田素華 李筱妍

(復旦大學 世界經(jīng)濟系，上海 200433 )

一、 引 言

中國國際直接投資流入(IFDI)和國際直接投資流出(OFDI)同時迅速發(fā)展引起了廣泛關注。鄧寧(Dunning，1981；1988；1996)提出的國際直接投資發(fā)展階段理論(1)J. H. Dunning, “Explaining The International Direct Investment Position of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach,” Weltwirtschaftliches Archiv 119 (1981): 30-64. J. H. Dunning, Explaining International Production (London: Unwin Hyman, 1988). J. H. Dunning, & J. D. Narula, Foreign Direct Investment and Governments: Catalysts for Economic Restructuring (London: Routledge, 1996).，將一國直接投資發(fā)展分為五個階段。第一階段為人均GDP在400美元以下，區(qū)位優(yōu)勢不足以吸引國際直接投資流入；第二階段為人均GDP在400美元至2000美元之間，國際直接投資流入開始增加，但對外直接投資微不足道；第三階段為人均GDP在2000美元至4750美元之間，國際直接投資流入速度開始放緩，對外直接投資增長速度上升，凈對外投資頭寸得到改善；第四階段是人均GDP超過4750美元時期，國際直接投資流出存量接近甚至超過國際直接投資流入存量，企業(yè)有能力與世界范圍內(nèi)的企業(yè)競爭；第五階段，凈對外投資頭寸開始下降，國際直接投資流入與國際直接投資流出維持相對平衡。

現(xiàn)有文獻多從“一帶一路”倡議切入，研究中國企業(yè)對外直接投資的原因。比如，Liu等(2017)研究發(fā)現(xiàn)(2)Y. Liu, Y. K. Tang, X. L. Chen, & J. Poznanska, “The Determinants of Chinese Outward FDI in Countries Along ‘One Belt One Road’,” Emerging Markets Finance and Trade 53.6 (2017): 1374-1387.，影響中國在“一帶一路”沿線國家直接投資的因素包括東道國的匯率水平、市場潛力、開放程度和基礎設施等。劉志東和高洪瑋(2019)研究發(fā)現(xiàn)(3)劉志東、高洪瑋：《東道國金融發(fā)展、空間溢出效應與我國對外直接投資——基于“一帶一路”沿線國家金融生態(tài)的研究》，《國際金融研究》2019年第8期。，中國在“一帶一路”沿線國家的直接投資不僅受東道國金融生態(tài)影響，還與周邊國家金融生態(tài)的空間溢出效應有關。政策激勵一直被認為是中國IFDI和OFDI快速發(fā)展的關鍵因素，從國際生產(chǎn)折衷理論(OLI)到“國家特定優(yōu)勢”理論，都強調(diào)政策因素對中國從FDI流入到FDI流出的影響。比如，裴長洪等(2010；2011)認為(4)裴長洪、樊瑛：《中國企業(yè)對外直接投資的國家特定優(yōu)勢》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2010年第10期；裴長洪、鄭文：《國家特定優(yōu)勢:國際投資理論的補充解釋》，《經(jīng)濟研究》2011年第11期。，母國優(yōu)勢是發(fā)展對外直接投資的重要因素，母國經(jīng)濟、文化等構(gòu)成了企業(yè)特定競爭優(yōu)勢，母國優(yōu)勢與企業(yè)自身優(yōu)勢相結(jié)合，可以更好地解釋中國對外直接投資的發(fā)展問題。Holtbrügge和Kreppel(2012)通過研究金磚國家對外直接投資的決定因素發(fā)現(xiàn)(5)Holtbrügge, D., and Kreppel H., Determinants of Outward Foreign Direct Investment from BRIC Countries: An Explorative Study, International Journal of Emerging Markets 7.1(2012)： 4-30.，中國企業(yè)對外直接投資背后是政府政策推動和支持。楊校美等(2014)研究認為(6)楊校美、張誠：《要素稟賦、政策傾斜與中國對外直接投資——基于省級面板數(shù)據(jù)的分析》，《國際貿(mào)易問題》2014年第5期。，國家政策傾斜顯著促進了中國各省對外直接投資的發(fā)展，并使對外直接投資在各省之間呈現(xiàn)收斂趨勢。Wang和Gao(2019)將中國對外直接投資政策分為“限制”(1978～1999)、“放松”(2000～2016)和“管制”(2017年以后)等階段(7)B. Wang, and K. Gao, “Forty Years Development of China’s Outward Foreign Direct Investment: Retrospect and the Challenges Ahead,” China & World Economy 27.3 (2019): 1-24.，認為中國對外直接投資發(fā)展，必須加大從數(shù)量增長到質(zhì)量增長的監(jiān)管和調(diào)整力度。相關研究還有Wang等(2012)(8)C. Wang, J. Hong, M. Kafouros, & A. Boateng, “What Drives Outward FDI of Chinese Firms? Testing the Explanatory Power of Three Theoretical Frameworks,” International Business Review 21.3 (2012): 425-438.、Wang和Wright (2012)(9)C. Wang, & M. Wright, “Exploring the Role of Government Involvement in Outward FDI from Emerging Economies,” Journal of International Business Studies 43.7 (2012): 655-676.、Sauvant等(2014)(10)K. P. Sauvant, & V. Z. Chen, “China Needs to Complement Its “Going-Out” Policy with A “Going-In” Strategy,” Social Science Electronic Publishing, 2014.。

現(xiàn)有文獻認為國際直接投資流入能顯著促進國際直接投資流出，比如，Apergis(2009)利用全球面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)FDI流入能顯著促進FDI流出(11)N. Apergis, “Foreign Direct Investment, Inward and Outward: Evidence from Panel Data, Developed and Developing Economies, and Open and Close Economies,” American Economist 54.2 (2009): 21-27.。崔新健等(2018)利用2000年至2015年中國省級面板數(shù)據(jù)分析了IFDI對OFDI的促進作用(12)崔新健、李健、冼國明:《“引進來”是否促進了“走出去”——基于省際層面數(shù)據(jù)的研究》,《經(jīng)濟問題探索》2018年第4期。，相關研究還有劉紅艷和崔耕(2013)(13)劉紅艷、崔耕：《中國企業(yè)如何從“引進來”到“走出去”——企業(yè)內(nèi)向國際化模式對外向國際化績效的影響》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2013年第4期。、Bano和Tabbada(2015)(14)S. Bano, & J. Tabbada, “Foreign Direct Investment Outflows: Asian Developing Countries,” Journal of Economic Integration 30.2 (2015): 359-398.、Yao等(2016)(15)S. Yao, P. Wang, J. Zhang, & J. Ou, “Dynamic Relationship between China’s Inward and Outward Foreign Direct Investments,” China Economic Review 40 (2016): 54-70.。有文獻研究了中國FDI流入促進FDI流出的機制。比如，潘文卿等(2015)從鄧寧的國際直接投資發(fā)展階段理論(IDP)出發(fā)(16)潘文卿、陳曉、陳濤濤、顧凌駿:《吸引外資影響對外投資嗎? ——基于全球?qū)用鏀?shù)據(jù)的研究》，《經(jīng)濟學報》2015年第3期。，基于國別面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，東道國市場規(guī)模越大，吸引FDI進入能力越強，外資流入對本國發(fā)展對外直接投資的促進作用越明顯。黃凌云等(2018)利用技術進步路徑解釋了吸引外商直接投資與發(fā)展對外直接投資之間的相互作用關系(17)黃凌云等:《對外投資和引進外資的雙向協(xié)調(diào)發(fā)展研究》,《中國工業(yè)經(jīng)濟》2018年第3期。。還有文獻基于微觀數(shù)據(jù)從企業(yè)層面研究FDI流入和FDI流出之間的互動發(fā)展機制。比如，李磊等(2018)通過微觀企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗了“引進來”對中國企業(yè)“走出去”的促進作用(18)李磊等:《“引進來”是否促進了“走出去”?——外商投資對中國企業(yè)對外直接投資的影響》,《經(jīng)濟研究》2018年第3期。，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率提高和前后向聯(lián)系效應是中國企業(yè)走出去的重要支撐。類似的研究還有陳琳等(2019)(19)陳琳等：《全球生產(chǎn)鏈嵌入位置如何影響中國企業(yè)的對外直接投資？》，《財經(jīng)研究》2019年第10期。。

現(xiàn)有文獻較少從人均GDP角度對IFDI促進OFDI發(fā)展的機制進行研究與檢驗，深入分解IFDI促進OFDI發(fā)展的直接效應和中介效應的研究尚不多見。本文從人均GDP入手，分析中國從引進外資到發(fā)展對外直接投資的人均GDP機制，檢驗IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應，以及人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展影響的調(diào)節(jié)效應和中介效應。構(gòu)建外資貢獻度指標和以歷年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》為基礎的外資強度指標，對中國引進外資促進對外投資的人均GDP機制進行分析與檢驗。本文從人均GDP角度對中國從FDI單向流入到FDI雙向發(fā)展的內(nèi)在機制給出了理論分析和經(jīng)驗證據(jù)。我們發(fā)現(xiàn)，IFDI基于人均GDP促進OFDI發(fā)展存在門檻效應，經(jīng)濟發(fā)展后IFDI更多的是通過人均GDP提升來促進OFDI發(fā)展。本文基于中國事實驗證和豐富了鄧寧的國際直接投資發(fā)展階段理論(IDP)，對中國制定和實施IFDI政策和OFDI政策有顯著的參考價值。

二、 理論分析

國際直接投資流入通過競爭效應和擠出效應直接促進中國OFDI發(fā)展，這是FDI流入促進OFDI發(fā)展的直接效應。FDI進入通過促進人均GDP增長，以及通過聯(lián)系效應和示范效應等，促進中國OFDI發(fā)展，屬于FDI進入促進OFDI發(fā)展的間接效應。外資貢獻程度和外資激勵政策也會影響IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用。我們將外資貢獻程度用在華外資企業(yè)銷售產(chǎn)值占年度工業(yè)總產(chǎn)值比重來描述。外資政策激勵有助于強化外資產(chǎn)出貢獻，考慮外資政策鼓勵后可以從外資產(chǎn)出角度更好地刻畫外資對中國經(jīng)濟的影響，因而可以更好地分析IFDI對OFDI影響的直接效應與間接效應。

(一) 理論模型

假設國民收入(INCOME)與外資進入(IFDI)有關，并受其他因素X影響；影響國民收入的其他因素包括貿(mào)易開放度、人力資本、金融發(fā)展程度、經(jīng)濟園區(qū)數(shù)量、國有企業(yè)比重和政府支出等，參見(1)式。其中t表示年份，i表示省區(qū)。影響國民收入的其他因素包括金融發(fā)展FIN、人力資本HM、國有企業(yè)比重SOE等。

假設國民收入(INCOME)部分用于消費等支出(EXPENDITURE)，部分用于對外直接投資(OFDI)。消費等支出(EXPENDITURE)包括居民消費支出(C)、企業(yè)國內(nèi)投資(I)、政府支出(G)、進口貿(mào)易(TB)等。參見(2)式。

對外直接投資(OFDI)除了決定于國民收入(INCOME)外，也受人均GDP(GDPPER)、外資貢獻度(FC)、外資強度(INTENSITY)等影響；人均GDP(GDPPER)是IFDI的函數(shù)。假設有B比重的國民收入用于對外直接投資，國民收入用于對外直接投資的比重與人均GDP(GDPPER)有關。參見(3)式。

INCOMEit=F(IFDIit;Xit)

(1)

EXPENDITUREit=Cit+Iit+Git+TBit

(2)

OFDIit=INCOMEit-EXPENDITUREit

=B·F(IFDIit;Xit)

(3)

我們對(3)式兩邊取全微分，省略t和i下標后得到(4)式。其中F′為國民收入對IFDI的一階導數(shù)。(4)式的含義是：人均GDP受到IFDI影響，IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用與人均GDP有關。

(4)

結(jié)合鄧寧的IDP理論和(4)式，我們給出以下假設：在IDP理論的第一階段，經(jīng)濟發(fā)展水平較低，F(xiàn)DI流入對FDI流出無顯著促進作用，人均GDP不影響IFDI對OFDI的促進作用；在IDP理論的第二階段，經(jīng)濟發(fā)展水平有所提高，人均GDP調(diào)節(jié)效應顯著，能有效強化IFDI對OFDI的促進作用；在IDP理論的第三階段，經(jīng)濟發(fā)展水平進一步提高，IFDI除了自身對東道國經(jīng)濟增長做出貢獻，還對東道國外資以外部門的經(jīng)濟增長做出貢獻，通過人均GDP中介效應促進OFDI發(fā)展(參見圖1)。

圖1 引進外資促進對外投資的人均GDP機制

(二) IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應與中介效應

中介效應是指解釋變量首先對中介變量產(chǎn)生影響(20)D. P. Mackinnon, J. L. Krull, & C. M. Lockwood, “Equivalence of the Mediation, Confounding and Suppression Effect,” Prevention Science the Official Journal of the Society for Prevention Research 1.4 (2000): 173-181.，再由中介變量對被解釋變量產(chǎn)生影響。調(diào)節(jié)效應意味著存在第三方變量干擾或強化解釋變量對被解釋變量的影響，即調(diào)節(jié)變量作用于解釋變量對被解釋變量的直接影響路徑。

當經(jīng)濟有一定發(fā)展以后，人均GDP能強化FDI流入對FDI流出的促進作用，人均GDP調(diào)節(jié)效應顯著。當經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，外資企業(yè)進入能提高東道國整體經(jīng)濟增長，促進東道國對外直接投資發(fā)展，人均GDP中介效應顯著(參見圖2)。

注： a×b表示FDI流入通過人均GDP促進OFDI發(fā)展的中介效應，c’為FDI流入促進OFDI發(fā)展的直接效應，d為人均GDP與IFDI存量交乘項系數(shù)，表示其對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應。

基于圖2，我們進一步給出以下三點判斷：第一，F(xiàn)DI進入以后，會提升中國國內(nèi)市場競爭程度，有助于價格機制發(fā)揮作用。技術水平較低的企業(yè)會因此退出市場，而技術水平較高的企業(yè)在競爭壓力下通過引進技術和加強研發(fā)等手段，不斷提高技術水平和產(chǎn)品質(zhì)量，進而促進經(jīng)濟總量和質(zhì)量提升，為企業(yè)對外直接投資提供資金與技術支持。第二，以外資企業(yè)為中心形成產(chǎn)業(yè)集群，通過人才交流、技術示范和供應鏈整合等外部溢出效應，帶動本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展。外資帶來的產(chǎn)業(yè)集聚效應推動了中國本地企業(yè)發(fā)展，以及通過聯(lián)系效應帶動價值鏈上下游企業(yè)發(fā)展，使中國本土企業(yè)在國際市場上更有競爭力。第三，外資行業(yè)鼓勵政策能提高外資進入強度。外資產(chǎn)業(yè)政策通過各種優(yōu)惠措施降低了外資企業(yè)在中國的經(jīng)營成本，有助于外資進入總量增加。在外資產(chǎn)業(yè)政策鼓勵下，外資企業(yè)進入能帶來更明顯的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應，并顯著提高中國企業(yè)的全球競爭能力，促進對外直接投資發(fā)展。

三、 數(shù)據(jù)與變量說明

我們選用2005年至2015年中國31個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。被解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量和解釋變量的說明參見表1。

表1 變量含義與數(shù)據(jù)來源

第一，解釋變量IFDIS。IFDIS表示實際利用外資額存量自然對數(shù)。各省區(qū)統(tǒng)計年鑒中只公布年度實際利用外資流量數(shù)據(jù)，本文參考單豪杰(2008)的方法(21)單豪杰:《中國資本存量K的再估算:1952～2006年》,《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2008年第10期。，將折舊率δ設定為10.96%，以1978年為基期，利用永續(xù)盤存法估計了各省區(qū)實際利用外資存量規(guī)模，即IFDISt=IFDIFt+(1-δ)IFDISt-1。其中IFDISt為t年度外商直接投資存量，IFDIFt為t年度外商直接投資流量。數(shù)據(jù)來自各省區(qū)統(tǒng)計年鑒。

第二，被解釋變量OFDIS。OFDIS表示對外直接投資額存量自然對數(shù)，數(shù)據(jù)來自各省區(qū)歷年《對外直接投資統(tǒng)計公報》。

第三，調(diào)節(jié)變量或中介變量。

GDPPER，表示人均GDP自然對數(shù)(22)鄧寧(1996)IDP理論使用的人均GDP為名義值。用人均實際GDP替代人均名義GDP的回歸結(jié)果不改變本文基本結(jié)論。因篇幅限制，我們僅報告人均名義GDP分析結(jié)果。，描述各省區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。依據(jù)是Dunning(1981)提出的IDP理論。該理論認為，人均經(jīng)濟發(fā)展水平與國際直接投資息息相關。在做IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應檢驗時，人均GDP為控制變量。

FC，表示外資貢獻度，等于外商投資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值比重，衡量外資進入的經(jīng)濟貢獻。原始數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。

INTENSITY，表示外資強度，等于國家層面分行業(yè)外資產(chǎn)業(yè)鼓勵相對指數(shù)與上一年該行業(yè)在本省工業(yè)產(chǎn)值中所占比重乘積。(23)我們以外資貢獻度FC和外資強度INTENSITY替代人均GDP做拓展分析，F(xiàn)C和INTENSITY說明與測算參見本文第六部分。

第四，控制變量?？刂谱兞繎獮橥瑫r對IFDI和OFDI產(chǎn)生影響的變量，若一個變量只對OFDI產(chǎn)生影響而與IFDI無關，則不加以控制也可以得到回歸系數(shù)的一致估計。根據(jù)理論分析和已有文獻對IFDI和OFDI的影響因素分析，我們選用以下控制變量：

EXIM，表示以境內(nèi)貨源地區(qū)統(tǒng)計的進出口貿(mào)易總額自然對數(shù)；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。

HM，表示人力資本存量自然對數(shù)。我們把人口受教育程度分為文盲、小學、初中、高中、大專及以上，并將對應的受教育平均年限設定為0、6、9、12、16年，根據(jù)各省區(qū)不同受教育程度人口占6歲以上人口的比重進行加權(quán)，得到相應省區(qū)年度人口的平均受教育年限。再用各省區(qū)的年度總就業(yè)人口乘以平均受教育年限得到相應省區(qū)的年度人力資本存量；(24)受限于數(shù)據(jù)，我們假設就業(yè)人口的平均受教育年限與各省區(qū)所有人口的平均受教育年限一致。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局和各省統(tǒng)計年鑒。

FINAN，表示金融機構(gòu)數(shù)量自然對數(shù)；數(shù)據(jù)來自中國人民銀行。

NUMBS，表示各種經(jīng)濟園區(qū)累計數(shù)量之和的自然對數(shù)。我們統(tǒng)計歸納了各省區(qū)設立的自貿(mào)區(qū)、高新技術開發(fā)區(qū)、經(jīng)濟技術開放區(qū)、經(jīng)濟特區(qū)和沿海開放城市等批準年份，將各省區(qū)年度擁有的各類經(jīng)濟園區(qū)數(shù)量累計相加后得到相應省區(qū)年度經(jīng)濟園區(qū)總量。原始數(shù)據(jù)來自國家商務部。

SOE，表示國有企業(yè)固定資產(chǎn)完成總額占全社會固定資產(chǎn)完成總額比重，用于衡量國有經(jīng)濟作用；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。

EXPENSE，表示政府支出占GDP比重；數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。

四、 基礎回歸與人均GDP門檻值

(一) 計量方程

參照前述理論分析和(4)式，我們構(gòu)建了計量方程(5)式，分析IFDI對OFDI發(fā)展影響的總效應。

OFDISit=β·IFDISit+γXit+ni+yeart+εit

(5)

在(5)式中，下標i和t分別表示省區(qū)(直轄市)和年份，ni為省區(qū)固定效應，yeart為年份固定效應，εit為隨機誤差項。OFDISit表示i省t年度對外直接投資額存量的自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度實際利用外資額存量的自然對數(shù)，Xit為控制變量，包括：人均地區(qū)生產(chǎn)總值GDPPER、貿(mào)易開放度EXIM、人力資本HM、金融發(fā)展程度FINAN、經(jīng)濟園區(qū)數(shù)量NUMBS、國有企業(yè)占比SOE和政府支出EXPENSE。

(二) 總效應回歸結(jié)果

表2給出了基于(5)式得到的計量分析結(jié)果(25)潘文卿等(2015)使用1980年至2011年全球146個經(jīng)濟體面板數(shù)據(jù)，分析吸引外資存量對對外投資存量的影響，研究結(jié)果表明，IFDI能顯著促進OFDI發(fā)展。李磊等(2018)使用2004～2013年“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”和《境外投資企業(yè)名錄》，將被解釋變量取內(nèi)資企業(yè)對外直接投資次數(shù)，解釋變量取外資溢出程度，研究發(fā)現(xiàn)外資進入能增加中國企業(yè)走出去的概率。本文的數(shù)據(jù)口徑與此類文獻有差異。崔新健等(2018)和本文使用的均為省級面板數(shù)據(jù)。崔新健等(2018)使用2000～2015年中國28個省區(qū)面板數(shù)據(jù)，將被解釋變量取對外直接投資流量，解釋變量取外商直接投資存量。本文參照潘文卿等(2015)的做法，選取對外直接投資存量自然對數(shù)值作為被解釋變量，選取外商直接投資存量自然對數(shù)值作為解釋變量，并加入多個與IFDI和OFDI均相關的控制變量進行計量檢驗，基礎回歸檢驗結(jié)果不同于崔新健等(2018)。?？紤]到進入中國內(nèi)地的FDI存在地區(qū)異質(zhì)性，我們將全體樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，進行分組回歸?；貧w結(jié)果表明東部地區(qū)IFDIS的系數(shù)大于0且統(tǒng)計檢驗顯著，但全體樣本與中西部地區(qū)IFDI對OFDI的促進效應不顯著。

表2 IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應檢驗：基礎回歸

我們根據(jù)IDP理論對2005年至2015年中國省級面板數(shù)據(jù)重新分組，并剔除人均GDP控制變量，回歸結(jié)果參見表3。表3表明，IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用均不顯著。鄧寧(1981)使用的數(shù)據(jù)為1967年至1978年共67個國家的國別面板數(shù)據(jù)，與本文使用的數(shù)據(jù)時間和數(shù)據(jù)層級均不相同，樣本數(shù)據(jù)差異可能是造成IDP分組回歸結(jié)果不顯著的重要原因。

表3 IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應檢驗：IDP分組回歸

(三) IDP理論的中國事實與門檻值

我們認為IDP理論中人均GDP發(fā)展階段的劃分不適用于中國，有必要建立門檻模型來尋找符合中國FDI雙向發(fā)展事實的人均GDP門檻值，并利用中國人均GDP門檻值進行分組檢驗。門檻值模型參見(6)式。

OFDISit=γ1·IFDISit(GDPPER

γ2·IFDISit(q1

γ3·IFDISit(GDPPER>q2)+β·Xit+εit

(6)

上述(6)式的下標i和t分別表示省區(qū)(直轄市)和年份，εit為隨機誤差項。OFDISit表示i省t年度對外直接投資額存量自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度實際利用外商直接投資額存量自然對數(shù)，GDPPER表示人均GDP自然對數(shù)，q1和q2為人均GDP門檻值；Xit為控制變量，包括：貿(mào)易開放度EXIM、人力資本HM、金融發(fā)展程度FINAN、經(jīng)濟園區(qū)數(shù)量NUMBS、國有企業(yè)占比SOE和政府支出EXPENSE。

以人均GDP作為門檻變量的雙重門檻結(jié)果統(tǒng)計檢驗顯著，三重門檻結(jié)果統(tǒng)計檢驗不顯著。因此，IFDI促進OFDI發(fā)展的人均GDP存在雙重門檻值。影響IFDI促進OFDI發(fā)展的人均GDP第一個門檻值為9.88(約19535元人民幣)，第二個門檻值為10.61(約40538元人民幣)，均在5%置信區(qū)間內(nèi)顯著。(26)采用2005年至2015年人民幣兌美元年度平均匯率的平均值(6.8772人民幣/美元)進行換算，得到影響對外直接投資發(fā)展的人均GDP的第一個門檻值約為2840美元，第二個門檻值約為5895美元。采用2018年人民幣兌美元年度平均匯率(6.6174人民幣/美元)進行換算，得到影響對外直接投資發(fā)展的人均GDP的第一個門檻值約為2952美元，第二個門檻值約為6126美元。鄧寧(1981)使用的數(shù)據(jù)為1967年至1978年67個國家的國別面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)不同可能是造成門檻值差異的原因。李輝(2007)以1980年至2005年聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議數(shù)據(jù)為基礎，認為2005年中國國際直接投資發(fā)展處于IDP理論的第二階段與第三階段之間。參見李輝：《經(jīng)濟增長與對外投資大國地位的形成》，《經(jīng)濟研究》2007年第2期。

回歸結(jié)果表明，當人均GDP自然對數(shù)值小于9.88時，IFDI存量規(guī)模增大能顯著促使OFDI存量增加，且IFDI存量每增加1%，OFDI存量能增加0.433%；當人均GDP自然對數(shù)值大于9.88且小于10.61時，IFDI存量每增加1%將帶來OFDI存量增加0.49%，比前一階段的促進效應更大；當人均GDP自然對數(shù)值超過10.61時，IFDI存量對OFDI存量的促進效應最大，IFDI存量每增加1%，OFDI存量將增加0.523%?？梢?，在人均GDP的不同階段，IFDI對OFDI發(fā)展都有顯著的正向促進作用；當人均GDP進入到更高階段后，IFDI對OFDI發(fā)展的促進效應更加明顯。這是國際直接投資分階段發(fā)展的中國經(jīng)驗，也為驗證IDP理論提供了中國的事實依據(jù)。

表4 IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應檢驗：門檻值分組回歸

使用上述人均GDP門檻值進行分組回歸，并控制省份和年份固定效應，得到的回歸結(jié)果參見表4。從表4可以發(fā)現(xiàn)，當人均GDP自然對數(shù)值大于10.61時，IFDI能顯著促進OFDI發(fā)展，IFDI存量每增長1%，OFDI存量將增長0.7%。人均GDP自然對數(shù)值小于9.88以及人均GDP自然對數(shù)值大于9.88且小于10.61的分組回歸結(jié)果統(tǒng)計檢驗不顯著。這與東部、中部、西部地區(qū)的分組回歸結(jié)果一致，也與理論分析一致。當人均GDP發(fā)展到一定水平時，引進外資才能有效促進對外投資。

五、 人均GDP的調(diào)節(jié)效應與中介效應

(一) 調(diào)節(jié)效應

東道國不同經(jīng)濟發(fā)展階段人均GDP對應的國際直接投資發(fā)展會有差異，經(jīng)濟發(fā)展水平提高以后人均GDP會強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用。我們建立的人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應計量方程參見(7)式。

OFDISit=d·IFDISit×GDPPERit+β1·IFDISit+

β2·GDPPERit+γXit+ni+yeart+εit

(7)

在(7)式中，下標i和t分別表示省區(qū)和年度，ni為省區(qū)固定效應，yeart為年份固定效應，εit為隨機誤差項。其中OFDISit表示i省t年度非金融類對外直接投資存量自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度國際直接投資流入存量自然對數(shù)，GDPPERit為調(diào)節(jié)變量，表示i省t年度人均地區(qū)生產(chǎn)總值自然對數(shù)；控制變量Xit與(6)式相同?；貧w結(jié)果參見表5。

表5的回歸結(jié)果顯示，加入所有控制變量后，人均GDP在全樣本中能有效強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用，當人均GDP提高1個百分點時，IFDI對OFDI的促進作用將提高0.126個百分點。東部地區(qū)人均GDP與IFDIS的交乘項系數(shù)為負，調(diào)節(jié)效應為負可能是因為東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，國際直接投資已進入到FDI流出高速發(fā)展但FDI流入增長緩慢階段，人均GDP能有效地直接驅(qū)動企業(yè)發(fā)展OFDI，而不是間接強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用。中部地區(qū)和西部地區(qū)交乘項系數(shù)的統(tǒng)計檢驗不顯著。

表5 IFDI促進OFDI發(fā)展的人均GDP調(diào)節(jié)效應

我們認為按照門檻值進行分組比簡單地按東中西部地區(qū)分組，能更準確地刻畫不同經(jīng)濟發(fā)展階段人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的影響。我們使用人均GDP門檻值做調(diào)節(jié)效應分組回歸，并控制省份和年份固定效應。回歸結(jié)果顯示(27)因篇幅限制，此處沒有詳細報告回歸結(jié)果。如果需要，可直接向本文作者索取。，當人均GDP自然對數(shù)值小于9.88并加入控制變量后，人均GDP的調(diào)節(jié)效應不顯著；當人均GDP自然對數(shù)值大于10.61時，人均GDP調(diào)節(jié)效應也不顯著。在9.88至10.61之間，人均GDP能顯著強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用，調(diào)節(jié)效應顯著。

(二) 中介效應

為了檢驗外資流入對外資流出的影響機制，根據(jù)理論分析，我們將人均GDP作為中介變量進行中介效應檢驗。參考MacKinnon(2000)、溫忠麟和葉寶娟(2014)關于中介效應的模型設定和檢驗方法，本文設定的中介效應檢驗方程參見(8)式至(10)式。

OFDISit=c·IFDISit+γXit+ni+yeart+εit

(8)

GDPPERit=a·IFDISit+γXit+ni+yeart+εit

(9)

OFDISit=c′·IFDISit+b·GDPPERit+γXit+ni+

yeart+εit

(10)

在(8)式至(10)式中，下標i和t分別表示省區(qū)和年度，ni為省區(qū)固定效應，yeart為年份固定效應，εit為隨機誤差項。其中OFDISit表示i省t年度非金融類對外直接投資存量的自然對數(shù)，IFDISit表示i省t年度國際直接投資流入存量的自然對數(shù)，GDPPERit為中介變量，表示i省t年度人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)；控制變量Xit與(6)式相同。

上述(8)式中系數(shù)c為IFDI對OFDI影響的總效應，(9)式中系數(shù)a為IFDI對中介變量人均GDP的影響；(10)式中系數(shù)b是控制了IFDI的影響后，中介變量人均GDP對OFDI的影響；系數(shù)c’是控制了人均GDP的影響后，IFDI促進OFDI發(fā)展的直接效應。IFDI促進OFDI發(fā)展的間接效應為系數(shù)a和b乘積，即中介效應；IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應c等于直接效應c’加上間接效應a×b。通過檢驗系數(shù)c、a、b、c’和a×b的正負號與統(tǒng)計顯著性，可以判斷IFDI對OFDI的影響是否通過上述中介變量進行傳導，即是否存在人均GDP中介效應，且可以計算出直接效應和中介效應占總效應的比重。

表6的檢驗結(jié)果顯示，人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的中介效應(0.249)與IFDI促進OFDI發(fā)展的直接效應(-0.034)符號相反，全樣本人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的中介效應不顯著。模型(3)和模型(4)為東部地區(qū)檢驗結(jié)果，IFDI對OFDI的直接效應在1%水平上顯著；人均GDP中介效應在10%水平上顯著。結(jié)合前文的特征事實分析可以看出，F(xiàn)DI流入會通過提高東部地區(qū)人均生產(chǎn)總值，使得企業(yè)有實力進行對外直接投資。中部地區(qū)和西部地區(qū)不存在IFDI促進OFDI發(fā)展的人均GDP中介效應，無法觀測到FDI流入影響人均GDP發(fā)展并作用于FDI流出的人均GDP中介效應機制。

表6 IFDI促進OFDI發(fā)展的人均GDP中介效應

我們根據(jù)人均GDP門檻值進行分組中介效應檢驗。檢驗結(jié)果顯示，人均GDP自然對數(shù)值大于10.61時，人均GDP影響IFDI促進OFDI發(fā)展的中介效應顯著，直接效應不顯著，IFDI對OFDI的促進作用完全通過人均GDP傳導。人均GDP自然對數(shù)值小于9.88以及人均GDP自然對數(shù)值大于9.88且小于10.61的分組，中介效應檢驗均不顯著。

將調(diào)節(jié)效應和中介效應檢驗結(jié)果整理后匯總展示，可以更直觀地看到人均GDP不同發(fā)展階段，引進外資促進對外投資發(fā)展的人均GDP影響機制(參見表7)。從表7可以看出，就全樣本而言，人均GDP調(diào)節(jié)效應顯著，能強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用，人均GDP中介效應不顯著。在東部地區(qū)和人均GDP對數(shù)值大于10.61(6000美元)的分組中，人均GDP中介效應顯著；人均GDP對數(shù)值大于9.88(3000美元)且小于10.61(6000美元)的樣本分組中，調(diào)節(jié)效應顯著，其他樣本分組的人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應和中介效應均不顯著。

表7 IFDI促進OFDI發(fā)展的人均GDP機制檢驗

以上分析表明，人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應和中介效應均存在階段性特征。在經(jīng)濟發(fā)展較低階段，人均GDP無法強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用；在經(jīng)濟發(fā)展中間階段，人均GDP能有效強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用，人均GDP的調(diào)節(jié)效應顯著；在經(jīng)濟發(fā)展更高階段，人均GDP調(diào)節(jié)效應轉(zhuǎn)為中介效應，IFDI通過促進人均GDP增長，進而促進OFDI發(fā)展。

六、 拓展分析

(一) 外資貢獻度與外資強度

全部GDP可以分為外資經(jīng)濟貢獻部分和非外資經(jīng)濟貢獻部分，外資進入會對當?shù)亟?jīng)濟增長直接產(chǎn)生貢獻。在外資產(chǎn)業(yè)鼓勵政策作用下，外資經(jīng)濟對本地經(jīng)濟的影響會得到強化。我們引入外資貢獻度(FC)和外資強度(INTENSITY)兩個指標，對人均GDP影響IFDI促進OFDI發(fā)展的作用機制做拓展檢驗。我們將外資貢獻度(FC)定義為外商投資及港澳臺投資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值的比重，計算方法參見(11)式，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。在(11)式中，yforeign,it=t年度i省區(qū)外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值；yj,it=t年度i省區(qū)j行業(yè)的工業(yè)銷售產(chǎn)值。

(11)

對外資強度用以下方法進行測算：我們對《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》進行梳理，根據(jù)鼓勵、限制、禁止等行業(yè)條目，通過賦值和加權(quán)處理得到t年度j行業(yè)的相對政策鼓勵指數(shù)markj,t。在(12)式中，markVj,t為t年度j行業(yè)的政策鼓勵賦值。我們結(jié)合省區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，搜集了《中國工業(yè)年鑒》中分省區(qū)2002年至2015年所有制造業(yè)細分行業(yè)(2分位制造業(yè))的工業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)，將分行業(yè)外資產(chǎn)業(yè)鼓勵相對指數(shù)與上一年該行業(yè)在本省工業(yè)產(chǎn)值中所占比重相乘，通過加總后得到t年度i省區(qū)的外資強度指標(INTENSITY)。外資強度計算方法參見(13)式。在(13)式中，INTENSITYit表示i省區(qū)t年的外資強度，markj,t表示j行業(yè)t年的國家外資產(chǎn)業(yè)相對鼓勵指數(shù)，yij,t-1表示i省區(qū)j行業(yè)t-1年的工業(yè)總產(chǎn)值。

(12)

(13)

外資貢獻度和外資強度與人均GDP的關系參見圖3。外資貢獻度刻畫的是經(jīng)濟增長中的外資部門貢獻，外資強度是對外資貢獻的進一步刻畫。外資進入能提高中國人均GDP水平和外資貢獻度；當政府進行外資產(chǎn)業(yè)政策激勵時，外資進入還表現(xiàn)為外資強度提高。人均GDP、外資貢獻度和外資強度提高，會顯著影響中國本地企業(yè)的全球競爭力，影響OFDI發(fā)展。對外資貢獻度和外資強度進行檢驗，可以進一步考察引進外資促進對外直接投資發(fā)展的人均GDP機制。

注： a×b表示FDI流入通過人均GDP或外資貢獻度或外資強度促進OFDI發(fā)展的中介效應，c’為FDI流入促進OFDI發(fā)展的直接效應，d為人均GDP或外資貢獻度或外資強度與IFDI存量交乘項系數(shù)，表示其對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應。陰影部分為非外資部門人均GDP。

(二) 調(diào)節(jié)效應和中介效應拓展分析

我們分別用外資貢獻度和外資強度替換人均GDP進行總效應、調(diào)節(jié)效應和中介效應檢驗，東部地區(qū)檢驗結(jié)果參見表8。可以看出，用外資貢獻度替代人均GDP后的檢驗結(jié)果顯示，IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應顯著，參見表8中的模型(1)；外資貢獻度的調(diào)節(jié)效應不顯著，參見表8中的模型(2)。外資貢獻度的中介效應顯著且中介效應占總效應比重約為21%，與人均GDP檢驗結(jié)果一致。用外資強度替代人均GDP后的檢驗結(jié)果顯示，IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應仍然顯著，參見表8中的模型(3)。外資強度的調(diào)節(jié)效應和中介效應均顯著，參見表8中的模型(4)。東部地區(qū)FDI流入會通過外資貢獻度和外資強度促進OFDI發(fā)展。

表8 東部地區(qū)IFDI對OFDI發(fā)展影響的拓展分析

對外資貢獻度的檢驗結(jié)果表明，東部地區(qū)外資貢獻度對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應不顯著，中介效應顯著。我們認為經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，外資對當?shù)氐慕?jīng)濟貢獻能直接促進OFDI發(fā)展。我們將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值減去外商及港澳臺商投資工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值，再除以年末人口總數(shù)，計算人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值(INDUS)，衡量經(jīng)濟發(fā)展中的非外資部門貢獻，并用人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值替代外資貢獻度進行IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應、調(diào)節(jié)效應和中介效應檢驗。檢驗結(jié)果參見表9。

表9 IFDI促進OFDI發(fā)展的非外資部門效應檢驗

(續(xù)表)

表9中東部地區(qū)的回歸結(jié)果表明，人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值與IFDI的交乘項在5%水平上顯著，表明非外資企業(yè)的經(jīng)濟貢獻能強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用；人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值的中介效應不顯著。(28)以人均非外資企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值作為中介變量進行的中介效應檢驗結(jié)果顯示，全體樣本、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的中介效應均不顯著。對經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)而言，外資部門經(jīng)濟增長能有效促進對外直接投資發(fā)展，即中介效應顯著；吸引外資帶來的非外資部門經(jīng)濟增長會通過調(diào)節(jié)效應強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用。

將所有拓展檢驗結(jié)果整理后得到表10。從表10可以看出：(1)加入外資貢獻度變量后，對全體樣本、東部地區(qū)和人均GDP自然對數(shù)值大于10.61(6000美元)的樣本分組而言，IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應顯著。(29)人均GDP涵蓋了外資貢獻部分，且人均GDP與OFDI相關程度高于外資貢獻度與OFDI相關程度。(2)對全體樣本和人均GDP對數(shù)值大于9.88(3000美元)且小于10.61(6000美元)的樣本分組而言，外資貢獻度的調(diào)節(jié)效應顯著，即外資貢獻度能顯著強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用。(3)對全樣本和東部地區(qū)而言，外資貢獻度對IFDI促進OFDI發(fā)展的中介效應顯著。

表10 IFDI對OFDI發(fā)展影響的拓展分析結(jié)果匯總

用外資強度替代人均GDP后的IFDI促進OFDI發(fā)展的內(nèi)在機制檢驗結(jié)果有以下三點：(1)加入外資強度變量后，對全體樣本、東部地區(qū)和人均GDP自然對數(shù)值大于10.61的樣本分組而言，IFDI促進OFDI發(fā)展的總效應顯著。(2)對全體樣本、東部地區(qū)和西部地區(qū)而言，外資強度對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應顯著。(3)東部地區(qū)外資貢獻度的中介效應顯著。外資行業(yè)鼓勵政策會提升被鼓勵外資企業(yè)所在地區(qū)的外資強度，強化IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用。

在人均GDP自然對數(shù)值大于10.61的樣本分組中，外資貢獻度和外資強度中介效應均不顯著。我們的解釋是：根據(jù)人均GDP門檻值進行樣本分組，對外資貢獻度和外資強度指標可能不適用，外資貢獻度和外資強度指標為人均GDP組成部分，應分別以外資貢獻度和外資強度作為門檻變量重新做門檻值檢驗與估計。

綜合外資貢獻度與外資強度對IFDI促進OFDI發(fā)展的機制檢驗可以發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)，外資貢獻度對影響IFDI促進OFDI發(fā)展的中介效應顯著，即FDI流入東部地區(qū)能提高東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，促進東部地區(qū)企業(yè)對外投資；外資強度對影響IFDI促進OFDI的調(diào)節(jié)效應顯著，說明外資政策能強化IFDI促進OFDI發(fā)展。

七、 結(jié)論和建議

我們將全部國民收入分為對外直接投資和其他支出兩個部分，分析了中國從國際直接投資單向流入到雙向發(fā)展的內(nèi)在機制。我們將IFDI對OFDI發(fā)展的影響分為直接效應和間接效應，基于2005年至2015年省級面板數(shù)據(jù)，檢驗了IFDI通過人均GDP指標，促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應和中介效應。我們構(gòu)建了外資貢獻度指標，并基于《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》構(gòu)建了兩位數(shù)制造業(yè)細分行業(yè)外資強度指標，對IFDI促進OFDI發(fā)展的人均GDP調(diào)節(jié)效應和中介效應進行了拓展分析。(30)我們發(fā)現(xiàn)，中國外資產(chǎn)業(yè)鼓勵政策具有時間一致性和分地區(qū)作用的空間不平衡性，中央政府出臺的外商產(chǎn)業(yè)政策鼓勵在省級層面有不同的作用強度，在東部等高新技術產(chǎn)業(yè)集聚地區(qū)作用明顯，在西部等制造業(yè)發(fā)展較弱的地區(qū)作用不明顯。我們檢驗了IFDI影響OFDI發(fā)展的人均GDP門檻值。

(一) 研究結(jié)論

1. IFDI促進OFDI發(fā)展存在人均GDP門檻效應。IFDI促進OFDI發(fā)展存在兩個人均GDP門檻值，分別約為3000美元和6000美元，高于IDP理論的2000美元和4750美元。隨著人均GDP進入到更高階段，IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用顯著增強；人均GDP超過6000美元后，IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用最大。

2. 人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的調(diào)節(jié)效應和中介效應取決于人均GDP發(fā)展水平。在人均GDP和IFDI發(fā)展早期階段，IFDI促進OFDI發(fā)展的效應不顯著；隨著經(jīng)濟水平提高，人均GDP的調(diào)節(jié)效應顯著，能增強IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用。當人均GDP發(fā)展到一定階段后，IFDI對OFDI發(fā)展的促進作用不再受人均GDP調(diào)節(jié)，而是通過影響人均GDP，推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，進而通過中介效應而非調(diào)節(jié)效應促進OFDI發(fā)展。

3. 東部地區(qū)人均GDP對IFDI促進OFDI發(fā)展的中介效應顯著。東部地區(qū)的國際直接投資已從單向流入進入到相對比較穩(wěn)定的雙向發(fā)展階段；東部地區(qū)IFDI會通過影響人均GDP以及通過外資貢獻度和外資強度等中介變量，顯著促進OFDI發(fā)展。中部地區(qū)和西部地區(qū)不存在IFDI通過人均GDP，以及通過外資貢獻度、外資強度等中介變量，影響OFDI發(fā)展的中介效應。

(二) 政策建議

首先，通過吸引高質(zhì)量外商直接投資進入來實現(xiàn)國際直接投資雙向可持續(xù)發(fā)展。中國FDI雙向發(fā)展必須堅持繼續(xù)有效地吸引FDI流入；FDI持續(xù)流入是中國FDI雙向發(fā)展的重要推動因素，過分強調(diào)OFDI發(fā)展而對IFDI重視不夠，反而不利于OFDI發(fā)展。中國FDI雙向發(fā)展的前提是持續(xù)吸引FDI流入，并需要充分發(fā)揮FDI進入后的經(jīng)濟增長貢獻。在發(fā)展企業(yè)對外直接投資的同時，我們應鼓勵有助于中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級換代和適應中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要的外商直接投資進入。面對中國經(jīng)濟新常態(tài)和不斷提升的勞動力成本等情況，我們需要不斷完善外資產(chǎn)業(yè)政策，將外資產(chǎn)業(yè)政策作為吸引外商直接投資流入的助推器，根據(jù)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和未來產(chǎn)業(yè)發(fā)展要求，及時調(diào)整外資產(chǎn)業(yè)政策方向，引導FDI進入高科技、惠民生領域，充分利用外資集聚效應，進而發(fā)展企業(yè)對外直接投資。

其次，完善和制定《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》和《對外直接投資產(chǎn)業(yè)政策指導目錄》。以雙向直接投資發(fā)展服務于中國經(jīng)濟高質(zhì)量增長為宗旨，充分利用引進國際直接投資和發(fā)展對外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應。中國大規(guī)模吸引國際直接投資流入和大規(guī)模對外直接投資已經(jīng)成為常態(tài)。中國可同時推出《對外直接投資產(chǎn)業(yè)政策指導目錄》，將兩個目錄結(jié)合配套使用。將國際直接投資雙向發(fā)展的政策目標定位于提高中國企業(yè)生產(chǎn)力、增強地區(qū)經(jīng)濟競爭優(yōu)勢，在相對統(tǒng)一的利用外資政策和對外投資政策引導下，改進與完善中國區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集聚，加深支柱產(chǎn)業(yè)融合。應基于全球價值鏈分工的特點和雙向直接投資的發(fā)展態(tài)勢，將地區(qū)優(yōu)勢與企業(yè)優(yōu)勢相結(jié)合，提高企業(yè)全球競爭力和地區(qū)經(jīng)濟的全球競爭優(yōu)勢。

最后，實施以市場調(diào)控為主的政策適度有效管理。我們需要注重地方經(jīng)濟特點和中央政策之間的有效協(xié)調(diào)，厘清市場和政府之間的界限。在尊重市場經(jīng)濟規(guī)律的前提下，制定吸引外資政策和對外投資政策，在營造良好的投資環(huán)境等方面更好地發(fā)揮政府的作用，更好地建設企業(yè)對外直接投資支持體系。政府的外資產(chǎn)業(yè)政策應更加有的放矢，不斷提高政策實施效率。將鼓勵類外資產(chǎn)業(yè)政策落實到位，結(jié)合現(xiàn)有經(jīng)濟園區(qū)政策，以及土地優(yōu)先使用、勞動力培訓等政策，充分吸引高質(zhì)量國際直接投資流入。對限制類產(chǎn)業(yè)，則可結(jié)合中國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)競爭力變化作動態(tài)調(diào)整，在有利于保障國內(nèi)弱勢產(chǎn)業(yè)發(fā)展的前提下，逐步采取市場管理方式。對禁止類產(chǎn)業(yè)政策謹慎放開，參照國際經(jīng)驗對涉及國家安全的產(chǎn)業(yè)禁止外資進入，進而促進我國對外直接投資的可持續(xù)發(fā)展。