黃蘇雯 黃建康

摘 要：在“一帶一路”背景下，以探究對(duì)外直接投資對(duì)江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響為目的，選用2003—2018年江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)和對(duì)外直接投資流量數(shù)據(jù)，運(yùn)用最小二乘法及三種檢驗(yàn)方法，實(shí)證研究得出對(duì)外直接投資對(duì)江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化存在一定的積極影響。再通過2010—2018年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)和第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)中部分具有代表性的行業(yè)存量數(shù)據(jù)，采用灰色關(guān)聯(lián)度模型，對(duì)江蘇省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)升級(jí)的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證分析，得出以制造業(yè)為代表的第二產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)效用明顯，以金融業(yè)為代表的第三產(chǎn)業(yè)次之，并對(duì)此提出“學(xué)習(xí)型對(duì)外直接投資”的相關(guān)對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：“一帶一路”;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);轉(zhuǎn)型升級(jí);Grange檢驗(yàn);灰色關(guān)聯(lián)模型

中圖分類號(hào)：F269.24? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號(hào)：1673-291X（2022）03-0043-04

江蘇省對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新點(diǎn)在近年來表現(xiàn)在，對(duì)外直接投資的主體逐漸從以國有企業(yè)和中央企業(yè)為主體的企業(yè)，向以私營企業(yè)和地方企業(yè)等多元化主體為投資主體的投資趨勢(shì)發(fā)展。本文著眼點(diǎn)在于探索江蘇省對(duì)外直接投資中第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化機(jī)制、途徑和“一帶一路”背景下沿線國家和地區(qū)在對(duì)外直接投資上的區(qū)位優(yōu)勢(shì)層級(jí)現(xiàn)狀，并通過模型的構(gòu)建分析對(duì)外直接投資和江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的單向相關(guān)性，從而能夠更好地為江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供對(duì)策和建議。

一、文獻(xiàn)回顧

傳統(tǒng)對(duì)外直接投資理論主要是以發(fā)達(dá)國家的對(duì)外直接投資為背景形成的，時(shí)間跨度基本為第二次世界大戰(zhàn)至20世紀(jì)80年代，以雷蒙德維農(nóng)（R.Vernon，1996）、巴克利（P.J.Buckley，1976）、卡森（M.C.Casson，1976）、阿瑟·劉易斯（W.A.Lewis，1978）和小島清（K.Kojima，1978）為代表的學(xué)者，認(rèn)為對(duì)外直接投資可以促進(jìn)投資國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與優(yōu)化升級(jí)。

隨著國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移在不同發(fā)展水平國家之間的實(shí)踐發(fā)展、國際分工的不斷深化以及全球網(wǎng)絡(luò)雛形的健全，發(fā)達(dá)國家的對(duì)外直接投資的形式也發(fā)生了變化，而別國也受益匪淺。同時(shí)，以第二次世界大戰(zhàn)至20世紀(jì)80年代為時(shí)間背景的傳統(tǒng)的國際直接投資理論也不能再充分闡釋之后的國際直接投資行為，特別是發(fā)展中國家的對(duì)外直接投資的實(shí)踐活動(dòng)，所以以Hiley（1999）以1970—1995年日本企業(yè)對(duì)東盟國家的對(duì)外直接投資流量為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了日本通過對(duì)外直接投資將本國的夕陽產(chǎn)業(yè)，即紡織業(yè)和機(jī)械工業(yè)轉(zhuǎn)移、釋放到他國，從而實(shí)現(xiàn)日本產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

發(fā)達(dá)國家長期的對(duì)外直接投資的實(shí)踐證明，其對(duì)投資國內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)有一定的積極、促進(jìn)作用，但是在一定程度上，對(duì)投資國內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)也帶來了一定的消極、抑制影響。而很多學(xué)者從理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)的角度去研究對(duì)外直接投資對(duì)投資國內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)是否具有消極的抑制影響。國內(nèi)學(xué)術(shù)界的部分學(xué)者，如周振華（1998）、國彥斌（2003）、樊綱（2003）和汪琦（2004）等學(xué)者進(jìn)行了分析、探討與檢驗(yàn)，但是也僅僅局限于初步的探究，并沒有系統(tǒng)性、科學(xué)性地用大數(shù)據(jù)和強(qiáng)有力的理論支撐住觀點(diǎn)，所以到現(xiàn)在沒有出現(xiàn)實(shí)證分析的有效成果。因此，許多學(xué)者研究正面效應(yīng)的重要性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于關(guān)于對(duì)外投資對(duì)投資國內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生的負(fù)面消極影響的研究。

國內(nèi)學(xué)者袁然（2014）在2003—2012年的58個(gè)相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上分析得出不同投資動(dòng)機(jī)的對(duì)外直接投資對(duì)于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的機(jī)理是不同的。國內(nèi)學(xué)者李賽（2015）在分析OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)母國技術(shù)進(jìn)步的影響由積極作用的基礎(chǔ)上，得出在區(qū)域制度環(huán)境和異質(zhì)吸收能力影響下，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的大小呈現(xiàn)出地區(qū)差異，積極而顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)生在東部地區(qū)，而非西部地區(qū)。

二、“一帶一路”下江蘇省對(duì)沿線國家的投資現(xiàn)狀

21世紀(jì)初期中國提出“走出去”戰(zhàn)略后，中國的對(duì)外直接投資就逐步進(jìn)入了穩(wěn)定持續(xù)的增長階段[1]。

江蘇省在最為活躍的長江三角洲地區(qū)，濱江臨海，沿長江而上可以連接中國的西南地區(qū)[2]。加之，京杭大運(yùn)河又能縱貫?zāi)媳?，連接中國的南北區(qū)域，西面的新歐亞大陸橋又可以連接中亞、中東乃至歐洲地區(qū)，向東與日韓只有一海之隔，所以江蘇省在地理位置上能夠溝通東西、連接南北，區(qū)位優(yōu)勢(shì)非常明顯，是“一帶一路”倡議下地理位置上的重要交會(huì)點(diǎn)[3]。江蘇省有著開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域的比較優(yōu)勢(shì)，能夠全面對(duì)接和深度融入“一帶一路”建設(shè)，積極推進(jìn)與沿線國家的合作交流，充分發(fā)揮江蘇省高度開放、物資豐富、基礎(chǔ)設(shè)施完備的經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)勢(shì)[4]。

三、實(shí)證研究

（一）江蘇省對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化關(guān)系的實(shí)證研究

1.度量指標(biāo)的選取。本文在假設(shè)其他條件不變的情況下，即排除如政府參與和干預(yù)經(jīng)濟(jì)的背景、國有企業(yè)主宰的對(duì)外直接投資與國有企業(yè)、民營企業(yè)并存的企業(yè)制度分野、需求與供給結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)政策、技術(shù)革新等因素[5]。基于2003—2018年的江蘇省對(duì)外直接投資額作為自變量的數(shù)據(jù)來源，基于2003—2018年江蘇省第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占總體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)為參考，選為因變量。

2.數(shù)據(jù)來源的說明。由《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》得出基于歷經(jīng)16年統(tǒng)計(jì)的自變量數(shù)據(jù)，根據(jù)《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到歷經(jīng)16年統(tǒng)計(jì)的因變量數(shù)據(jù)如表1所示。

3.變量的單位根檢驗(yàn)。由于只有對(duì)平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析，時(shí)間序列不平穩(wěn)的存在會(huì)導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象，所以為了判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性，必須在回歸分析經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列之前，對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)。用Q表示江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的度量指標(biāo)，用OFDI表示江蘇省對(duì)外直接投資，由于用取對(duì)數(shù)的方式，可以減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性和異方差性，所以將Q和OFDI取對(duì)數(shù)，則江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的度量指標(biāo)為lnQ，而lnOFDI則代表江蘇省對(duì)外直接投資。檢驗(yàn)形式中用c表示常數(shù)項(xiàng)，用t表示趨勢(shì)項(xiàng)，用k表示滯后期系數(shù)。滯后期的確定依據(jù)SIC原則確定，臨界值由Mackinnon給出的數(shù)據(jù)計(jì)算得出，通過Eviews9.0對(duì)變量lnQ和lnOFDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通過對(duì)變量序列l(wèi)nQ、lnOFDI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果得出，lnQ是非平穩(wěn)序列，lnOFDI也是非平穩(wěn)序列。因此，為了使得變量序列的平穩(wěn)性不影響回歸分析的正確性和科學(xué)性，進(jìn)行如下對(duì)序列的差分操作：通過對(duì)序列l(wèi)nQ、lnOFDI作差分的方式，得到△lnQ和△lnOFDI，用Eviews 9.0對(duì)變量△lnQ和△lnOFDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，分別檢驗(yàn)△lnQ序列和△lnOFDI的平穩(wěn)性。對(duì)變量△lnQ和△lnOFDI的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量序列△lnQ和△lnOFDI均為平穩(wěn)序列，且通過EVIEWS9.0的數(shù)據(jù)處理與計(jì)算可知，在顯著性水平為10%下，△lnQ通過檢驗(yàn);在顯著性水平為1%、5%和10%下，△lnOFDI均通過檢驗(yàn)。由于變量序列△lnQ和△lnOFDI均具有平穩(wěn)性，因此變量序列l(wèi)nQ和lnOFDI均為一階單整。

4.協(xié)整檢驗(yàn)。由于若回歸方程的殘差非平穩(wěn)，則其變量不具有協(xié)整性。因此，通過進(jìn)行l(wèi)nQ和lnOFDI之間的回歸分析，可以檢驗(yàn)lnQ和lnOFDI是否存在協(xié)整關(guān)系。

設(shè)回歸方程如下：

lnQt=C+βlnOFDIt+ut

通過Eviews 9.0得到對(duì)lnQ與lnOFDI之間的回歸分析結(jié)果：

Adjusted R-squared等于0.87，接近1，說明該回歸方程擬合度較高;Sum Squared resid等于0.0006，足夠小，同樣表明方程回歸較好。

設(shè)回歸方程lnQt=C+βlnOFDIt+ut的回歸殘差為e，對(duì)回歸殘差e進(jìn)行變量的單位根檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)：在顯著性水平為5%下，殘差e不存在單位根，因此殘差e是平穩(wěn)的。因?yàn)榉匠蘬nQt=C+βlnOFDIt+ut所示的長期穩(wěn)定關(guān)系，故回歸方程為：

5.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。兩個(gè)變量非協(xié)整的話，Granger因果關(guān)系的推斷是無效的，而若變量存在協(xié)整關(guān)系，則變量之間的協(xié)整關(guān)系決定了至少存在一個(gè)方向上變量之間的Granger因果關(guān)系。由于本文變量lnQ和lnOFDI存在協(xié)整關(guān)系，所以可以進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，通過Eviews9.0得到的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果：Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)拒絕了零假設(shè)：lnOFDI不是lnQ的Granger原因，而接受了lnQ不是lnOFDI的Granger原因的假設(shè)，因此，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)外直接投資是江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的原因。

6.結(jié)論。通過協(xié)整檢驗(yàn)，本文確定了lnQ與lnOFDI之間存在協(xié)整關(guān)系，即江蘇省對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)存在長期均衡關(guān)系。由回歸方程lnQ=-0.09584+0.013603lnOFDI的擬合優(yōu)度R2=0.886075、修正的判定系數(shù)2=0.874304可知，模型整體上對(duì)樣本的擬合度較好;F=69.99885，說明模型整體線性關(guān)系的顯著性較好;DW=1.257711，表明模型不存在自相關(guān)性;單個(gè)回歸系數(shù)檢驗(yàn)t也證明了兩個(gè)變量lnQ和lnOFDI的回歸系數(shù)是顯著的，即對(duì)解釋變量OFDI對(duì)被解釋變量Q的絕大部分差異做出了解釋。從回歸結(jié)果可得，江蘇省對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間呈正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.013603，即當(dāng)OFDI每增長1%，Q會(huì)增長0.013603%，即江蘇省的對(duì)外直接投資的投資額每增長1%，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占江蘇省國民生產(chǎn)總值的比重會(huì)增加0.013603%，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)會(huì)增長0.013603%。而回歸系數(shù)較小的原因主要存在于江蘇省對(duì)外直接投資的較小的規(guī)模局限性，但是隨著江蘇省對(duì)外直接投資的規(guī)模的顯著增長，對(duì)外直接投資對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響也會(huì)越來越顯著。

（二）江蘇省對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響機(jī)制和途徑的實(shí)證研究

1.灰色關(guān)聯(lián)度模型建立的說明。本文先通過確定江蘇省對(duì)外直接投資與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有正相關(guān)關(guān)系，并且兩者存在長期均衡關(guān)系，所以為了進(jìn)一步研究江蘇省對(duì)外直接投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中部分行業(yè)優(yōu)化升級(jí)的影響機(jī)制和途徑，本文采用灰色關(guān)聯(lián)度模型分析其影響機(jī)制和途徑?；疑P(guān)聯(lián)度模型具有適宜處理樣本量較少、時(shí)間跨度較短數(shù)據(jù)的特征，是一種通過分析兩個(gè)因素之間發(fā)展趨勢(shì)相似或者相異程度來衡量因素間關(guān)聯(lián)程度的模型[6]。其實(shí)證分析如下：

2.度量指標(biāo)的選取。由于衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的方法有許多，單一的產(chǎn)業(yè)占比法不能滿足對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化機(jī)制和途徑的深入探究，因此本文選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來衡量整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等級(jí)，選取第三產(chǎn)業(yè)占國民生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，選取霍夫曼系數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)指標(biāo)主要用來衡量一個(gè)地區(qū)整體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，所以本文設(shè)L為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)，p（j）為一個(gè)地區(qū)第j個(gè)產(chǎn)業(yè)的收入占其國民生產(chǎn)總值的比重，將第一產(chǎn)業(yè)賦值為1，第二產(chǎn)業(yè)賦值為2，第三產(chǎn)業(yè)賦值為3，則得到的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的計(jì)算方式如下：

由上述計(jì)算公式可得，1<L<3，且當(dāng)L的值越來越接近1時(shí)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越低級(jí)，當(dāng)L的值越來越接近3時(shí)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高級(jí)。

第三產(chǎn)業(yè)收入占國民生產(chǎn)總值的比重通常被用來衡量產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)占國民生產(chǎn)總值的比重越高時(shí)，說明產(chǎn)業(yè)間結(jié)構(gòu)越合理。

而霍夫曼系數(shù)主要用于表示產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，當(dāng)霍夫曼系數(shù)越大時(shí)，則產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)越合理，其計(jì)算方式如下：

3.數(shù)據(jù)來源的說明。本文基于2010—2018年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，借助《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)得出9年來的江蘇省各產(chǎn)業(yè)收入、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》整理出的江蘇省9年來的國民生產(chǎn)總值和《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》得出的9年來的江蘇省對(duì)外直接投資投資額為參考依據(jù)。

經(jīng)過對(duì)上述數(shù)據(jù)資料的整理和計(jì)算，可得出參考序列，即江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的三個(gè)度量指標(biāo)的數(shù)值如表2所示。

4.實(shí)證分析。本文采用灰色關(guān)聯(lián)度分析軟件進(jìn)行分析，利用灰色關(guān)聯(lián)度、相對(duì)關(guān)聯(lián)度及綜合關(guān)聯(lián)度三個(gè)指標(biāo)，對(duì)江蘇省對(duì)外直接投資的行業(yè)選擇與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行分析，得到數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表3所示。

5.結(jié)論。江蘇省對(duì)外直接投資對(duì)其制造業(yè)、采礦業(yè)和金融業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響效用明顯，以對(duì)制造業(yè)的推動(dòng)最為明顯，采礦業(yè)和金融業(yè)次之。對(duì)信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、建筑業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響效用不明顯。

其中，江蘇省的對(duì)外直接投資通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間升級(jí)的機(jī)制和途徑，從而推動(dòng)金融業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響效用明顯，但是對(duì)于推動(dòng)其整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)方面的影響效用并不非常明顯，其原因可能與江蘇省對(duì)“一帶一路”沿線國家金融行業(yè)的對(duì)外直接投資規(guī)模較小、市場(chǎng)占有率低有關(guān)。

四、對(duì)策及建議

（一）減少市場(chǎng)壁壘

由于江蘇省的對(duì)外直接投資的投資主體逐漸從以國有企業(yè)、中央企業(yè)為主體向民營企業(yè)、地方企業(yè)為主題的多元化方向發(fā)展，所以民營企業(yè)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，除了辦事難、融資難、政策落實(shí)難等一些問題尚未解決，其所遇到的市場(chǎng)壁壘限制問題也越來越突出。國家應(yīng)在不過分干預(yù)市場(chǎng)的情況下，讓企業(yè)作為市場(chǎng)主體在同一個(gè)開放、公平的市場(chǎng)環(huán)境中展開良性競(jìng)爭，取長補(bǔ)短，相互促進(jìn)，以這種方式為制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)奠定基礎(chǔ)和提供保障[7]。

（二）打破小富即安的慣性思維

與GDP多年維持全國總量的10%相比，江蘇省的制造業(yè)在全國占居較為突出的優(yōu)勢(shì)地位。以其工業(yè)企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入和利潤總額為例，江蘇省的制造業(yè)占全國的比重長期維持在14%，較江蘇GDP占全國的比重高出40%的水平。身為長三角經(jīng)濟(jì)體的重要成員，江蘇以制造業(yè)為主，其占比約為94%的工業(yè)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率長期維持在50%以上，近兩年調(diào)整至46%～48%。2011—2018年，制造業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重平均接近41%，較全國同期水平31%高出近10個(gè)百分點(diǎn)。但是，這種良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r需要條件來維持和穩(wěn)定，所以作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)看不見的手，政府應(yīng)給予境外投資企業(yè)融資支持、稅收優(yōu)惠及法律問詢的良好的服務(wù)，緩解江蘇省企業(yè)對(duì)外直接投資巨大的資金壓力和提高企業(yè)對(duì)外直接投資的抗風(fēng)險(xiǎn)能力。

（三）進(jìn)行學(xué)習(xí)型對(duì)外直接投資與競(jìng)爭策略型對(duì)外直接投資

除了向一些發(fā)達(dá)國家學(xué)習(xí)，構(gòu)建“學(xué)習(xí)型對(duì)外直接投資”，江蘇省也可以依靠“一帶一路”戰(zhàn)略的良好發(fā)展，同沿線國家和地區(qū)開展貿(mào)易活動(dòng)，構(gòu)建“競(jìng)爭策略型對(duì)外直接投資”[8]。通過沿線國家和地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資需求的擴(kuò)大和投資環(huán)境的優(yōu)化，江蘇省政府應(yīng)該鼓勵(lì)企業(yè)積極開展對(duì)外直接投資，以促進(jìn)企業(yè)的資源配置能力的提高，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)[9]。

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[7]? 胡琰欣，屈小娥，趙昱鈞.對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2018，（5）：55-67.

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