GMM法检验了外商直接投资对产业结构和经济增长的影响。结果显示：外商直接投资对经济增长具有明显的技术溢出效应，且该效应主要从供给方面通过作用于短期竞争因素来影响经济增长，而从需求方面对长期结构调整影响较小;外商直接投资的技术溢出效应在中部地区作用效果最大，西部次之，东部最小。分析结果对于进一步优化利用外资结构、促进产业结构升级，进而实现经济高质量增长具有重要的政策启示。
关键词：产业结构;外商直接投资;转移份额分析;系统GMM;经济增长
中图分类号：F 061.2;F 062.4 文献标识码：A 文章编号：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 引言促進产业结构优化和经济发展方式转变是实现高质量发展的题中之意，而要实现产业结构优化调整则离不开要素投入结构和生产结构的战略性调整。加入WTO以来，我国与世界各国经济往来更为密切，已成为世界上接收外商直接投资份额最大的国家。据估算，国内生产总值的1/3，税收的1/4，国际贸易的2/3都来源于外商直接投资。外资已成为在供给端推动我国经济社会发展的重要因素。投资结构决定产业结构，而产业结构调整也必然引起经济增长方式和经济发展质量转变。党的“十九大”报告指出，要把提高供给体系质量作为主攻方向，显著增强我国经济质量优势。“十三五”规划纲要中亦明确指出要“引进来和走出去并重、引资和引技引智并举，发展更高层次的开放型经济”。研究外商直接投资对产业结构、进而经济增长的影响，对于进一步优化引资结构和产业结构、提高产业竞争力，进而促进经济发展质量提升具有重要的现实意义。
关于外商直接投资对产业结构影响的研究可以分成两个方面。一种是肯定FDI的积极作用，认为FDI有利于产品结构调整，催生并推动新兴产业快速增长。Barrios等[1]（2005）认为外商直接投资通过竞争效应和市场外部性两种力量推动当地产业发展，尽管竞争效应会使外商企业在初期阻碍当地厂商进入，但正的市场外部性最终会超过这种负向效应而推动当地产业结构不断调整。江小涓[2]（2002）指出外资不仅推动中国经济持续增长，同时对我国经济增长方式转变和经济增长质量的提高都具有显著影响。黄志勇、许承明[3]（2008）以及徐东[4]等（2013）探讨了FDI对上海产业结构的影响，指出FDI有助于提高第三产业比重，促进产业结构升级。周燕和王传雨[5]（2008）分析了我国外商直接投资的产业结构转变效应，认为外商直接投资在我国产业结构调整与升级中发挥了催化剂的作用。聂爱云和陆长平[6]（2012）从制度约束的视角对FDI影响产业结构调整的机制进行研究，结果发现FDI增长有助于提升第三产业在经济中的比重、降低第二产业比重，有利于产业结构升级。单俊辉、张玉凯[7]（2016）使用省级面板数据的研究指出，外商直接投资促进了我国第二、三产业发展，尤其对第三产业影响尤为突出。王兆萍、马婧[8]（2017）进一步指出，外商直接投资会明显增强技术投入、产出和效率对产业结构升级的推动作用。 另一种观点则对当前外商的投资结构表示担忧，认为外商投资的结构分布不合理，导致产业结构处于低级水平。魏后凯[9]（2002）认为东部发达地区与西部落后地区之间GDP增长率和产业结构差异，大约有90%是由FDI地区分布和结构不合理引起的。刘宇[10]（2007）通过研究外商直接投资对我国产业结构的影响指出，我国外商直接投资的产业结构分布严重偏斜加重了我国产业结构的偏斜。伴随我国经济进入高质量发展阶段，产业结构绿色转型也是经济发展方式转变的重要方面。朱东波、任力[11]（2017）采用省级动态面板数据和系统GMM方法的研究发现，外商直接投资并不利于工业绿色转型。时乐乐、赵军[12]（2018）在探讨环境规制和技术进步对产业结构升级的影响时指出，外商直接投资未对产业结构升级产生明显影响。罗伟、吕越[13]（2019）探讨了外商直接投资对制造业全球价值链升级的影响，指出外资使我国制造业向全球价值链下游游动，不利于制造业价值链升级。但也有学者进一步指出，外資对产业结构升级的影响可能并非单纯线性关系。赵蕾[14]等（2018）认为外商直接投资对产业结构升级的影响受到金融发展效率的制约，其影响效果随金融发展效率提高而降低。贾妮莎、韩永辉[15]（2018）则指出FDI的产业结构促进弹性呈倒“U”型，FDI规模超过某一阈值后，引资数量的进一步提高则不利于产业结构升级。经济增长并非同时发生于各个地区，而是优先发生于结构较为合理、资源和区位优势明显的区域。新结构经济学认为，外商直接投资时一种对发展中国家最为有利的外国资本流动形式，因为其目标在于通过发展与这些国家比较优势相一致的产业而获利（林毅夫，2010）[16]。因而，若要使外资极大限度促进当地产业结构调整和经济增长，必须科学识别和充分挖掘当地比较优势，根据比较优势确定引资力度和结构。然而，近年来关于外商对华直接投资对产业结构影响的研究，或是从统计意义上对FDI对产业结构的作用进行描述性分析，或是简单考察FDI总量对3次产业结构变迁的影响，鲜有从动态比较优势视角研究外商直接投资对产业结构、进而经济增长影响的文献，也缺乏针对外商直接投资对区域经济结构内部构成及其竞争效应的综合分析。有鉴于此，文中根据Perloff[17]（1957）的研究，运用我国30个省级行政单位行业数据测算经济增长中的结构效应和竞争效应，探讨外商直接投资对我国产业结构调整、进而经济增长的影响。与现有文献相比，文中贡献在于：①从动态比较优势视角，研究外商直接投资对产业结构、进而经济增长的影响;②根据转移-份额分析法将区域经济结构分解为构成效应和竞争效应两部分，综合分析外商直接投资对区域经济结构内部构成及其竞争效应的影响;③依据当地比较优势探讨各地区引进外资的适宜性，从而对于各地区提高引资水平和优化引资结构，推进经济结构调整和高质量发展具有重要意义。
1 外商直接投资对产业结构和经济增长的作用机制与检验模型
假设非农业生产单位按优化原则安排经济活动、决定劳动和资本投入及最终产出，则整个区域的非农业产出是所有非农业生产单位要素投入和产出的综合。代表性地区单位劳动生产函数为一般柯布-道格拉斯形式
（1）式中：y为平减后劳均GDP;i和t分别为各省份和年份;k和h分别为平减后劳均资本存量和平均人力资本;Ai，t为技术进步，用全要素生产率表示。新结构经济学认为外商直接投资一般会带来技术、管理、市场渠道和社会网络，而这些正是发展中国家所缺乏的，也是产业结构升级所必需的。外资对经济增长不仅具有资本效应而且具有技术外溢效应（Lichtenbergandvan Pottelsbergh de la Potterie，1998）[18]。外资的技术外溢效应是指外资有利于知识积累和技术进步，从而提高全要素生产率。张开迪[19]等（2018）认为，FDI可通过示范和模仿作用、上下游产业关联效应、人员流动作用以及竞争作用产生空间技术外溢效应。首先，对于示范模仿效应和人员流动效应，唐宜红[20]等（2019）指出，外资企业拥有较为先进的技术和经营管理经验，通过外资企业的示范模仿作用，内资企业能够对这些先进技术和经验进行学习，从而提高自身绩效。而在宽松人才管理制度下，外资企业人才会转移至内资企业工作，外资企业人员所拥有的管理经验和技术便会通过自身及与之有共同学习行为的内资人员进行传播，提高内资人员生产效率。其次，对于竞争效应，孙早、韩颖[21]（2018）认为，外资企业进入会打破东道国原有的市场平衡，加剧本地市场优胜劣汰，从而使得生产效率低下、技术落后企业被淘汰，而存活企业为了生产而不断加大研发投入、提高技术创新能力，最终使地区技术创新水平和全要素生产率得到全面提升。其三，FDI技术外溢的产业关联效应则是指FDI进入东道国有助于与当地企业建立上下游产业关联，而这种产业关联会起到知识中介的作用，促使本地企业更便捷地、更有效率地学习外资企业先进技术和经验。因此，在Audretsch and Feldman[22]（1996）的知识生产函数的基础上，即知识生产函数的原型是将研发支出作为投入、技术进步作为产出的模型为，其中A为技术进步变量，R&D为技术研发支出，将外商直接投资引入该模型，Ai，t可以表示为C-D形式
（2）式中：S为劳均国内R&D支出;FDI为外商直接投资对我国各地区溢出的外部研发资本存量。结合式（1）和式（2）并对两边取对数，得到
（3）式中：a0，t=lnC.不失一般性，随机误差v在面板数据模型中允许截面同期相关和时间序列相关，即vi，t，I和T分别为截面单元固定效应和时间固定效应;
为期望为零的独立同分布随机变量，即
N.除了资本和劳动等要素的投入以外，还有影响区域经济发展、且与要素投入相关的其他重要因素。比如市场化水平、区域基础设施、城市化水平、政府财政等。以相邻两年生产率之比
（4）其中：便表示地区i在t年相对于t-1年的增长率。目前表示地区产业结构是否反映当地比较优势的指标较为少见。根据新结构经济学理论，各地区产业结构调整与经济增长需与当地比较优势一致才会获得竞争力和发展优势。Perloff（1957）注意到各地区比较优势导致的区域经济增长差异，并将由当地经济结构调整导致的区域经济增长差异分解为需求方面的结构效应和供给方面的竞争效应。结构效应综合衡量了驱动区域经济增长的需求因素，衡量了由结构变化引起的增长效应以及经济增长的长期变化趋势，是地区长期动态优势的反映;而竞争效应从经济的供给方面衡量了驱动区域经济增长的供给因素，反映了区域在利用本身优势条件（较高的劳动生产率、丰富的要素和资源禀赋、优惠的政策等）发展其主导产业、进行专业化生产的能力。根据其提出的转移份额分析法（Shift-share analysis），区域经济增长根据比较优势不同可以分解为3个部分：区域分摊的国家增长的份额、区域经济增长的结构效应和区域产业结构的竞争效应。即 （5）式中：gi为区域经济增长率;g*为全国经济增长率;s为区域经济增长与全国相比的差异，这一差异被称为“转移份额”。由于全国经济增长率g*在一定时期对各个地区来说是外生给定的，因而可以将其看作常数。结合（4）与（5），则可得到
（6）其中：.而转移份额s主要包括两种效应：一是由区域产业结构发展引起的结构效应（Composition effect），用MIX表示。如果某产业或部门在国家产业结构中具有强势的发展潜力，且在区域总体经济结构中亦占有重要地位，那么就说该区域经济增长中具有结构效应。结构效应从经济的需求方面反映了经济增长和产业结构的长期变化趋势。结构效应的测算方法为
（7）式中：E为各产业就业数量;i为各产业;r和n分别为区域和全国;括号中的项表示从t到t+1期全国层面上第i产业就业增长率与全国就业增长率的差额。二是区域经济增长的竞争效应（Competition effect），用DIF表示。如果区域中某产业与该产业的国家水平相比具有更高的增长率，且在区域经济结构中亦占有重要地位，就说该区域经济增长中具有竞争效应。该指标从经济的供给方面衡量了区域经济系统中优势产业的短期竞争力和驱动区域经济增长的供给因素，反映了区域在利用本身优势条件（较高的劳动生产率、丰富的要素和资源禀赋、优惠的政策等）发展其主导产业、进行专业化生产的能力。竞争效应可表示为
（8）式（8）括号中的项表示从t到t+1期区域层面第i产业增长率与同类产业的全国平均增长率的差异。如果一区域的某产业部门比国家同部门效率更高，那么就认为该区域的产业结构具有竞争效应。于是由式（6）可分别得到以下两式
则式（4）、（9）与（10）便是文中要检验的模型。
2 指标测度与数据说明文中选取2003—2018年我国34个省级行政区中的30个内陆省份和直辖市省际（地区）面板数据进行实际测算。各类省际面板数据均由历年各省市统计年鉴整理计算而得，部分数据直接取自“中经网”以及“国研网”数据库。下面详细说明各个变量的选取和计算方法。
产业结构的结构效应（MIX）和竞争效应（DIF）
用19个行业的从业人员数来计算产业结构效应和产业结构竞争效应。这19个行业包括：农、林、畜、渔业，采矿业，制造业，电力、燃气及水的生产和供应业，建筑业，交通运输仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育，卫生、社保和社会福利，文化、体育和娱乐业，公共管理和社会组织。数据来源于2004—2019年中国统计年鉴，单位：万人。
2.2 劳均资本存量（k）
相关资料中没有现成的固定资产投资和流动资金年末价值数据可以利用，文中采用永续盘存法来计算固定资产净值，即
（11）为利用固定资产价格指数计算的各省市每年的全社会固定资产投资实际额，δ为折旧率，根据张军[23]等（2004）将折旧率设定为96%.在确定基年固定资产存量时，文中直接采用了张军等（2004）提供的以2000年当年价格计算的资本存量。各省资本存量总额与劳动就业人数的比例便是人均资本存量，单位：元。
2.3 各省劳均研发资本存量（S）
该指标同样采取永续盘存法进行计算。
（12）R&D为第t年的研发支出，数据可以在中国科技统计年鉴和各省统计年鉴获取;δ为研发资本的折旧率，因为绝大部分的研发资本是以物质资本存在，文中这里将折旧率也视为9.6%.对于研发资本存量So的设定，沿用Coe and Elhanan[24]（1995）和Coe[25]等（1997）在CH模型中对S0的设定方法
（13）式中：g为研发支出的年均对数增长率，而各省份年对数增长率为In（R&Dt/R&Dt-1）。各省研发资本存量总额与劳动就业人数的比例便是劳均研发资本存量，单位：元。
2.4 劳均外商直接投资存量（FDI）
外商直接投资数据来源于各省统计年鉴，用年平均汇率对数据进行单位换算。FDI存量数据依据国内资本存量的计算方法进行测算，进而用各省外商直接投资存量除以就业人数得到劳均外商直接投资存量，单位：元。
2.5 其他控制变量
劳动力就业用各地区年底从业人员数（万人）衡量，数据来源于历年《中国统计年鉴》。人力资本（h）用各省人均教育支出额（元）来表示人均人力资本状况，并采用居民消费价格指数以2003年为基期对数据进行价格调整。市场化水平（Market）以非公有制经济在国民经济中的比重表示，数据来源于2004—2018年各省市统计年鉴。城市化水平的提高不仅有利于集聚效应的充分发挥，还有利于产业结构向着高度化、高附加值化、知识化和服务化的方向发展。城市化水平（Urban）以各省市城镇人口占总人口比重表示，数据来源于2004—2019年各省市历年统计年鉴。公共基础设施是产业发展的载体，能够促进厂商之间技术交流与合作，从而增强技术外溢效应，对厂商劳动生产率的提高、进而产業结构优化具有促进作用。公共基础设施发展水平（Pub_inv）以劳均基本建设支出表示，数据来源于2004—2019年各省市历年统计年鉴。政府财政支出（Gspend）以省域每年人均财政支出数量（单位：元）。劳均地区生产总值（Agdp）用地区生产总值与总人口数的比重来表示。由于方程中含有劳均GDP的一阶滞后项，将该变量样本扩展至2002年，以保证样本完整性。所有货币价值的数据以2002为基期进行价格调整。数据来源于2003—2019年《中国统计年鉴》和各省市统计年鉴。
3 计量模型估计与结果说明
3.1 考虑内生性的全国样本的估计结果估计模型之前首先要选择适宜的面板数据模型。由于模型解释变量中存在劳均地区生产总值的滞后项，势必导致变量的内生性问题。无论使用固定效应、随机效应模型还是FGLS模型，可能都会导致估计系数有偏和不一致。为了得到无偏、一致的估计量，文中采用面板广义矩（GMM）进行估计。面板广义矩估计法有差分广义矩估计（DIF-GMM）和系统广义矩估计（SYS-GMM）之分，由于差分GMM估计量的有限样本特性较差，尤其是当滞后项和随后的一阶差分项存在非常弱的相关性时，工具变量较弱，此时采用系统广义矩估计更有效、偏差也更小。以下对于式（7）（14）（15）的估计均基于系统GMM估计法。表1列出了式（7）（14）（15）的系统GMM估计结果。 表1显示，各方程中系数联合显著性的Wald检验均在1%水平拒绝解释变量系数为零的原假设。Sargan统计量和Hansen统计量对应的p值均大于10%，说明选择的工具变量是有效的。尽管AR（1）统计量显示各方程残差的一阶差分项存在一阶负相关，但AR（2）统计量的伴随概率均在10%以上，因此原模型中残差不存在自相关。可见，文中工具变量的选择是合适的，模型估计结果是可取的。各方程中外商直接投资（lnFDI）均具有显著的正参数估计，说明外商直接投资具有明显的技术溢出效应。这一结果与文献[2]的FDI推动产业结构升级、促进经济增长的结论一致，但她并未对外资与当地产业结构的短期融合方式和长期相互作用进行深入探讨。文中的分析在一定程度上弥补了这一缺憾。增长方程（7）和竞争效应方程（15）中该参数估计均在5%显著水平通过检验，而在结构效应方程（14）中通过检验的显著性水平仅为10%.这意味外商直接投资的技术溢出效应主要从供给方面通过作用于短期竞争因素来影响经济增长，而从需求方面对长期结构调整影响较弱，即外资与各地区短期优势融合度较高，而与长期优势不尽一致。各地区为促进当地经济发展，积极引进与当地目前的产业结构、优势资源和要素等匹配的外资，极大的促进了外资与当地资本的融合。外资的技术溢出效应有利于改善地区投资经营环境、加强厂商间技术交流与合作，推动技术创新与科技进步，加快了区域竞争优势的培育，进而从供给方面推动了经济的动态增长。但这种增长具有短期性，因为引入的外资从长远看并未对当地需求结构调整产生很明显的促进作用。因而各地区在制定引资政策时，不仅要关注经济发展和结构调整的当前状况，还要综合考虑区域经济和产业结构在未来的发展趋势和发展水平。各控制变量中，劳均国内资本（lnk）对经济增长及其结构效应和竞争效应均具有显著的促进作用，但对竞争效应的作用效果和显著性均大于结构效应。这说明国内资本投资在目前来看主要通过短期竞争因素作用于经济增长（比如根据当地优势资源和要素进行大规模投资等），而从长远来看通过需求方面的结构因素对经济增长的作用偏小，投资对经济的拉动作用不具有长期持续性。劳均研发支出（lnS）和人力资本（lnh）对经济增长及其结构效应和竞争效应的作用效果比较稳定，二者不仅从供给方面的竞争因素、而且从需求方面的结构因素对经济增长产生显著促进作用。公共基础设施投资（Inpub_inv）和政府财政支出（lnGspend）均在10%水平显著促进竞争效应的提高，而对经济增长和结构效应影响不显著，说明我国目前各地区基础设施投资和财政支出更多关注生产发展的短期效果，而未从需求方面考察结构调整的长期变化，使经济增长推进乏力。市场化水平（lnMarket）的参数估计在经济增长方程和结构效应方程中均在5%水平上为正，而在竞争效应方程中其参数估计却不显著，这意味着不断深化市场经济体制改革有利于推进产业结构调整、加快产业结构优化步伐、进而推进经济长期稳定增长，但短期内市场化水平的推进则未必产生预期效果，盲目推进市场化甚至妨碍当地优势资源有效利用和优势产业顺利发展，降低经济结构的竞争效应。城市化（lnurban）推进有利于经济增长中结构效应和竞争效应的提高，进而促进经济增长，但从长期来看对结构效应或经济需求结构的影响更大。上一期经济规模在各方程中的参数估计均显著为负，说明各地区经济增长存在明显的条件收敛趋势。
3.2 分地区的GMM估计结果为了分析各地区外商直接投资对产业结构影响的地区差异，将所选取的30省市分为东、中、西3个样本进行系统GMM估计，东部地区包括北京、福建、广东、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津和浙江11个省市，中部地区包括安徽、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江西和山西8个省份，西部地区包括广西、贵州、内蒙古、宁夏、青海、陕西、甘肃、四川、新疆、云南和重庆11个省市。估计结果中均给出了检验方程联合系数显著性的Wald统计量、检验扰动项自相关的Arellano-Bond AR（1）、AR（2）统计量和检验工具联合有效性的Sargan检验的统计量及其伴随概率，结果见表2.
表2中东、中、西部地区各方程的Wald检验、Sargan检验、Hansen检验、Arellano-Bond AR（1）检验和AR（2）检验结果显示，各方程都拒绝联合系数为零的原假设，接受工具变量有效性和残差项无自相关的原假设，计量方程估计结果是合理的。各控制变量对经济增长以及结构效应和竞争效应影响效果基本与表1基本一致，在此不再赘述。
从各地区外商直接投资对经济增长及其结构效应和竞争效应的相对影响差异来看，FDI对中部地区作用效果最大，西部次之，东部最小。这意味着外商直接投资的区位选择目前已开始西移，并在中部地区获得最显著的投资收益和技术溢出效应。我国东部地区历来是吸引外资最多的地区，外资在东部地区产业结构调整和经济发展中发挥了重要作用，但随着东部地区产业发展日趋成熟和产业结构日趋完善，东部地区原有的比较优势已得到充分利用，外资在该地区的边际收益出现下降趋势，因而多数外资企业为获得更多的投资收益开始向外资相对稀缺的中西部地区转移。西部地区由于地理位置偏远、城市稀疏、市场规模偏小以及产业集聚和相关产业的配套设施不够健全等原因，目前吸引外资依然较少，因而外资对当地经济增长及产业结构的影响有限（但其单位投资的经济效益依然大于东部地区）。而中部地区在地理位置上具有承东启西的优势，且市场规模、城市分布、产业布局及基础设施等发展水平较高，在市场功能、产业发展、要素成本等方面培育出明显的比较优势，已具备吸引外资、承接东部地区产业大规模转移的能力，因而外资在中部地区参数估计的显著性和系数值均大于东部和西部地区。
4 结语文中以新结构经济学理论为基础，根据转移份额分析法将区域经济增长差异分解为竞争效应和结构效应，并以知识生产函数为基础构建了外资对产业结构和经济增长的检验模型，进而采用面板系统GMM法检验了2003—2018年我国各省市吸引的外商直接投资对产业结构和经济增长的影响。结果表明：外商直接投资具有明显的技术溢出效应，且该效应主要从供给方面通过作用于短期竞争优势来影响经济增长，而從需求方面对长期结构调整影响较弱;从分地区的估计结果来看，外商直接投资对经济增长及其结构效应和竞争效应的影响在中部地区作用效果最大，西部次之，东部最小。研究结果为进一步优化利用外资结构、提高外资利用水平、促进产业结构调整和经济增长提供了重要的政策启示。 1）要注重引进外资结构与当地产业结构和比较优势（优势资源和要素等）相结合，通过发展与当地比较优势相一致的产业提高经济结构竞争效应，促进产业结构调整和经济增长。2）要注重引进外资的短期效应和长期效益相结合。随着资本积累和技术进步，如果外资的禀赋结构未发生相应改变，则产业结构的长期发展趋势便会偏离之前外资禀赋结构决定的产业结构，即引进的外资未与新的比较优势相一致，从而积累的外资可能面临边际回报递减。这就需要关注引进外资的长期效应，防止引进和利用外资中的盲目性。随着我国技术经济发展，国内资本与外资之间的技术差距日益缩小，在引进外资时应根据自身发展需要确定引进外资的数量、质量和层次，引进与本地区技术互补或具有更高技术含量的资本，以促进产业结构的长期发展和经济的持续增长。3）各地区应根据自身比较优势采取差别化的引资和产业发展策略。对于东部地区应进一步提升产业和技术，引进与新产业和技术（或新比较优势）相符的外资，并尽快将原有禀赋结构相一致的、边际收益趋于递减的外资企业向中西部地区转移;中部地区则要进一步完善基础设施和产业发展环境建设，促进产业集聚、扩大市场规模，提高引进外资的生产效率和经济效益;西部地区则要完善产业发展的配套设施和交通基础设施建设，克服地区间的地理障碍，同时通过陆路加强与周边国家联系与合作，扩大内外部市场，为有效引进外商直接投资、承接东部地区产业转移创造前提条件。
参考文献：
[1] Barrios S，Holger G，Eric S.Foreign direct investment，competition and industrial development in the host country[J].European Economic Review，2005，49：1761-1784.
[2]江小涓.中国的外资经济对增长、结构升级和竞争力的贡献[J].中国社会科学，2002（06）：4-14.
[3]黄志勇，许承明.FDI对上海产业结构影响的实证分析——基于面板数据模型的研究[J].产业经济研究，2008（04）：60-65.
[4]徐 东，栾贵勤，吴 哲.FDI对外贸易的产业结构调整效应分析——基于上海的时间序列数据分析[J].经济问题探索，2013（09）：42-46.
[5]周 燕，王传雨.我国外商直接投资产业结构转变效应实证分析[J].中国软科学，2008（03）：148-152.
[6]聂爱云，陆长平.制度约束、外商投资与产业结构升级调整——基于省际面板数据的实证研究[J].国际贸易问题，2012（02）：136-145.
[7]单俊辉，张玉凯.外商直接投资对我国产业结构的影响及对策[J].现代管理科学，2016（03）：52-54.
[8]王兆萍，马 婧.“中等收入陷阱”视角下经济开放、技术进步与产业结构升级——基于国际经验的比较[J].产经评论，2017（04）：25-38.
[9]魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响[J].经济研究，2002（04）：19-26.[10]刘 宇.外商直接投资对我国产业结构影响的实证分析——基于面板数据模型的研究[J].南开经济研究，2007（01）：125-134.
[11]朱东波，任 力.环境规制、外商直接投资与中国工业绿色转型[J].国际贸易问题，2017（11）：70-81.
[12]时乐乐，赵 军.环境规制、技术创新与产业结构升级[J].科研管理，2018（01）：119-125.
[13]罗 伟，吕 越.外商直接投资对中国参与全球价值链分工的影响[J].世界经济，2019（05）：49-73.
[14]赵 蕾，邵明新，边英姿.不同金融效率下FDI对于产业结构优化的影响——基于山东省17地市面板数据的实证研究[J].華东经济管理，2018（01）：12-17.
[15]贾妮莎，韩永辉.外商直接投资、对外直接投资与产业结构升级——基于非参数面板模型的分析[J].经济问题探索，2018（02）：142-152.
[16]林毅夫.新结构经济学——重构发展经济学的框架[J].经济学季刊，2010（10）：1-32.
[17]Perloff H.Interrelations of state income and industrial structure[J].The Review of Economics and Statistics，1957，39（02）：162-171.
[18]Lichtenberg F R，van Pottelsbergh de la Potterie B.International R&D spillovers：a comment[J].European Economic Review，1998，42（08）：1483-1491.
[19]张开迪，吴群锋，高 建，等.外商直接投资对大众创业的影响[J].中国工业经济，2018（12）：79-96.
[20]唐宜红，俞 峰，李 兵.外商直接投资对中国企业创新的影响——基于中国工业企业数据与企业专利数据的实证检验[J].武汉大学学报（哲学社会科学版），2019（01）：104-120.
[21]孙 早，韩 颖.外商直接投资、地区差异与自主创新能力提升[J].经济与管理研究，2018（11）：92-106.
[22]Audretsch D，Feldman M.R&D spillovers and the geography of innovation and production[J].American Economic Review，1996，86：630-640.
[23]张 军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952—2000[J].经济研究，2004（10）：35-44.
[24]Coe D，Elhanan H.International R&D spillovers[J].European Economic Review，1995，39（05）：859-887.
[25]Coe D，Elhanan H，Hoffmaister A.Nonh-south R&D spillovers[J].Economic Journal，1997，107（440）：134-149.（责任编辑：张 江）
关键词：产业结构;外商直接投资;转移份额分析;系统GMM;经济增长
中图分类号：F 061.2;F 062.4 文献标识码：A 文章编号：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 引言促進产业结构优化和经济发展方式转变是实现高质量发展的题中之意，而要实现产业结构优化调整则离不开要素投入结构和生产结构的战略性调整。加入WTO以来，我国与世界各国经济往来更为密切，已成为世界上接收外商直接投资份额最大的国家。据估算，国内生产总值的1/3，税收的1/4，国际贸易的2/3都来源于外商直接投资。外资已成为在供给端推动我国经济社会发展的重要因素。投资结构决定产业结构，而产业结构调整也必然引起经济增长方式和经济发展质量转变。党的“十九大”报告指出，要把提高供给体系质量作为主攻方向，显著增强我国经济质量优势。“十三五”规划纲要中亦明确指出要“引进来和走出去并重、引资和引技引智并举，发展更高层次的开放型经济”。研究外商直接投资对产业结构、进而经济增长的影响，对于进一步优化引资结构和产业结构、提高产业竞争力，进而促进经济发展质量提升具有重要的现实意义。
关于外商直接投资对产业结构影响的研究可以分成两个方面。一种是肯定FDI的积极作用，认为FDI有利于产品结构调整，催生并推动新兴产业快速增长。Barrios等[1]（2005）认为外商直接投资通过竞争效应和市场外部性两种力量推动当地产业发展，尽管竞争效应会使外商企业在初期阻碍当地厂商进入，但正的市场外部性最终会超过这种负向效应而推动当地产业结构不断调整。江小涓[2]（2002）指出外资不仅推动中国经济持续增长，同时对我国经济增长方式转变和经济增长质量的提高都具有显著影响。黄志勇、许承明[3]（2008）以及徐东[4]等（2013）探讨了FDI对上海产业结构的影响，指出FDI有助于提高第三产业比重，促进产业结构升级。周燕和王传雨[5]（2008）分析了我国外商直接投资的产业结构转变效应，认为外商直接投资在我国产业结构调整与升级中发挥了催化剂的作用。聂爱云和陆长平[6]（2012）从制度约束的视角对FDI影响产业结构调整的机制进行研究，结果发现FDI增长有助于提升第三产业在经济中的比重、降低第二产业比重，有利于产业结构升级。单俊辉、张玉凯[7]（2016）使用省级面板数据的研究指出，外商直接投资促进了我国第二、三产业发展，尤其对第三产业影响尤为突出。王兆萍、马婧[8]（2017）进一步指出，外商直接投资会明显增强技术投入、产出和效率对产业结构升级的推动作用。 另一种观点则对当前外商的投资结构表示担忧，认为外商投资的结构分布不合理，导致产业结构处于低级水平。魏后凯[9]（2002）认为东部发达地区与西部落后地区之间GDP增长率和产业结构差异，大约有90%是由FDI地区分布和结构不合理引起的。刘宇[10]（2007）通过研究外商直接投资对我国产业结构的影响指出，我国外商直接投资的产业结构分布严重偏斜加重了我国产业结构的偏斜。伴随我国经济进入高质量发展阶段，产业结构绿色转型也是经济发展方式转变的重要方面。朱东波、任力[11]（2017）采用省级动态面板数据和系统GMM方法的研究发现，外商直接投资并不利于工业绿色转型。时乐乐、赵军[12]（2018）在探讨环境规制和技术进步对产业结构升级的影响时指出，外商直接投资未对产业结构升级产生明显影响。罗伟、吕越[13]（2019）探讨了外商直接投资对制造业全球价值链升级的影响，指出外资使我国制造业向全球价值链下游游动，不利于制造业价值链升级。但也有学者进一步指出，外資对产业结构升级的影响可能并非单纯线性关系。赵蕾[14]等（2018）认为外商直接投资对产业结构升级的影响受到金融发展效率的制约，其影响效果随金融发展效率提高而降低。贾妮莎、韩永辉[15]（2018）则指出FDI的产业结构促进弹性呈倒“U”型，FDI规模超过某一阈值后，引资数量的进一步提高则不利于产业结构升级。经济增长并非同时发生于各个地区，而是优先发生于结构较为合理、资源和区位优势明显的区域。新结构经济学认为，外商直接投资时一种对发展中国家最为有利的外国资本流动形式，因为其目标在于通过发展与这些国家比较优势相一致的产业而获利（林毅夫，2010）[16]。因而，若要使外资极大限度促进当地产业结构调整和经济增长，必须科学识别和充分挖掘当地比较优势，根据比较优势确定引资力度和结构。然而，近年来关于外商对华直接投资对产业结构影响的研究，或是从统计意义上对FDI对产业结构的作用进行描述性分析，或是简单考察FDI总量对3次产业结构变迁的影响，鲜有从动态比较优势视角研究外商直接投资对产业结构、进而经济增长影响的文献，也缺乏针对外商直接投资对区域经济结构内部构成及其竞争效应的综合分析。有鉴于此，文中根据Perloff[17]（1957）的研究，运用我国30个省级行政单位行业数据测算经济增长中的结构效应和竞争效应，探讨外商直接投资对我国产业结构调整、进而经济增长的影响。与现有文献相比，文中贡献在于：①从动态比较优势视角，研究外商直接投资对产业结构、进而经济增长的影响;②根据转移-份额分析法将区域经济结构分解为构成效应和竞争效应两部分，综合分析外商直接投资对区域经济结构内部构成及其竞争效应的影响;③依据当地比较优势探讨各地区引进外资的适宜性，从而对于各地区提高引资水平和优化引资结构，推进经济结构调整和高质量发展具有重要意义。
1 外商直接投资对产业结构和经济增长的作用机制与检验模型
假设非农业生产单位按优化原则安排经济活动、决定劳动和资本投入及最终产出，则整个区域的非农业产出是所有非农业生产单位要素投入和产出的综合。代表性地区单位劳动生产函数为一般柯布-道格拉斯形式
（1）式中：y为平减后劳均GDP;i和t分别为各省份和年份;k和h分别为平减后劳均资本存量和平均人力资本;Ai，t为技术进步，用全要素生产率表示。新结构经济学认为外商直接投资一般会带来技术、管理、市场渠道和社会网络，而这些正是发展中国家所缺乏的，也是产业结构升级所必需的。外资对经济增长不仅具有资本效应而且具有技术外溢效应（Lichtenbergandvan Pottelsbergh de la Potterie，1998）[18]。外资的技术外溢效应是指外资有利于知识积累和技术进步，从而提高全要素生产率。张开迪[19]等（2018）认为，FDI可通过示范和模仿作用、上下游产业关联效应、人员流动作用以及竞争作用产生空间技术外溢效应。首先，对于示范模仿效应和人员流动效应，唐宜红[20]等（2019）指出，外资企业拥有较为先进的技术和经营管理经验，通过外资企业的示范模仿作用，内资企业能够对这些先进技术和经验进行学习，从而提高自身绩效。而在宽松人才管理制度下，外资企业人才会转移至内资企业工作，外资企业人员所拥有的管理经验和技术便会通过自身及与之有共同学习行为的内资人员进行传播，提高内资人员生产效率。其次，对于竞争效应，孙早、韩颖[21]（2018）认为，外资企业进入会打破东道国原有的市场平衡，加剧本地市场优胜劣汰，从而使得生产效率低下、技术落后企业被淘汰，而存活企业为了生产而不断加大研发投入、提高技术创新能力，最终使地区技术创新水平和全要素生产率得到全面提升。其三，FDI技术外溢的产业关联效应则是指FDI进入东道国有助于与当地企业建立上下游产业关联，而这种产业关联会起到知识中介的作用，促使本地企业更便捷地、更有效率地学习外资企业先进技术和经验。因此，在Audretsch and Feldman[22]（1996）的知识生产函数的基础上，即知识生产函数的原型是将研发支出作为投入、技术进步作为产出的模型为，其中A为技术进步变量，R&D为技术研发支出，将外商直接投资引入该模型，Ai，t可以表示为C-D形式
（2）式中：S为劳均国内R&D支出;FDI为外商直接投资对我国各地区溢出的外部研发资本存量。结合式（1）和式（2）并对两边取对数，得到
（3）式中：a0，t=lnC.不失一般性，随机误差v在面板数据模型中允许截面同期相关和时间序列相关，即vi，t，I和T分别为截面单元固定效应和时间固定效应;
为期望为零的独立同分布随机变量，即
N.除了资本和劳动等要素的投入以外，还有影响区域经济发展、且与要素投入相关的其他重要因素。比如市场化水平、区域基础设施、城市化水平、政府财政等。以相邻两年生产率之比
（4）其中：便表示地区i在t年相对于t-1年的增长率。目前表示地区产业结构是否反映当地比较优势的指标较为少见。根据新结构经济学理论，各地区产业结构调整与经济增长需与当地比较优势一致才会获得竞争力和发展优势。Perloff（1957）注意到各地区比较优势导致的区域经济增长差异，并将由当地经济结构调整导致的区域经济增长差异分解为需求方面的结构效应和供给方面的竞争效应。结构效应综合衡量了驱动区域经济增长的需求因素，衡量了由结构变化引起的增长效应以及经济增长的长期变化趋势，是地区长期动态优势的反映;而竞争效应从经济的供给方面衡量了驱动区域经济增长的供给因素，反映了区域在利用本身优势条件（较高的劳动生产率、丰富的要素和资源禀赋、优惠的政策等）发展其主导产业、进行专业化生产的能力。根据其提出的转移份额分析法（Shift-share analysis），区域经济增长根据比较优势不同可以分解为3个部分：区域分摊的国家增长的份额、区域经济增长的结构效应和区域产业结构的竞争效应。即 （5）式中：gi为区域经济增长率;g*为全国经济增长率;s为区域经济增长与全国相比的差异，这一差异被称为“转移份额”。由于全国经济增长率g*在一定时期对各个地区来说是外生给定的，因而可以将其看作常数。结合（4）与（5），则可得到
（6）其中：.而转移份额s主要包括两种效应：一是由区域产业结构发展引起的结构效应（Composition effect），用MIX表示。如果某产业或部门在国家产业结构中具有强势的发展潜力，且在区域总体经济结构中亦占有重要地位，那么就说该区域经济增长中具有结构效应。结构效应从经济的需求方面反映了经济增长和产业结构的长期变化趋势。结构效应的测算方法为
（7）式中：E为各产业就业数量;i为各产业;r和n分别为区域和全国;括号中的项表示从t到t+1期全国层面上第i产业就业增长率与全国就业增长率的差额。二是区域经济增长的竞争效应（Competition effect），用DIF表示。如果区域中某产业与该产业的国家水平相比具有更高的增长率，且在区域经济结构中亦占有重要地位，就说该区域经济增长中具有竞争效应。该指标从经济的供给方面衡量了区域经济系统中优势产业的短期竞争力和驱动区域经济增长的供给因素，反映了区域在利用本身优势条件（较高的劳动生产率、丰富的要素和资源禀赋、优惠的政策等）发展其主导产业、进行专业化生产的能力。竞争效应可表示为
（8）式（8）括号中的项表示从t到t+1期区域层面第i产业增长率与同类产业的全国平均增长率的差异。如果一区域的某产业部门比国家同部门效率更高，那么就认为该区域的产业结构具有竞争效应。于是由式（6）可分别得到以下两式
则式（4）、（9）与（10）便是文中要检验的模型。
2 指标测度与数据说明文中选取2003—2018年我国34个省级行政区中的30个内陆省份和直辖市省际（地区）面板数据进行实际测算。各类省际面板数据均由历年各省市统计年鉴整理计算而得，部分数据直接取自“中经网”以及“国研网”数据库。下面详细说明各个变量的选取和计算方法。
产业结构的结构效应（MIX）和竞争效应（DIF）
用19个行业的从业人员数来计算产业结构效应和产业结构竞争效应。这19个行业包括：农、林、畜、渔业，采矿业，制造业，电力、燃气及水的生产和供应业，建筑业，交通运输仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育，卫生、社保和社会福利，文化、体育和娱乐业，公共管理和社会组织。数据来源于2004—2019年中国统计年鉴，单位：万人。
2.2 劳均资本存量（k）
相关资料中没有现成的固定资产投资和流动资金年末价值数据可以利用，文中采用永续盘存法来计算固定资产净值，即
（11）为利用固定资产价格指数计算的各省市每年的全社会固定资产投资实际额，δ为折旧率，根据张军[23]等（2004）将折旧率设定为96%.在确定基年固定资产存量时，文中直接采用了张军等（2004）提供的以2000年当年价格计算的资本存量。各省资本存量总额与劳动就业人数的比例便是人均资本存量，单位：元。
2.3 各省劳均研发资本存量（S）
该指标同样采取永续盘存法进行计算。
（12）R&D为第t年的研发支出，数据可以在中国科技统计年鉴和各省统计年鉴获取;δ为研发资本的折旧率，因为绝大部分的研发资本是以物质资本存在，文中这里将折旧率也视为9.6%.对于研发资本存量So的设定，沿用Coe and Elhanan[24]（1995）和Coe[25]等（1997）在CH模型中对S0的设定方法
（13）式中：g为研发支出的年均对数增长率，而各省份年对数增长率为In（R&Dt/R&Dt-1）。各省研发资本存量总额与劳动就业人数的比例便是劳均研发资本存量，单位：元。
2.4 劳均外商直接投资存量（FDI）
外商直接投资数据来源于各省统计年鉴，用年平均汇率对数据进行单位换算。FDI存量数据依据国内资本存量的计算方法进行测算，进而用各省外商直接投资存量除以就业人数得到劳均外商直接投资存量，单位：元。
2.5 其他控制变量
劳动力就业用各地区年底从业人员数（万人）衡量，数据来源于历年《中国统计年鉴》。人力资本（h）用各省人均教育支出额（元）来表示人均人力资本状况，并采用居民消费价格指数以2003年为基期对数据进行价格调整。市场化水平（Market）以非公有制经济在国民经济中的比重表示，数据来源于2004—2018年各省市统计年鉴。城市化水平的提高不仅有利于集聚效应的充分发挥，还有利于产业结构向着高度化、高附加值化、知识化和服务化的方向发展。城市化水平（Urban）以各省市城镇人口占总人口比重表示，数据来源于2004—2019年各省市历年统计年鉴。公共基础设施是产业发展的载体，能够促进厂商之间技术交流与合作，从而增强技术外溢效应，对厂商劳动生产率的提高、进而产業结构优化具有促进作用。公共基础设施发展水平（Pub_inv）以劳均基本建设支出表示，数据来源于2004—2019年各省市历年统计年鉴。政府财政支出（Gspend）以省域每年人均财政支出数量（单位：元）。劳均地区生产总值（Agdp）用地区生产总值与总人口数的比重来表示。由于方程中含有劳均GDP的一阶滞后项，将该变量样本扩展至2002年，以保证样本完整性。所有货币价值的数据以2002为基期进行价格调整。数据来源于2003—2019年《中国统计年鉴》和各省市统计年鉴。
3 计量模型估计与结果说明
3.1 考虑内生性的全国样本的估计结果估计模型之前首先要选择适宜的面板数据模型。由于模型解释变量中存在劳均地区生产总值的滞后项，势必导致变量的内生性问题。无论使用固定效应、随机效应模型还是FGLS模型，可能都会导致估计系数有偏和不一致。为了得到无偏、一致的估计量，文中采用面板广义矩（GMM）进行估计。面板广义矩估计法有差分广义矩估计（DIF-GMM）和系统广义矩估计（SYS-GMM）之分，由于差分GMM估计量的有限样本特性较差，尤其是当滞后项和随后的一阶差分项存在非常弱的相关性时，工具变量较弱，此时采用系统广义矩估计更有效、偏差也更小。以下对于式（7）（14）（15）的估计均基于系统GMM估计法。表1列出了式（7）（14）（15）的系统GMM估计结果。 表1显示，各方程中系数联合显著性的Wald检验均在1%水平拒绝解释变量系数为零的原假设。Sargan统计量和Hansen统计量对应的p值均大于10%，说明选择的工具变量是有效的。尽管AR（1）统计量显示各方程残差的一阶差分项存在一阶负相关，但AR（2）统计量的伴随概率均在10%以上，因此原模型中残差不存在自相关。可见，文中工具变量的选择是合适的，模型估计结果是可取的。各方程中外商直接投资（lnFDI）均具有显著的正参数估计，说明外商直接投资具有明显的技术溢出效应。这一结果与文献[2]的FDI推动产业结构升级、促进经济增长的结论一致，但她并未对外资与当地产业结构的短期融合方式和长期相互作用进行深入探讨。文中的分析在一定程度上弥补了这一缺憾。增长方程（7）和竞争效应方程（15）中该参数估计均在5%显著水平通过检验，而在结构效应方程（14）中通过检验的显著性水平仅为10%.这意味外商直接投资的技术溢出效应主要从供给方面通过作用于短期竞争因素来影响经济增长，而从需求方面对长期结构调整影响较弱，即外资与各地区短期优势融合度较高，而与长期优势不尽一致。各地区为促进当地经济发展，积极引进与当地目前的产业结构、优势资源和要素等匹配的外资，极大的促进了外资与当地资本的融合。外资的技术溢出效应有利于改善地区投资经营环境、加强厂商间技术交流与合作，推动技术创新与科技进步，加快了区域竞争优势的培育，进而从供给方面推动了经济的动态增长。但这种增长具有短期性，因为引入的外资从长远看并未对当地需求结构调整产生很明显的促进作用。因而各地区在制定引资政策时，不仅要关注经济发展和结构调整的当前状况，还要综合考虑区域经济和产业结构在未来的发展趋势和发展水平。各控制变量中，劳均国内资本（lnk）对经济增长及其结构效应和竞争效应均具有显著的促进作用，但对竞争效应的作用效果和显著性均大于结构效应。这说明国内资本投资在目前来看主要通过短期竞争因素作用于经济增长（比如根据当地优势资源和要素进行大规模投资等），而从长远来看通过需求方面的结构因素对经济增长的作用偏小，投资对经济的拉动作用不具有长期持续性。劳均研发支出（lnS）和人力资本（lnh）对经济增长及其结构效应和竞争效应的作用效果比较稳定，二者不仅从供给方面的竞争因素、而且从需求方面的结构因素对经济增长产生显著促进作用。公共基础设施投资（Inpub_inv）和政府财政支出（lnGspend）均在10%水平显著促进竞争效应的提高，而对经济增长和结构效应影响不显著，说明我国目前各地区基础设施投资和财政支出更多关注生产发展的短期效果，而未从需求方面考察结构调整的长期变化，使经济增长推进乏力。市场化水平（lnMarket）的参数估计在经济增长方程和结构效应方程中均在5%水平上为正，而在竞争效应方程中其参数估计却不显著，这意味着不断深化市场经济体制改革有利于推进产业结构调整、加快产业结构优化步伐、进而推进经济长期稳定增长，但短期内市场化水平的推进则未必产生预期效果，盲目推进市场化甚至妨碍当地优势资源有效利用和优势产业顺利发展，降低经济结构的竞争效应。城市化（lnurban）推进有利于经济增长中结构效应和竞争效应的提高，进而促进经济增长，但从长期来看对结构效应或经济需求结构的影响更大。上一期经济规模在各方程中的参数估计均显著为负，说明各地区经济增长存在明显的条件收敛趋势。
3.2 分地区的GMM估计结果为了分析各地区外商直接投资对产业结构影响的地区差异，将所选取的30省市分为东、中、西3个样本进行系统GMM估计，东部地区包括北京、福建、广东、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津和浙江11个省市，中部地区包括安徽、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江西和山西8个省份，西部地区包括广西、贵州、内蒙古、宁夏、青海、陕西、甘肃、四川、新疆、云南和重庆11个省市。估计结果中均给出了检验方程联合系数显著性的Wald统计量、检验扰动项自相关的Arellano-Bond AR（1）、AR（2）统计量和检验工具联合有效性的Sargan检验的统计量及其伴随概率，结果见表2.
表2中东、中、西部地区各方程的Wald检验、Sargan检验、Hansen检验、Arellano-Bond AR（1）检验和AR（2）检验结果显示，各方程都拒绝联合系数为零的原假设，接受工具变量有效性和残差项无自相关的原假设，计量方程估计结果是合理的。各控制变量对经济增长以及结构效应和竞争效应影响效果基本与表1基本一致，在此不再赘述。
从各地区外商直接投资对经济增长及其结构效应和竞争效应的相对影响差异来看，FDI对中部地区作用效果最大，西部次之，东部最小。这意味着外商直接投资的区位选择目前已开始西移，并在中部地区获得最显著的投资收益和技术溢出效应。我国东部地区历来是吸引外资最多的地区，外资在东部地区产业结构调整和经济发展中发挥了重要作用，但随着东部地区产业发展日趋成熟和产业结构日趋完善，东部地区原有的比较优势已得到充分利用，外资在该地区的边际收益出现下降趋势，因而多数外资企业为获得更多的投资收益开始向外资相对稀缺的中西部地区转移。西部地区由于地理位置偏远、城市稀疏、市场规模偏小以及产业集聚和相关产业的配套设施不够健全等原因，目前吸引外资依然较少，因而外资对当地经济增长及产业结构的影响有限（但其单位投资的经济效益依然大于东部地区）。而中部地区在地理位置上具有承东启西的优势，且市场规模、城市分布、产业布局及基础设施等发展水平较高，在市场功能、产业发展、要素成本等方面培育出明显的比较优势，已具备吸引外资、承接东部地区产业大规模转移的能力，因而外资在中部地区参数估计的显著性和系数值均大于东部和西部地区。
4 结语文中以新结构经济学理论为基础，根据转移份额分析法将区域经济增长差异分解为竞争效应和结构效应，并以知识生产函数为基础构建了外资对产业结构和经济增长的检验模型，进而采用面板系统GMM法检验了2003—2018年我国各省市吸引的外商直接投资对产业结构和经济增长的影响。结果表明：外商直接投资具有明显的技术溢出效应，且该效应主要从供给方面通过作用于短期竞争优势来影响经济增长，而從需求方面对长期结构调整影响较弱;从分地区的估计结果来看，外商直接投资对经济增长及其结构效应和竞争效应的影响在中部地区作用效果最大，西部次之，东部最小。研究结果为进一步优化利用外资结构、提高外资利用水平、促进产业结构调整和经济增长提供了重要的政策启示。 1）要注重引进外资结构与当地产业结构和比较优势（优势资源和要素等）相结合，通过发展与当地比较优势相一致的产业提高经济结构竞争效应，促进产业结构调整和经济增长。2）要注重引进外资的短期效应和长期效益相结合。随着资本积累和技术进步，如果外资的禀赋结构未发生相应改变，则产业结构的长期发展趋势便会偏离之前外资禀赋结构决定的产业结构，即引进的外资未与新的比较优势相一致，从而积累的外资可能面临边际回报递减。这就需要关注引进外资的长期效应，防止引进和利用外资中的盲目性。随着我国技术经济发展，国内资本与外资之间的技术差距日益缩小，在引进外资时应根据自身发展需要确定引进外资的数量、质量和层次，引进与本地区技术互补或具有更高技术含量的资本，以促进产业结构的长期发展和经济的持续增长。3）各地区应根据自身比较优势采取差别化的引资和产业发展策略。对于东部地区应进一步提升产业和技术，引进与新产业和技术（或新比较优势）相符的外资，并尽快将原有禀赋结构相一致的、边际收益趋于递减的外资企业向中西部地区转移;中部地区则要进一步完善基础设施和产业发展环境建设，促进产业集聚、扩大市场规模，提高引进外资的生产效率和经济效益;西部地区则要完善产业发展的配套设施和交通基础设施建设，克服地区间的地理障碍，同时通过陆路加强与周边国家联系与合作，扩大内外部市场，为有效引进外商直接投资、承接东部地区产业转移创造前提条件。
参考文献：
[1] Barrios S，Holger G，Eric S.Foreign direct investment，competition and industrial development in the host country[J].European Economic Review，2005，49：1761-1784.
[2]江小涓.中国的外资经济对增长、结构升级和竞争力的贡献[J].中国社会科学，2002（06）：4-14.
[3]黄志勇，许承明.FDI对上海产业结构影响的实证分析——基于面板数据模型的研究[J].产业经济研究，2008（04）：60-65.
[4]徐 东，栾贵勤，吴 哲.FDI对外贸易的产业结构调整效应分析——基于上海的时间序列数据分析[J].经济问题探索，2013（09）：42-46.
[5]周 燕，王传雨.我国外商直接投资产业结构转变效应实证分析[J].中国软科学，2008（03）：148-152.
[6]聂爱云，陆长平.制度约束、外商投资与产业结构升级调整——基于省际面板数据的实证研究[J].国际贸易问题，2012（02）：136-145.
[7]单俊辉，张玉凯.外商直接投资对我国产业结构的影响及对策[J].现代管理科学，2016（03）：52-54.
[8]王兆萍，马 婧.“中等收入陷阱”视角下经济开放、技术进步与产业结构升级——基于国际经验的比较[J].产经评论，2017（04）：25-38.
[9]魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响[J].经济研究，2002（04）：19-26.[10]刘 宇.外商直接投资对我国产业结构影响的实证分析——基于面板数据模型的研究[J].南开经济研究，2007（01）：125-134.
[11]朱东波，任 力.环境规制、外商直接投资与中国工业绿色转型[J].国际贸易问题，2017（11）：70-81.
[12]时乐乐，赵 军.环境规制、技术创新与产业结构升级[J].科研管理，2018（01）：119-125.
[13]罗 伟，吕 越.外商直接投资对中国参与全球价值链分工的影响[J].世界经济，2019（05）：49-73.
[14]赵 蕾，邵明新，边英姿.不同金融效率下FDI对于产业结构优化的影响——基于山东省17地市面板数据的实证研究[J].華东经济管理，2018（01）：12-17.
[15]贾妮莎，韩永辉.外商直接投资、对外直接投资与产业结构升级——基于非参数面板模型的分析[J].经济问题探索，2018（02）：142-152.
[16]林毅夫.新结构经济学——重构发展经济学的框架[J].经济学季刊，2010（10）：1-32.
[17]Perloff H.Interrelations of state income and industrial structure[J].The Review of Economics and Statistics，1957，39（02）：162-171.
[18]Lichtenberg F R，van Pottelsbergh de la Potterie B.International R&D spillovers：a comment[J].European Economic Review，1998，42（08）：1483-1491.
[19]张开迪，吴群锋，高 建，等.外商直接投资对大众创业的影响[J].中国工业经济，2018（12）：79-96.
[20]唐宜红，俞 峰，李 兵.外商直接投资对中国企业创新的影响——基于中国工业企业数据与企业专利数据的实证检验[J].武汉大学学报（哲学社会科学版），2019（01）：104-120.
[21]孙 早，韩 颖.外商直接投资、地区差异与自主创新能力提升[J].经济与管理研究，2018（11）：92-106.
[22]Audretsch D，Feldman M.R&D spillovers and the geography of innovation and production[J].American Economic Review，1996，86：630-640.
[23]张 军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952—2000[J].经济研究，2004（10）：35-44.
[24]Coe D，Elhanan H.International R&D spillovers[J].European Economic Review，1995，39（05）：859-887.
[25]Coe D，Elhanan H，Hoffmaister A.Nonh-south R&D spillovers[J].Economic Journal，1997，107（440）：134-149.（责任编辑：张 江）