FDI與產業結構變遷
——來自中國的經驗證據

張鵬，鄒家駿

一、問題提出

改革開放以來，FDI對我國經濟的快速發展做出了較大貢獻。隨著經濟改革的進一步深入，我國引入FDI的態度產生了戰略差異。以2006年內外資企業所得稅合并為分水嶺，我國引入FDI從“來者不拒”轉變成了“主動挑選”，挑選的對象主要有三種類型：一是有利于我國高新技術發展的，二是有助于我國產業結構優化調整的，三是我國國民經濟產業發展中緊缺的。因此，從國家戰略層面看，我國希望借助于FDI調整優化我國的產業結構。事實上，2006年至2017年，我國第一產業比重從3.5%上升到7.9%，第二產業比重從50.7%下降到40.5%，第三產業比重從45.8%上升到 51.6%，產業結構確實得到了較大程度的優化調整。值得深思的問題是：這種結構優化跟FDI有沒有關系？如果兩者有關系，這種優化調整在多大程度上是FDI導致的？另外，我國各區域經濟發展基礎和發展水平有較大差異，國家綜合戰略布局顯示出差異化的政策扶持力度，這些外部條件會對FDI改進產業結構的效果產生較大影響，從而使得不同區域中FDI對產業結構影響的力度和特征有較大差異。基于此，本文擬采用面板門檻模型對上述問題進行探討。

二、理論基礎與文獻述評

產業結構優化包括產業結構合理化和產業結構高級化兩個方面。產業結構合理化指的是產業之間的協調程度，產業結構高級化指的是高新產業所處地位。

FDI促進產業結構合理化主要有主動選擇和被動競爭兩個傳導機制，主動選擇機制指的是在引入FDI投資過程中，東道國會對FDI質量進行一定程度的篩選，這種篩選包括FDI投資地域、投資產業、投資行業等，且會針對性地設置引導性制度優惠。此種制度設計會對東道國產業結構合理化產生積極影響。被動競爭機制指的是不同的FDI投資來源會對某些投資環境良好的東道國產生彼此之間的競爭，這種競爭使得FDI投資者會盡量契合東道國關于產業、環境、投資壁壘等方面的要求，從而間接促進了產業結構合理化。

FDI促進產業結構高級化的傳導機制包括產業關聯機制、人員流動機制和模仿示范機制（吳國琴，2016）。產業關聯機制指的是FDI投資會融入投資東道國的產業發展進程中，其發展過程會通過國民經濟投入產出過程與投資東道國的企業產生關聯效應，從而促進東道國產業高級化進程。人員流動機制指的是FDI投資者會通過跨國人力資源培訓、跨國人才流動等路徑提高投資東道國的人力資本水平和管理水平，從而間接促進東道國產業結構高級化。模仿示范機制指的是FDI投資者會對東道國企業的管理、研發、銷售等環節產生正向示范效應，從而促進產業結構高級化。綜合以上，主動選擇機制和被動競爭機制促進了東道國產業結構合理化，產業關聯機制、人員流動機制和模仿示范機制促進了東道國產業結構高級化。這兩者形成合力共同促進東道國產業結構優化升級。

從國外研究看，Blomstrom和Persson（1983）研究發現FDI通過其技術外溢效應推動了東道國的產業結構升級。但是Testa等（2011）認為，這種技術外溢效應可能在不同國家和經濟部門之間表現出較大的差異。Markusen（1999）認為FDI使東道國通過投入產出關系獲得高技術水平的中間產品，有助于技術升級和產業結構優化。Hunya（2002）認為FDI對東道國供應商提供的技術支持和管理培訓也有助于促進供應商的技術升級。不過，另外一些學者得出了不同的結論，如Zhou等（2002）發現，跨國公司對東道國同一行業的部分企業發展有正面作用，但對其他企業有顯著負面作用。不僅如此，Tanna（2009）認為FDI的大量引入可能導致東道國對FDI的過度依賴，從而將生產鎖定在某個固定生產環節，不利于東道國的整體產業升級。

從國內研究看，基本得到共識的觀點是：FDI促進了我國的產業結構升級并提高了我國產品的出口競爭力（文偉東等，2009；吳艷和賈忠，2014；李曉英，2018），但是 OFDI對產業升級的促進作用可能大于IFDI（賈妮莎等，2014；張林，2016）。由于我國與貿易國家之間的經濟周期協同性較弱，FDI對我國產業升級的促進會受到較大的負面沖擊（程惠芳和岑麗君，2010），所以我國FDI 的產業結構升級效應可能存在一定程度的虛擬性（唐艷，2011）。

在研究方法上，大多數學者使用頻率較高的是面板模型（肖黎明，2012）、面板向量自回歸（王靜，2013）、系統 GMM（范紅忠等，2015）、面板因子分析（盧鐵玲等，2015）和動態面板模型（鄭強和冉光和，2018）。也有部分學者采用門檻回歸模型驗證了FDI在促進我國產業結構升級過程中的門檻效應，這些門檻變量有：省級市場化指數（王靜，2014）、外商投資規模、“技術勢能”和市場規模（余泳澤，2012）、市場規模和勞動力成本（謝里和曹清峰，2012）、金融發展水平（周兵等，2014）。也有學者以FDI作為門檻變量，研究FDI對經濟增長的促進作用（徐建中等，2018）和產業集聚對全球價值鏈地位提高的促進作用（楊仁發和李娜娜，2018）。

在FDI促進我國產業結構升級區域差異的原因問題上，現有研究集中在探討空間溢出效應、環境分權效應及空間異質性（于文超，2015；彭星，2016）、人力資本人口配置結構差異（劉家悅等，2016）和FDI進入方式差異（左勇華和黃吉焱，2017）等。基本得到認可的結論是：FDI促進我國產業結構升級的作用呈現顯著的區域差異（彭繼增，2015；李東坤和鄧敏，2016；李政等，2017），但這種差異在東、中、西三大區域表現出不穩定的特征，如彭繼增（2015）認為東、西部地區多數省份FDI對其產業結構優化升級具有正向影響，但是中部地區多數省份FDI對其產業結構優化升級具有負向影響。而李政等（2017）認為FDI對東部地區創新效率的提升作用沒有中部和西部地區明顯。卓乘風和鄧峰（2018）進一步整合了現有研究，認為各地區在推動產業結構升級過程中存在“以鄰為壑”的現象，且在東、中、西部地區存在顯著差異。

綜合以上，國外對FDI促進產業優化升級的研究側重于理論證明和實證檢驗，國內學者的研究方法較為多樣，研究視角比較分散，國內外研究結論呈現出不同程度的差異。總體上，FDI對產業升級的促進效應基本上得到了理論證明和實證驗證，但是FDI對我國區域產業升級的區域影響差異還沒有得出統一結論，研究方法上也較少采用多重門檻回歸進行分類驗證。本文在此基礎上采用面板門檻回歸模型對上述問題進行探討，以期得到更加全面的結論。

三、模型構建

（一）模型構建

本文研究重點為FDI對各省份產業結構的影響及作用機制，首先構建面板模型進行檢驗，模型形式如式（1）：

在（1）式中 I ndustryit表示各省份產業結構狀況， Xit表示核心解釋變量， C ontralit表示控制變量，a為待估參數，eit為隨機擾動項，mit為個體固定效應。

如果線性模型結果不理想，可以進一步考慮FDI對于各省份產業升級是否存在門檻效應。門檻效應是指當模型中某一個自變量的取值趨近某個特定取值的時候，因變量會發生結構性突變的現象。將其表達為一個數學方程時為一個分段函數，用分段函數形式表示如式（2）：

在（2）式中g為門檻值，iX為外生解釋變量且要求與擾動項ie不相關。將上述分段函數合并寫成式（3）：

在（3）式中IM 為示性函數，當滿足括號里面的條件時取值為1，反之取值為0。Hansen①Hansen B.E. Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference[J]. Journal of Econometrics, 1999,93(2): 345-368.（1999）首次提出利用兩步估計法對（3）式進行估計，完成門檻模型的參數估計后需要驗證每個門檻值在樣本數據集中是否真的存在結構性突變，Hansen定義了門檻回歸的似然比檢驗（Likelihood Ratio）統計量，如式（4）：

通過自舉法（Bootstrap）方法可以得到LR檢驗統計量的經驗分布。如果LR大于經驗臨界值則可以推斷出存在門檻效應，認為模型中存在一個門檻值。在得到一個門檻效應后，還需要繼續檢驗是否存在更多的門檻效應，直至所有通過顯著性檢驗的門檻值都被找到。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

目前產業結構優化水平并沒有統一的衡量標準，本文采用目前主流的產業結構高級化和產業結構合理化兩種指標進行分析。

（1）產業結構高級化（IU）：產業結構高級化是產業結構優化的重要維度，一般用產業結構層次系數作為工具變量。常用的系數指標有非農產業的比重、產業結構層次系數、Moore結構變動指數、高新技術產業比重等。基于傳統的非農產業產值占比已無法反映產業結構變動趨勢（干春暉，2011），同時考慮到數據的可獲得性，本文采用第三產業產值與第二產業產值之比作為中國產業結構高級化的測度指標。

（2）產業結構合理化（TI）：產業結構合理化既能反映產業之間的協調程度，又能反映資源利用的有效性，它是對要素投入結構和產出結構耦合程度的一種衡量（干春暉等，2011）。綜合已有產業結構合理化指標，本文認為泰爾指數（Theil Index）兼顧考察三大產業產值與就業的偏離以及不同產業的經濟貢獻，采用該指標能夠更加合理地反映各省份產業結構的合理化程度。泰爾指數具體計算公式為式（5）：

式（5）中， Yi,mYm表示m地區第i產業在該地區生產總值中的比重， Li,mLm表示m地區第 i產業中從業人員占所有就業人員的比重②泰爾指數同時反映了產業產值結構及各產業人員就業結構。若泰爾指數值為0，表明產業結構處于均衡狀態，若其值不為0，表明產業結構偏離均衡狀態。數值越大偏離程度越明顯。。三次產業增加值數據來自國家統計局數據，三次產業就業人員數數據來自地方統計年鑒數據③其中黑龍江省2011年至2013年三次產業就業人員數缺失，故黑龍江省2011年至2013年的泰爾指數無法計算，計量運算時視為缺失值。。

圖1展示了各省份泰爾指數2004—2016年間的年平均值，結果顯示：上海、北京、天津及浙江等東部沿海省份泰爾指數較低，表明其產業結構配置較為合理；內蒙古、甘肅、云南及貴州等中西部省份的泰爾指數較高，其產業結構有待改善。

圖1 各省份泰爾指數年平均值（2004—2016年）

2. 核心解釋變量

本文利用外商投資企業投資總額和外商投資企業注冊資本作為衡量外商企業投資的主要指標。由于我國公布的外商投資企業投資總額和外商投資企業注冊資本為美元計價，本文首先根據美元兌換人民幣的年匯率價格折算為人民幣，再利用當年的固定投資價格指數進行平減調整。調整后的外商投資企業投資總額占固定資產投資總額的比重記作FDIt，調整后外商投資企業注冊資本占固定資產投資總額的比重記作FDIr。

3. 控制變量

本文選擇的影響產業結構優化的其他控制變量主要包括：

（1）固定資產投資存量（invest）。為了計算出不同年份各省份的固定資產投資存量，本文采用了大多數研究所使用的永續盤存法（葉宗裕，2010；葉明確和方瑩，2012），其基本公式可以表示為式（6）：

其中 K (t)為第t年末各省份實際固定資產投資存量，K (t - 1 )為第t-1年末各省份實際固定資產投資存量， I(t)為第t年各省份實際固定資產投資流量。d為資產折舊率，梳理以往文獻對折舊率的界定標準，本文以張軍等（2004）計算出 9.6%的固定資產折舊率為標準。由于《中國統計年鑒》并沒有給出初始的資產存量，對于初始資產存量的認定，借鑒Hall和Jones（1999）的計算公式It= I (g +d)進行計算。其中I為初始年份的固定資產流量，d為固定資產折舊率，g為固定資產投資年均幾何增長率。借鑒葉明確和方瑩（2012）的處理方法，以不同省份初始年份的GDP增長率替代。最后利用當年的固定投資價格指數進行平減調整，得到不同年份中不同省份固定資產投資存量的實際值，對其進行對數線性化處理后記作lninvest。鑒于固定資本投資實際作用到產業結構調整具有一定滯后性，本文使用固定資產投資存量滯后一期數據，記作L.lninvest。

（2）環境規制（ER）。環境規制對經濟增長的內在動力和產業結構存在較大影響，如政府通過制定環境保護政策和污染物的排放標準等方式，鼓勵和引導高污染、高耗能企業的轉型升級。本文收集各地區實際污染治理投入來衡量環境規制強度，具體的計算方法為：

（3）人力資本水平（edu）。人力資本是產業結構轉化的基礎，它決定了產業結構轉化的速度、方向和效果（靳衛東，2010），隨著人力資本水平的不斷提高，人力資本積累效應和外部效應將通過調整經濟發展所依賴的比較優勢實現經濟增長和產業結構升級（代謙和別朝霞，2006）。本文采用平均受教育年限測度各地區人力資本水平，具體如式（7）：

其中edu表示平均受教育年限；primary為小學在校生人數；junior為初中在校生人數；senior為普通高中在校人數；secondary為中職在校生人數；vocational為大學專科在校生人數；college為大學本科在校生人數；graduate為研究生在校生人數；pop為6歲及以上人口數量。

（4）經濟發展水平（perGDP）。本文使用各省份的人均GDP（元）來代表經濟發展水平，利用當年的GDP平減指數消除通貨膨脹因素的影響，對數線性化處理后記作lnperGDP。

（5）政府規模（gover）。本文利用政府一般財政預算支出占該地區生產總值比重衡量政府規模，記作：gover。

（6）技術轉讓（tech）。本文利用該地區技術合同成交額占該地區生產總值比重來代表該地區引進吸收外部技術情況，記作：tech。

（7）自主研發水平（patent）。本文利用該地區國內專利申請總量來指代該地區自主研發能力，對數線性化處理后記作lnpatent。

（8）高等院校數量（school）。本文利用各省份高等院校數量衡量科研力量儲備情況，對數線性化處理后記作lnschool。

（9）基礎設施（road）。本文采用人均城市道路面積測度基礎建設水平。

（10）信息化水平（telecom）。本文采用各省份電信業務總量占生產總值的比重測度各省份信息化水平。

（11）市場化程度（MI）。市場化程度反映該地區經濟制度狀況的綜合情況，利用王小魯、樊綱的《中國分省份市場化指數報告》中的市場化指數總得分數作為各省份的市場化程度的代理變量。具體的變量選擇見表1。

表1 變量選取及測度方法

（續表）

鑒于相關原始數據的可獲得性和統計口徑的差異，本文收集除西藏及港澳臺以外的30個省份2004—2016年的面板數據。數據來源于《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國分省份市場化指數報告》、中經網統計數據庫及各省份的地方統計年鑒。

表2顯示了模型中涉及變量的基本描述性統計信息。其中FDIt的最小值僅有0.049，最大值為 13.425，兩者相差巨大，說明我國不同省份對外商資金的利用存在較大差異。FDIr的情況與FDIt情況類似。因此，各省份對外資利用情況的巨大差異為本文研究FDI對產業結構優化升級的影響提供了良好的研究樣本。①《中國分省份市場化指數報告》旨在對我國各省、自治區和直轄市市場化改革進展的總體情況和不同方面的進展情況進行評價。

表2 變量描述性統計

表3報告了本文選取的變量之間的Pearson相關性分析結果，與描述性統計結果類似，產業高級化（lnIU）與外企注冊資本比例（FDIr）及外企投資總額比例（FDIt）均在 1%的顯著性水平上呈現正相關關系，初步推斷FDI可能會導致當地產業結構的轉型升級。而產業合理化（lnTI）與外企注冊資本比例（FDIr）及外企投資總額比例（FDIt）均在1%的顯著性水平上呈現負相關關系；由于泰勒指數（TI）越趨近于零表明產業結構越合理，相關性檢驗的符號也為負號，初步表明FDI的擴大也會促進當地產業結構趨于合理化。

表3 變量相關系數

四、實證分析

（一）線性模型分析

各省份產業結構升級具有一定的連續性，當期產業結構會受到前期的影響。基于這種滯后性的特點，可以考慮將被解釋變量的滯后期納入模型的解釋變量中；同時模型中被解釋變量和解釋變量之間也存在一定的內生性，此時普通面板數據模型的估計是有偏且不一致的。為了納入滯后期變量和減輕模型內生性，本文首先采用SYS-GMM方法進行估計。SYS-GMM將內生變量的差分滯后項作為工具變量（IV），能夠解決GMM估計中弱工具變量問題，同時采用兩步法（Two-Step）估計有助于減輕序列相關和異方差問題。

表4 SYS-GMM估計結果

運用SYS-GMM方法的估計結果如表4所示①模型（1）至模型（3）為產業結構合理化（lnTI）作為被解釋變量的估計結果，模型（4）至模型（6）為產業結構高級化（lnIU）作為被解釋變量的估計結果。其中模型（1）和模型（4）不引入FDIt和FDIr變量以作對照，模型（2）和模型（5）引入FDIt變量，模型（3）和模型（6）引入FDIr變量。。模型（1）至模型（6）中的Sargan檢驗的p值均大于 0.1，表明上述模型設定中均不能拒絕過度識別正確的原假設，而AR（1）和 AR（2）的p值也表明隨機擾動項存在顯著的一階序列相關，但二階序列相關不顯著，符合SYS-GMM模型的相關假定。因此，SYS-GMM模型中工具變量的選擇和模型設定均是合理的。

表4展示了FDI對各省份產業結構調整的效應。在產業結構合理化方面，MI的估計系數在5%和1%的顯著水平下顯著，表明每當變量MI增加一單位，在其他因素不變的情況下，產業結構合理化（lnTI）程度會提升0.5%-1.5%。FDIt和FDIr的估計系數均在1%的顯著水平下顯著，表明每當FDIt升高一單位，在其他因素不變的情況下，產業結構合理化（lnTI）程度會提升3.43%；每當FDIr升高一單位，在其他因素不變的情況下，產業結構合理化（lnTI）程度提升11.1%。而產業結構高級化方面，FDIt和FDIr的估計系數均不顯著，MI的估計系數也僅在模型（4）中顯著，表明FDI對產業結構高級化（lnUI）并不存在顯著的線性關系。

SYS-GMM模型中還引入了FDI（FDIt和FDIr）與MI的交互項。模型交互項的實證結果具有兩層含義：一是市場化程度是否為FDI對產業結構調整的有效作用路徑之一；二是FDI在市場化程度提高的情況下能否繼續促進產業結構調整。在產業結構合理化方面，交互項 FDIt×MI和FDIr×MI均在1%的顯著水平下顯著，且交互項系數為正，表明市場化是FDI推動產業結構調整的途徑之一，但隨著市場化程度的上升，FDI對于產業結構合理化的效果也在減弱。而在產業結構高級化方面，交互項FDIt×MI和FDIr×MI的系數均不顯著，表明FDI對于產業結構高級化并不存在顯著的線性關系，FDI與產業結構高級化之間的關系需要進一步探究。

（二）門檻模型分析

鑒于SYS-GMM的實證結果表明FDI與產業高級化（lnIU）不存在顯著線性關系，本文考慮建立面板門檻回歸模型進一步探究FDI對產業結構高級化是否存在門檻效應。選取的門檻變量為各省份的市場化指數，本文設定的門檻模型如式（8）：

考慮到我國不同區域之間差異較大，為了將地區差異納入分析框架，本文將30個省份劃分為東部地區、中部地區以及西部地區②東部地區：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、遼寧；西部地區：四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古。，然后分組對比考察FDI（FDIt和FDIr）對于產業結構高級化（lnIU）的門檻效應。具體方法為：首先根據式（8）計算出F統計量，然后通過自舉法（Bootstrap）抽樣得到p值，最后判斷出是否存在門檻效應。在得到第一個門檻效應后，還需要繼續尋找和檢驗是否存在更多的門檻效應，直至尋找到所有顯著的門檻效應。門檻效應檢驗結果見表5。

表5 單一門檻效應檢驗結果

由表5可知，不同地區的單一門檻檢驗結果存在較大差異。FDIt和FDIr在全部樣本和西部地區中的 LR統計量都拒絕不存在門檻效應的零假設，且在 1%-5%的顯著性水平下顯著，表明FDIt和FDIr在全部樣本和西部地區中至少存在一個門檻值；東部地區中FDIt的LR統計量都拒絕不存在門檻效應的零假設，且在5%的顯著性水平下顯著，表明FDIt在東部地區至少存在一個門檻值；而中部地區FDIt和FDIr沒有通過門檻效應的顯著性檢驗，表明其在中部地區不存在門檻效應。三大地區的門檻效應似然比檢驗如圖2所示。圖2給出了三大區域單一門檻的似然比序列隨門檻值變化的函數趨勢圖，圖中的虛線為5%顯著性水平下對應的臨界值。

圖2 分區域的門檻效應似然比檢驗圖

由表 5的門檻值對比可知，在門檻效應顯著的全部樣本、東部地區和西部地區中，無論是FDIt還是FDIr作為解釋變量，其門檻變量市場化程度（MI）對應的門檻值都處于6.3附近。這說明若想利用FDI促進當地產業結構高級化，必須營造一個自由的市場環境，加快要素流動速度，降低技術轉移門檻，使得外商的先進技術和優秀管理經驗能夠被本土企業吸收再創造，最終轉化為本土企業的核心競爭力。而分區域對比可知，西部地區的門檻效應最為顯著，說明當前西部地區需要進一步出臺外商投資的鼓勵政策，吸引更多、更好的外部資本推動本地區的產業結構升級調整；而FDI對于中部地區不存在門檻效應，表明中部地區的產業結構升級調整并沒有過多地借助外商資源，可能更多的是承接東部沿海地區的產業轉移。

表6顯示了雙重門檻的檢驗結果。由表6結果可知，全部樣本以及劃分為三大區域的子樣本中FDIt和FDIr的LR統計量均沒有達到臨界值，表明FDIt和FDIr對于產業結構高級化不存在雙重門檻值。由于雙重門檻均不顯著，所以無需檢驗是否存在更多的門檻值。

表6 雙重門檻效應檢驗結果

確定FDIt和FDIr對部分區域的產業結構升級調整具有結構突變的門檻效應后，統計不同區域不同年份市場化指數的分布情況如表7所示。三大區域的市場化指數平均值從東部到中部再到西部依次呈現遞減趨勢。

表7 各區域不同年份市場化指數統計結果

（續表）

表8顯示了分區域門檻回歸的結果。模型（1）和模型（2）為東部地區的模型估計結果，由于東部地區的市場化程度普遍較高，可能由此導致東部地區只有突破門檻值，變量系數才是顯著的；估計系數符號為正，表明盡管東部地區經濟發達程度明顯高于其他兩個區域，但是FDI對于東部地區的產業結構高級化依然有顯著的促進作用。模型（3）和模型（4）為中部地區的估計結果，在低市場化水平時，FDI對于產業結構高級化具有一定促進作用，不過當跨越門檻值后系數變為不顯著，表明FDI對中部地區的產業結構升級作用不明顯。

由表 5可知西部地區的門檻效應是顯著的，而且門檻變量市場化程度（MI）的門檻值都為6.51。結合表8中模型（5）和模型（6）的結果可知，當該地區省份的市場化指數跨越6.51的門檻時，FDIt對于產業結構高級化的估計系數由0.331提升到0.651，FDIr對于產業結構高級化的估計系數由0.553提升到1.121。這進一步說明當該地區的市場化程度較低時，雖然該地區發展潛力巨大，但是由于自身市場開放程度低、各種市場壁壘較多，阻礙了外商資本的資金流入和技術轉移；隨著市場的進一步開放，各種生產要素的流動速度加快，有助于本土企業接觸更多先進技術，推動本地區的產業結構優化。另一個可能的原因是：市場化程度的提高也將擴大產品市場的覆蓋范圍，產品市場的繁榮必將帶動與之配套的銷售服務等第三產業的興起，這種由產品市場擴張催生出的第三產業也將助力于本地區的產業結構的高級化。

表8 分區域門檻回歸結果

（續表）

五、結論及啟示

本文利用面板門檻回歸模型驗證了FDI對我國產業結構優化升級的經濟效應及區域差異，主要結論是：總體上看，FDI確實促進了我國產業結構的合理化，但是隨著我國市場化程度的提高，該促進作用呈現衰減趨勢。FDI對我國產業結構高級化的影響不存在線性關系，東、中、西三大區域表現出不同的特征差異。其中西部地區存在加速門檻，東部地區存在分化門檻，中部地區不存在門檻效應。隨著市場化進程的加快，東、西部地區FDI進一步促進了區域產業結構高級化，但中部地區則表現出較明顯的逆向特征；隨著市場化進程加快，這種促進作用在減弱，跨越市場化門檻值后該促進作用不再顯著。基于上述結論，本文有如下啟示：“主動挑選”原則。

第一，我國在引進FDI時應繼續堅持在引進FDI時的“主動挑選”原則。隨著我國人口紅利的逐漸喪失，我國對FDI吸引力有一定程度減弱。以美國為首的發達國家實施的產業回流政策對我國FDI流量和存量也造成了顯著的負面沖擊，但是我國不能因此而放松對FDI的“主動挑選”，在吸引外資問題上應該堅持主動挑選、寧缺毋濫。同時，由于FDI在促進我國產業結構合理化時會隨著市場化進程的加快而呈現出衰減趨勢，我國產業結構優化升級不能過分依賴 FDI，更應該從自身經濟發展戰略、區域經濟發展規劃方面入手。

第二，FDI的引進和利用應該堅持因地制宜原則。跨越市場化程度門檻值后，東、西部FDI對產業結構高級化有顯著的正向影響，但是中部地區表現出逆向特征。這說明FDI對產業結構高級化的影響呈現顯著的區域差異。因此，我國在引入FDI時，應該更多考慮不同區域“經濟俱樂部”的發展特征，制定不同的引資戰略，在財政、稅收、用地、用工方面采取差異化的優惠和監管措施。

第三，中部地區應該努力打通FDI促進產業結構升級的傳導機制。和東部相比，中部地區面臨著區位劣勢；和西部相比，中部地區面臨著政策扶持劣勢，其經濟發展受到自身資源區位稟賦和宏觀政策差異的束縛。從FDI數據看，中部地區近5年的FDI存量和流量分別占東部地區的64.87%和 17.55%。從政策角度看，西部大開發戰略已經形成了西氣東輸、西電東送等標志性工程，中部崛起戰略卻還停留在初始階段。因此，中部FDI在促進產業結構優化升級中的示范效應、被動競爭和人員流動等傳導機制都沒有充分挖掘出來。隨著市場化進程的加快，中部地區更依賴于自身資源、自身產業規劃布局和宏觀政策調控來推進產業結構調整，可能形成了不利用 FDI影響產業升級的惡性循環。因此，為進一步推進產業結構優化升級，中部地區應該努力打通FDI促進產業結構升級的傳導機制。