在外商投资企业的溢出机制作用下，东道国的产业结构不断优化，体现在贸易结构上会发生转变。东道国的本土企业参与外商投资企业的全球生产网络，会按照外资发包企业的要求引进国外一流的先进技术和机器设备，获得外资发包企业的技术指导、员工培训机会等。因此，东道国本土企业尤其是参与外资配套的本土企业的技术进步离不开外资的溢出效应，本土企业的技术进步会促进企业的升级发展，带动东道国整体的产业结构调整。
3.消费调整机制
在东道国市场，外资企业的生产、研发、营销等众多的经济活动需要东道国的劳动力要素的支撑。外资企业由于领先的技术、先进的工艺以及现实的高薪收入也吸引着东道国居民进入。东道国的居民在开放经济的市场中，人均收入水平提升，发达国家或外资企业母国的消费理念和消费模式也不断地被东道国居民接受，引起东道国居民需求结构的变化。需求结构的调整也反映在东道国的贸易结构的转换中。
（二）中国贸易结构转换的表现参考蒋兰陵江苏省技术进步与出口贸易结构转换的相关性分析［J］华东经济管理，2008（9）
1.初级产品与工业制成品的相对比重显著改变
中国的出口商品结构自1986年开始发生结构性的转折，工业制成品占出口总额的比重从1986年的6357%不断上升，2007年工业制成品出口额为11562.67亿美元，占全部出口总额的比重已经达到9495%，在对外贸易商品结构中完全占据绝对优势地位。2008年在经济不景气的情况下，工业制成品的出口比重也高达9455%。由此可以看出，在过去的30多年间，中国出口商品结构实现了持续快速的高度化。
2.工业制成品内部结构的变化
伴随着工业制成品出口份额的极速上升，其内部其内部结构也产生了较大的变化。从表58的数据中可以看出，一是绝对值方面，2008年工业制成品的出口额已经突破万亿美元，高达1352736亿美元，是20世纪90年代初期水平的20多倍；二是从相对值来看，以纺织品为代表的劳动密集型产品所占比重在逐年下降，以化学品、机械和运输设备为代表的资本技术密集型产品所占比重在逐年上升。资本密集型产品占工业制成品出口总额的比重1991年仅为1969%，到2008年该比值已经上升到5564%，大大改变了以往主要倚重资源密集型和劳动密集型产品扩大出口的局面。
从出口商品的主要类别来看，出口商品结构已经由低技术含量的机电产品向知识、技术密集型的机电产品和高技术产品迈进。2008年高技术产品根据2002年7月国家统计局印发的《高技术产业统计分类目录的通知》，中国高技术产业的统计范围包括航空航天器制造业、电子及通信设备制造业、电子计算机及办公设备制造业、医药制造业和医疗设备及仪器仪表制造业共五类行业。计算机通信类产品同机电产品的计算上有重复，但不影响分析结论。出口额占工业制成品出口总额的比重为3072%，进口比重则高达4440%，其显示性比较优势系数从2004年（RCA=004）开始转负为正，竞争力不断提升。2007年机电产品出口额突破7000亿，达到7011.71亿美元，占出口总额的576%。2008年机电产品进出口总额达到1.36万亿美元，占中国进出口总额的53%。其进、出口额以及进出口总规模均已位居全球第二中国机电出口指南网。
直观地看，机电产品和高技术产品在出口总额、工业制成品中的比重不断增长，表明中国出口商品结构的升级。
（三）配套加工与出口商品结构升级的关系
为了考察中国吸引外资与贸易结构转换之间的关系，本文选定的解释变量为实际利用外资额，被解释变量有两个，M代表工业制成品占出口总额的比重，T代表资本技术密集型产品出口额。数据来源是历年的《中国统计年鉴》，时间跨度为1991—2008年。各个变量均取对数值，分别记为lnM、lnT和lnFDI。
1.ADF检验
用ADF检验方法分别对各个变量进行单位根检验。由表59可知，在5%的显著性水平下，所有变量的水平序列都是非平稳的，ADF检验值均大于给定显著水平的临界值。对于一阶差分稳定的时间序列变量，lnT变量存在一个单位根，变量不平稳。但是，所有变量的二阶差分都是平稳的，ADF检验值均小于给定显著水平的临界值。表明各个变量不存在单位根，是平稳的。于是可以判定所有变量为二阶单整序列，可以进行Granger检验。
表59ADF检验结果变量ADF检验值5%临界值结论lnM4976518‐1.962813不平稳D（lnM，1）‐2.343824‐1.964418平稳D（lnM，2）‐2.912689‐1.970978平稳lnT7994876‐1.962813不平稳续表变量ADF检验值5%临界值结论D（lnT，1）‐1.791715‐1.964418不平稳D（lnT，2）‐7504767‐1.966270平稳lnFDI2.035485‐1.962813不平稳D（lnFDI，1）‐3502132‐1.964418平稳D（lnFDI，2）‐6104571‐1.968430平稳注：N是指不包括常数项C和时间趋势T，滞后项阶数K由AIC准则决定，D表示差分。
2.Granger检验
格兰杰检验的结果，在滞后2期，5%的显著水平上，lnFDI是lnT、lnM的格兰杰原因，而lnT、lnM都不是lnFDI的格兰杰原因。这说明，中国的外商直接投资有助于解释中国产业结构升级、贸易结构转换的原因，是中国工业制成品出口比重上升、资本技术密集型商品出口额增加的原因。但是反过来，中国贸易结构的变化不是外商直接投资变化的原因，因此贸易结构转换与外商直接投资之间只有单向的Granger原因。
（一）附加值与内涵经济增长的关系
一国经济增长如果是由要素投入以外的因素即全要素生产率引起的，可以称为内涵式经济增长。全要素生产率（TFP）是衡量一个地区经济运行状况、反映该地区技术进步或技术效率等方面水平的综合指标。附加值在前面已经定义过，它是产品价值中剔除生产要素价值之后的剩余价值，这其实刚好与全要素生产率的定义相互对应。产品的附加值可以作为与全要素生产率相对应的量用来解释内涵式经济增长。莫涛（2007）建立了产品价值与经济增长之间的关系图。如果一国大多数企业产品的价值主要来源于基本价值，则该国的宏观经济增长就主要来源于生产要素的贡献；相反，如果一国大多数企业产品的价值主要来源于附加值，则该国经济增长的源泉主要是全要素生产率，其经济增长形式主要以内涵型为主莫涛汇率变动、产品附加值和内涵经济增长［J］国际金融研究，2007（1）：60。
（二）中国全要素生产率的估计
1.生产函数估计法
设生产函数为：Yt=AKatLbt，其中Y、K、L、t分别为产出、资本、劳动和时间；全要素生产率TFPt=A。a和b分别代表资本产出弹性和劳动产出弹性。
如果假定规模报酬不变，有a+b=1，上式变为Yt=AKatL1—at，对式子两边取对数并整理得到：ln（Yt/Lt）=lnA+aln（Kt/Lt），运用该式进行回归可得到a的值。最后可计算出全要素生产率TFPt=Yt/Kat♂Ltt♂b。纵观国际国内有关研究，比较一臻的看法是a取06，在规模报酬不变下，b是04，如世界银行（1987）、郭克莎（1993）、沈坤荣（1999）、张军（2003）。
2.中国基本要素禀赋状况
测算资本存量一般采用Goldsmith于1951年所开创、现正被OECD国家广泛运用的永续盘存法，基本公式为Kt=ItPt+（1+δt）Kt—1（Kt——t年的资本存量；It——固定资产投资；Pt——固定资产投资价格指数；δt——资本折旧）。《中国统计年鉴》中关于全社会固定资产投资（I）比较完整的数据是从1980年开始的。至于资本折旧水平，理论界已有文献的认识比较统一，基本都以5%作为折旧水平进行估算（郭庆旺、贾俊雪，2004；马拴友，2003等）。参考郭玉清（2006）的估算值，1980年的资本总存量为530797亿元。劳动存量的数据则直接来源于中国统计年鉴。
根据表511提供的数据可以分析出资本存量与劳动存量均呈增长的态势，前者的年均增长速度保持在10%—20%之间，后者的增长率区间较小，1990年劳动增长率高达1703%，其余年份在05%—4%之间变动。从资本存量与劳动存量的变化可以说明，江苏省的要素禀赋结构每年都在提升，资本的相对稀缺性在下降，劳动的相对丰裕度同时也在下降。K/L的比值呈积极的上升态势，从1986年的011亿元/万人增加至2007年的086亿元/万人，整个资源禀赋的结构得到优化。
表511中国1980—2007年的资本劳动数据单位：亿元、万人、%年份资本存量劳动存量资本增长率劳动增长率资本存量/劳动存量1980530797042361‐‐01119816542.081437258433220111982806072645295474359011198399355434643619332.520131984122036148197136437901519851510651498731643348016198618382.88512825252.8301719872192874527831.352.9301619882576537543345402.9401719892944889553290761.830171990332637964749513170301519913764045654919061.15016199243083326615212.141.01018199349812.74668083960990181994575154067455192209702219956603652680651463090025续表年份资本存量劳动存量资本增长率劳动增长率资本存量/劳动存量199675492.516895011.701.30027199785992.996982011.741.2603019989806652706377941.17032199911125970713948131.0703420001256906072085746097037200114193080730259511.30040200216063910737409960980432003183471.507443213250940482004211376107520017801.030562005245487207582515100830642006286961.20764001589076074200733729010769901646077086数据来源：根据历年《中国统计年鉴》计算整理而得。
3.全要素生产率的数值
总体看来，1980—2007年中国的全要素生产率比较平稳，基本上在030左右徘徊。从增长率的角度来进行分析，1980—1990年属于第一个阶段，这期间TFP属于较明显的负增长现象。说明这一阶段出现的技术进步不多，甚至由于宏观经济环境的因素没有出现什么技术进步。自20世纪90年代初期开始，TFP值平步上扬，从1991年的02242逐渐上升至2007年的037246。由此可见，在资本存量快速增长的依托下，中国不断提升技术的学习、消化、吸收能力，全要素生产率是推动中国经济内涵式增长的主要动力。尽管全要素生产率仍不是很高，但其基本发展态势已经充分说明中国产业结构整体正在不断优化，生产、出口商品的附加值也得到了提升，这一发展方向路线是十分明确的。
四、中国出口产品附加值与国家附加值分布
在前面贸易结构转换效应和全要素生产率增长两个角度的分析基础上，国内产品附加值的变化大体能反应产业链升级、产业结构调整的面貌。为了更明确地判断产品附加值的状况，最后一部分则从产品附加值的角度，利用联合国详细的贸易分类统计数据，展示中国出口产品的附加值分布状况以及国家附加值所处的水平。
（一）附加值的计算方法
采用SanjayLalletal（2005）的计算公式，首先计算出每种产品附加值的原始值。（见公式（56））其中，PCGNIj表示第j国的人均国民收入；Zij表示第j国第i种产品的出口额；∑ijZij表示第i种产品的世界总出口额。其次，将单位化得到的产品附加值标准化。（见公式（57））其中，S（i）表示第i种产品标准化后的附加值，US（i）表示第i种产品附加值的原始值，maxUS、minUS分别表示所有产品中原始值的最大值和最小值。
UniqueScore=∑j（PCGNIj×Zij∑ijZij）（56）
S（i）=（US（i）—minUS）/（maxUS—minUS）（57）
（二）中国附加值分布
根据UNCOMTRADE数据库提供的2007年全球近180个国家和地区的出口数据以及联合国的人均GDP的数据，按照HS2000编码制度对商品的分类，首先计算出2007年100多个国家实际22类97种商品附加值的原始值，找出其中的最小值和最大值，分别为00000001和90384747，然后将97种商品的原始附加值单位化，得到所有产品附加值的标准值S（i），其值的分布情况。
9381%商品附加值的标准值都在1以内，标准值大于1的商品主要集中在第11、第29、第32、第46、第50和第65这5种商品上，这些商品以油漆染料、有机化学品、编织品、蚕丝等资源型产品为主，这些产品虽然技术含量不高，但由于技术壁垒、运输成本或资源状况导致这些产品的附加值仍然很高。
