楊建清

（東莞理工學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易系，廣東東莞523808）

一、引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是一國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的主題，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的目標(biāo)便是產(chǎn)業(yè)優(yōu)化與升級(jí)。在區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化、經(jīng)濟(jì)全球化浪潮不可阻擋的今天，任何一個(gè)國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整都不可能脫離商品和生產(chǎn)要素的跨國流動(dòng)而獨(dú)善其身。尤其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于新常態(tài)下的中國而言，更應(yīng)該進(jìn)一步改革開放，充分利用國際市場，通過對外直接投資來推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化與升級(jí)。

一國對外直接投資與其產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間的關(guān)系是國際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中的一個(gè)較新的命題，現(xiàn)有不少研究直接或間接地觸及到了該命題。從較早的研究文獻(xiàn)來看，存在正負(fù)兩種效應(yīng)之爭。正效應(yīng)論者認(rèn)為一國對外直接投資能有效地在國際國內(nèi)兩個(gè)市場配置資源，提高資源的利用效率，從而有利于推動(dòng)和促進(jìn)母國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級(jí);而負(fù)效應(yīng)論者認(rèn)為，對外直接投資會(huì)導(dǎo)致投資國國內(nèi)某些產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)發(fā)展不足而衰敗，其比較有影響的論點(diǎn)當(dāng)數(shù)“產(chǎn)業(yè)空心化”之說。近年來的研究基本都支持正效應(yīng)論，特別是許多學(xué)者從實(shí)證的角度證實(shí)了對外直接投資能促進(jìn)母國國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)。但是現(xiàn)有研究普遍忽略了一個(gè)重要問題，即對外直接投資對一國各區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級(jí)可能會(huì)帶來不同的效應(yīng)，特別是我國各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平極不平衡，對外直接投資差異很大，其效應(yīng)大小比較應(yīng)該引起我們的高度關(guān)注。因此，本文首先將在理論分析的基礎(chǔ)上，利用實(shí)證模型檢驗(yàn)不同區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y的產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)，最后提出本文研究的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)九十年代以來，國內(nèi)外不少學(xué)者開始就對外直接投資的母國產(chǎn)業(yè)升級(jí)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)與研究。Salvador、Gorg和Strob（2005）通過對愛爾蘭的對外直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后也發(fā)現(xiàn)，由于跨國公司對中間投入品的需求一部分會(huì)從投資國的國內(nèi)市場獲得，從而引致投資國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。[1]江小涓和杜玲（2002）認(rèn)為對外直接投資會(huì)從企業(yè)內(nèi)部、產(chǎn)業(yè)內(nèi)部和產(chǎn)業(yè)之間三個(gè)層面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。[2]趙偉和江東（2010）通過建立簡單的回歸分析模型，對我國對外直接投資對產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用進(jìn)行回歸分析，實(shí)證結(jié)果顯示對外直接投資有效地促進(jìn)了我國產(chǎn)業(yè)升級(jí)。[3]但是，也有一些學(xué)者對此提出了不同觀點(diǎn)。趙明等（2013）選取江蘇省1991～2010年間的對外直接投資存量、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重的年度數(shù)據(jù)，建立了VAR模型，分析了該省對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)性。結(jié)果表明，OFDI和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在著長期均衡關(guān)系，其中 OFDI與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重呈負(fù)相關(guān)，與第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重呈正相關(guān)。[4]潘穎、劉輝煌（2010）使用1990～2007年的數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單回歸分析得出了另外不盡相同的結(jié)論，他們認(rèn)為對外投資短期內(nèi)不會(huì)促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)升級(jí)，但長期來看可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。[5]而范歡歡等（2006）利用自回歸分布滯后模型分析進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，但得出了我國對外直接投資不能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)的結(jié)論。[6]

三、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究目的，綜合已有研究文獻(xiàn)，設(shè)定如下基本的計(jì)量模型:

在（1）式中，i表示第i個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），t表示第t年，f表示不隨時(shí)間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，η表示不隨地區(qū)變化的時(shí)間固定效應(yīng)。μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。W為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)，ODI為對外直接投資，另外還選取了一些影響產(chǎn)業(yè)升級(jí)的其他控制變量，本文中主要包括國內(nèi)固定資產(chǎn)投資（KD）、對外貿(mào)易（TR）、外商直接投資（FDI）、研發(fā)資本存量（SD）與居民收入水平（IN）;各變量的具體解釋和說明如下。

1.被解釋變量:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)

目前，許多學(xué)者提出了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平測度的方法，本文擬采用徐德云（2008）的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)法測定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，[7]主要是因?yàn)樵摲椒茌^好地考察一個(gè)國家或地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)演變狀況。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要趨勢表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)值在整個(gè)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)總值中所占比重不斷上升，而第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，所以，在設(shè)計(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)指標(biāo)時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)賦值最大，第二產(chǎn)業(yè)居中，而第一產(chǎn)業(yè)賦值則最小。據(jù)此將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)指標(biāo)設(shè)定為W=Y1+2Y2+3Y3，其中 Y1、Y2、和 Y3分別為第一、第二以及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，同時(shí)各省、市、自治區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值以2003年為基期進(jìn)行了折算;W表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)，其取值在1到3之間，若該值越小，則表示某國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越低，若該值越大，則表示某國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高。

2.主要解釋變量:對外直接投資

對外直接投資統(tǒng)計(jì)量主要有存量指標(biāo)和流量指標(biāo)，本文擬使用流量指標(biāo)來衡量各地區(qū)的對外直接投資，并將各地區(qū)的對外直接投資流量按當(dāng)年時(shí)間加權(quán)平均匯率予以調(diào)整。

3.控制變量

（1）國內(nèi)固定資產(chǎn)投資。固定資產(chǎn)投資是一國（地區(qū)）產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本條件，并且隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及方式的轉(zhuǎn)換，更多的固定投資將投資于先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備，從而促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的升級(jí)。筆者使用“永續(xù)盤存法”（Perpetual inventory approach）對國內(nèi)固定資產(chǎn)投資KD進(jìn)行計(jì)算，其基本公式為:

上式中KDit為i省在t時(shí)期的實(shí)際固定資產(chǎn)投資存量，Iit表示在t時(shí)期i省的實(shí)際投資量，Pit為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。本文以2003年為100，vit表示i省在t時(shí)期的實(shí)際折舊，本文假定為5%。

（2）對外貿(mào)易。對外貿(mào)易對產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響可以歸結(jié)為:一是隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，許多行業(yè)的產(chǎn)品在國內(nèi)市場的有效需求已達(dá)極限，通過對外貿(mào)易可以解決我國過剩的生產(chǎn)能力;二是通過對外貿(mào)易，可以購買自然資源來彌補(bǔ)國內(nèi)資源瓶頸，獲取產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需關(guān)鍵資源，相關(guān)產(chǎn)業(yè)得以發(fā)展，產(chǎn)業(yè)競爭力提高;三是對外貿(mào)易可以發(fā)揮比較優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。該指標(biāo)本文擬采用進(jìn)出口總額來衡量，并按當(dāng)年加權(quán)平均匯率加以調(diào)整。

（3）外商直接投資。外商直接投資的大量流入，除了使東道國增加資本存量，提高投資質(zhì)量之外，對東道國經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的根本性影響還在于其技術(shù)溢出效應(yīng)，外商投資企業(yè)的存在會(huì)給東道國國內(nèi)內(nèi)資企業(yè)帶來技術(shù)進(jìn)步和要素生產(chǎn)率的提高，[4]從而促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。另外，外商投資企業(yè)的進(jìn)入還會(huì)加劇國內(nèi)市場的競爭，效率低下的企業(yè)將遭淘汰，從而優(yōu)化了資源在產(chǎn)業(yè)間的配置，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化與升級(jí)。該指標(biāo)本文擬采用實(shí)際利用外商直接投資額予以衡量，并按當(dāng)年時(shí)間加權(quán)平均匯率予以調(diào)整。

（4）研發(fā)資本存量。研發(fā)資本投入大小決定了技術(shù)進(jìn)步水平，而技術(shù)進(jìn)步會(huì)導(dǎo)致不同產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平發(fā)生變化，進(jìn)而導(dǎo)致勞動(dòng)力在不同產(chǎn)業(yè)之間流動(dòng)，從而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。[8]另外技術(shù)進(jìn)步會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工和導(dǎo)致新興產(chǎn)業(yè)的不斷出現(xiàn)，從而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的根本性變革。[9]該指標(biāo)本文擬采用R＆D予以衡量，為了消除價(jià)格變動(dòng)因素的影響，利用GDP平均指數(shù)以2003年為基期進(jìn)行調(diào)整。

（5）居民收入。居民收入水平的高低直接決定了消費(fèi)能力和結(jié)構(gòu)，隨著我國居民收入水平的不斷提高，消費(fèi)需求層次不斷提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)，進(jìn)而引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也隨之優(yōu)化與升級(jí)。該指標(biāo)本文擬采用各省人均GDP予以衡量，并以2003年為基期予以調(diào)整。

實(shí)證研究樣本選取2003～2013年我國31個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。本文將選取的31個(gè)樣本?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）按國家有關(guān)部門的劃分標(biāo)準(zhǔn)劃分為東部、中部以及西部三個(gè)地區(qū)。東部地區(qū)包括11個(gè)?。▍^(qū)、市），分別是北京、天津、上海、遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南;中部地區(qū)包括8省（區(qū)、市），分別是山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、河南、湖南、湖北;西部地區(qū)包括12省（區(qū)、市），分別是四川、重慶、云南、陜西、甘肅、西藏、廣西、新疆、內(nèi)蒙古、貴州、寧夏和青海。統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國研網(wǎng)、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。另外，實(shí)證分析時(shí)對原始序列數(shù)據(jù)均進(jìn)行了對數(shù)處理，這樣不僅可以消除樣本數(shù)據(jù)可能存在的異方差，還可以更容易得到平穩(wěn)數(shù)據(jù)，而且也不會(huì)改變序列相互關(guān)系和性質(zhì)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

根據(jù)前述理論分析和有關(guān)數(shù)據(jù)，利用Stata11軟件對計(jì)量模型（1）進(jìn)行了兩方面檢驗(yàn):首先進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，并報(bào)告了固定效應(yīng)回歸結(jié)果;其次是使用工具變量法和系統(tǒng)廣義估計(jì)法對固定效應(yīng)回歸結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.固定效應(yīng)回歸結(jié)果分析

表1報(bào)告了面板固定效應(yīng)回歸的結(jié)果。在使用固定效應(yīng)模型之前，首先通過Hausman檢驗(yàn)來確定是選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是選擇固定效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，方程適用于固定效應(yīng)估計(jì)，固定效應(yīng)回歸結(jié)果如表1所示。

表1 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

從全國角度來看，對外直接投資對我國產(chǎn)業(yè)升級(jí)起到了促進(jìn)作用，并且在10%顯著性水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，但與其它影響因素相比，對外直接投資回歸系數(shù)較小，只為0.0372。造成這種現(xiàn)象的原因可能有二:

一是我國對外直接投資規(guī)模不大。雖然近幾年我國對外直接投資流量增長速度較快，并且2012和2013年連續(xù)兩年位居全球第三大對外直接投資國，但由于我國對外直接投資起步較晚，致使我國的對外直接投資存量到2013年底也只有6604億美元，僅僅位于全球第11位，存量規(guī)模制約了我國對外直接投資產(chǎn)業(yè)升級(jí)整體效應(yīng)的發(fā)揮。

二是作為微觀主體的企業(yè)在進(jìn)行對外直接投資時(shí)，更多的是出于企業(yè)自身利益的考慮，缺乏宏觀上的以產(chǎn)業(yè)升級(jí)為目的的戰(zhàn)略考量，因此，企業(yè)對外直接投資的主體、投資的區(qū)位及投資的產(chǎn)業(yè)選擇都存在不利于提升我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的地方。

從各地區(qū)的角度來看，對外直接投資對東中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的效應(yīng)存在明顯差異。東部地區(qū)對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在顯著正相關(guān)，其原因可能在于:從事對外直接投資的主體主要集中在我國東部沿海經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，且東部地區(qū)企業(yè)海外擴(kuò)張經(jīng)驗(yàn)相對于中西部地區(qū)企業(yè)要豐富，同時(shí)東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度較高，其對外直接投資能通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和競爭效應(yīng)更好地促進(jìn)其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化和升級(jí)。中部地區(qū)和西部地區(qū)對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)升級(jí)都有一定的促進(jìn)作用，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，其主要原因是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)對外直接投資規(guī)模偏小所致。同時(shí)，一個(gè)有趣的現(xiàn)象是中部地區(qū)的回歸系數(shù)（0.0015）遠(yuǎn)低于西部地區(qū)的回歸系數(shù)（0.0069），造成這種現(xiàn)象的可能原因是:西部地區(qū)雖然整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平要相對落后于中部地區(qū)，但西部地區(qū)的很多?。▍^(qū)、市）如云南、新疆、重慶等具有獨(dú)特的地理優(yōu)勢，進(jìn)行對外直接投資更加便利;另外，雖然中部地區(qū)對外直接投資近幾年有較快發(fā)展，但其對外直接投資也僅僅是剛剛起步，對外直接投資相對于其經(jīng)濟(jì)總量明顯偏低，因而對產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響就難以顯示出來。

2.穩(wěn)健性回歸結(jié)果

國內(nèi)外的相關(guān)研究中學(xué)者們越來越重視變量的內(nèi)生性問題，主要原因是該問題的存在可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不一致甚至發(fā)生偏差。為了考察本文的回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，下面將從兩方面對其進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）滯后效應(yīng)。由于對外直接投資及其他控制變量對產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響可能具有一定的滯后性，我們將對外直接投資和控制變量的滯后項(xiàng)分別作為各自變量的工具變量，然后使用面板固定效應(yīng)工具變量的方法對方程進(jìn)行回歸。這樣不僅可以有效降低當(dāng)期變量的內(nèi)生性，而且還會(huì)使尋找工具變量的難度有所降低。回歸結(jié)果如表2所示。

從表2可以發(fā)現(xiàn)，無論是全國還是東、中、西部地區(qū)的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響與固定效應(yīng)回歸結(jié)果在方向上完全一致，說明本文的結(jié)論在考慮滯后效應(yīng)情況下仍然比較穩(wěn)健。

表2 考慮滯后效應(yīng)的回歸結(jié)果

（2）動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)難以調(diào)整，因此具有一定的持續(xù)性，即當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)升級(jí)可能受到上一期產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響?？紤]到這種可能性，本文在方程（1）中加入被解釋變量的滯后一期作為解釋變量，將其擴(kuò)展為如下動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

由于本文選取的數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較短，在加入滯后項(xiàng)后會(huì)帶來內(nèi)生性問題。為了解決滯后項(xiàng)的存在造成估計(jì)結(jié)果的偏差，Arellano和 Bond（1991）建議針對動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的估計(jì)采用差分廣義矩估計(jì)法（Dif-GMM）。但是該方法仍然無法解決進(jìn)行差分廣義矩估計(jì)時(shí)因差分處理而使部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏差的問題，對此，Blundell和Bond（1998）提出了系統(tǒng)廣義距估計(jì)（Sys-GMM）。Sys-GMM在理論上對變量系數(shù)估計(jì)的有效性更好，也能較好地提升工具變量的有效性。表3報(bào)告了Sys-GMM的估計(jì)結(jié)果。

表3 動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

表3給出了工具變量是否過度識(shí)別的Sargan檢驗(yàn)及P值，Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均不顯著，說明工具變量的選取有效。殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)表明，方程中AR（1）均顯著，AR（2）均不顯著，說明差分后的殘差只存在一階序列相關(guān)但不存在二階序列相關(guān)，所以我們可以斷定原模型的誤差項(xiàng)無序列相關(guān)性?；貧w結(jié)果中，全國及東部地區(qū)對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)升級(jí)存在顯著影響，而中部地區(qū)和西部地區(qū)則影響不顯著，都與表1的回歸結(jié)果保持一致。此外，其他控制變量的回歸系數(shù)符號(hào)及顯著性基本與表1中得出的結(jié)論相符，由此可見，表1的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論及政策建議

1.結(jié)論

文章從區(qū)域視角切入，研究了對外直接投資對我國各區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級(jí)影響的差異，得出的主要結(jié)論有:對外直接投資有效促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)升級(jí)，但其作用相對其他因素偏小;東部地區(qū)的對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用較顯著，而中西部地區(qū)的對外直接投資對產(chǎn)業(yè)升級(jí)的作用不顯著，但西部地區(qū)的作用相對而言要大于中部地區(qū)。

2.政策建議

（1）加大力度，鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”。一是應(yīng)加強(qiáng)對“走出去”企業(yè)的信貸和信息方面的支持;二是要不斷完善海外投資的擔(dān)保制度，盡量降低我國企業(yè)在海外投資和經(jīng)營的風(fēng)險(xiǎn);[10]擴(kuò)大對外直接投資規(guī)模。與此同時(shí)，要適當(dāng)采取政策傾斜鼓勵(lì)和扶持中西部地區(qū)企業(yè)開展對外直接投資。

（2）改善對外直接投資的質(zhì)量與結(jié)構(gòu)。一方面，政府要不斷引導(dǎo)我國企業(yè)優(yōu)化對外直接投資的區(qū)位分布，特別是要鼓勵(lì)東部一些有競爭優(yōu)勢的企業(yè)大力開展“逆梯度”型直接投資，積極到歐美等發(fā)達(dá)國家和地區(qū)進(jìn)行投資，通過獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，加速促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與升級(jí);另一方面，要把我國已經(jīng)或即將喪失比較優(yōu)勢的“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移出去，為新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展騰出發(fā)展空間，推動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)升級(jí)。

（3）各地區(qū)尤其是中部和西部地區(qū)要提高產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)力度，通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)及產(chǎn)業(yè)內(nèi)競爭效應(yīng)更好地促進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化與升級(jí)。

（4）進(jìn)一步推進(jìn)西部大開發(fā)和中部崛起戰(zhàn)略，不斷培育中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生能力，縮小中西部地區(qū)和東部地區(qū)的發(fā)展差距，并以此促進(jìn)我國欠發(fā)達(dá)地區(qū)對外直接投資的發(fā)展。

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