袁晉鋒1,包富華

(1.楊凌職業(yè)技術學院 旅游與管理分院,陜西 楊凌712100;2.咸陽師范學院 經濟與管理學院,陜西 咸陽 712000)

1 引言

隨著我國經濟貿易的不斷發(fā)展,對外商直接投資(FDI)與入境商務旅游(IBT)得到了良好的發(fā)展機遇。截至2016年,我國外商直接投資企業(yè)總額為5124007.83百萬美元,入境商務游客為579.74萬人次，實際利用外商直接投資金額達到1260010百萬美元。兩者在擴寬企業(yè)融資渠道、提升企業(yè)軟硬件設施、完善人才交流機制、優(yōu)化社會發(fā)展模式和帶動經濟的發(fā)展方面均具有重要的影響。但值得思考的是,兩者之間是否存在相互作用關系？FDI能否為IBT帶來新一輪的發(fā)展機遇？IBT能否為FDI提供更全面的優(yōu)勢選擇？在我國FDI和IBT發(fā)展勢頭良好的形勢下,研究兩者之間的關聯(lián)作用對新常態(tài)背景下指導兩者的持續(xù)發(fā)展具有現(xiàn)實意義。

就已有研究而言,FDI對經濟、技術創(chuàng)新和產業(yè)升級的影響研究已得到證實,但缺乏對FDI與IBT互動關系的具體探究與佐證。畢克新等研究發(fā)現(xiàn),FDI流入對制造業(yè)綠色創(chuàng)新資源的各要素資源投入具有促進作用[1];羅偉等研究發(fā)現(xiàn),我國FDI存量傾向于流入市場規(guī)模大、工資水平低、貿易成本高,以及FDI和出口的固定成本差異程度小的國家和地區(qū)[2];田畢飛等研究發(fā)現(xiàn),FDI對各省創(chuàng)業(yè)空間的影響效益存在差異性[3];賈妮莎等研究證實了我國雙向FDI與產業(yè)升級的關系[4];彭星等研究發(fā)現(xiàn),FDI對經濟發(fā)展水平、人力資本水平和研發(fā)水平有明顯的替代效應[5];翟梗呂等研究發(fā)現(xiàn),發(fā)展FDI對海南省經濟有促進作用[6];葉嬌等研究發(fā)現(xiàn),FDI對江蘇省技術創(chuàng)新存在正溢出效應[7];唐瀾等通過社會網(wǎng)絡分析法得出了我國入境商務旅游流存在空間分布不平衡和不均勻狀況[8];劉宏等研究發(fā)現(xiàn),FDI對我國經濟增長和就業(yè)具有促進作用[9];梁勝蓉發(fā)現(xiàn),FDI與各要素對我國旅游貿易出口存在長期的均衡關系[10];包富華的研究表明,IBT與FDI在空間上既存在集聚又存在分離[11],并進一步證實了FDI對IBT的影響以及其中存在的地帶分異性[12]。

綜上所述,已有研究取得了一系列成果,但仍具有一定的局限性,主要表現(xiàn)在:①在研究內容上,多數(shù)學者從宏觀層面探討了FDI的影響,但缺少從微觀視角探討FDI與IBT互動關系的研究;②在研究視角上,基于經濟學視角的探討較多,缺少結合地理學視角的地域差異分析研究。因此,本文基于微觀視角,選取1995—2016年京、津、冀外企數(shù)量、外商投資和入境商務旅游三個變量數(shù)據(jù)探討對FDI與IBT的互動關系與地區(qū)差異,對三地更好地吸引FDI、發(fā)展IBT和調節(jié)兩者的關系均具有重要意義。

2 假設模型與研究方法

2.1 假設模型

從企業(yè)角度出發(fā),FDI擴寬了企業(yè)融資渠道,在加快企業(yè)資金流動的同時拓展了企業(yè)的海外業(yè)務,有利于企業(yè)進一步整合資源和延長產業(yè)鏈。海外業(yè)務的擴展必然會加速國內外市場貿易往來的密度,國際商務人員的調動更加頻繁,為IBT帶來潛在的消費市場,直接帶動IBT發(fā)展。相應的,IBT的發(fā)展也為國內投資環(huán)境帶來了穩(wěn)定的客源市場,一定程度上擴大了企業(yè)吸引外資的機會,使FDI在我國投資環(huán)境占據(jù)較大的發(fā)展優(yōu)勢,進而促進FDI發(fā)展。

從營銷手段來說,FDI可通過線下營銷,即利用資金的跨國流動幫助企業(yè)進一步擴大市場占有率,通過傳統(tǒng)貿易的方式,建立更多的實體企業(yè)促進國際貿易往來，加強信息傳遞之間的共通性,帶動國際商務人才輸出,為IBT的發(fā)展提供客源優(yōu)勢。相應的,IBT也可通過線上營銷,即利用媒介宣傳等第三方渠道,將自己企業(yè)的品牌信息和優(yōu)勢信息以廣告形式進行信息傳遞,加強企業(yè)的自身競爭力,提升企業(yè)吸引外資的籌碼,為入境商務人員的投資提供多重保障,進一步促進FDI發(fā)展。結合以上論述,本文提出假設:FDI與IBT之間存在雙向帶動機制,假設模型見圖1。

圖1 FDI與IBT的關系假設模型

2.2 研究方法

本文采用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗和彈性系數(shù)分析方法分析了京、津、冀三地FDI與IBT之間的關系。首先，利用平穩(wěn)性檢驗分析外企數(shù)量、外商投資和入境商務旅游的ADF值是否滿足協(xié)整關系分析的要求(若要進行協(xié)整分析,則各個ADF值都應小于5%的臨界值);其次，進行協(xié)整分析,探討兩者之間的長期均衡關系;第三，建立誤差修正模型，探討兩者之間的短期動態(tài)調整關系;第四,采用格蘭杰因果分析法檢驗FDI與IBT之間是否構成因果關系；第五,利用彈性系數(shù)法對三地的FDI與IBT帶動關系差異性進行分析。

3 FDI和IBT關系的實證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

本文采用單位根檢驗法發(fā)現(xiàn)京、津、冀的外企數(shù)量(Bn、Tn、Jn)、外企投資額(Bi、Ti、Ji)、入境商務旅游(Bibt、Tibt、Jibt)3組變量為單整序列,因此可進行平穩(wěn)性檢驗。滯后期的選擇按照AIC準則進行,結果見表1。從表1可知,在利用ADF單位根檢驗法對京、津、冀外企數(shù)量、外企投資額、入境商務旅游三組數(shù)據(jù)進行檢驗之后,以5%的顯著水平為參數(shù)對照可見,京、津、冀三組的ADF值均大于各自的5%臨界值,表明數(shù)據(jù)不是單整序列;一階差分后再進行單位根檢驗,數(shù)據(jù)的ADF值都低于5%的臨界值,表明數(shù)據(jù)序列可進行協(xié)整檢驗。

表1 變量ADF檢驗結果

3.2 協(xié)整檢驗

利用協(xié)整分析法檢驗外企數(shù)量、外商投資與入境旅游3組數(shù)據(jù)是否存在協(xié)整關系,結果見表2。表2中的(1)、(3)、(5)分別是京、津、冀外企數(shù)量與IBT的協(xié)整方程。三地的R2分別對應0.86、0.83、0.89,說明三地的協(xié)整關系較強,而外企數(shù)量對IBT的彈性系數(shù)分別為0.61、0.35、0.33,即外企數(shù)量對IBT的帶動幅度為0.61%、0.35%、0.33%。表2中的(2)、(4)、(6)分別是京、津、冀外企投資與IBT的協(xié)整方程。三地的R2分別對應0.90、0.88、0.82,說明三地的協(xié)整關系明顯,而外商投資對IBT的彈性系數(shù)分別為0.52、0.46、0.40,即三地的外商投資對IBT帶動作用依次為0.52%、0.46%、0.40%。從表3可見,三地的殘差序列ADF值均小于5%臨界值,表明三地的FDI與IBT之間存在協(xié)整關系,即三地的FDI與IBT之間存在長期均衡關系。

表2 京津冀FDI與入境商務旅游的協(xié)整方程

表3 殘差的平穩(wěn)性檢驗

注:C為單位根檢驗中的常數(shù)項；T為時間趨勢項；N為不包括C或T。變量的ADF高于5%,說明協(xié)整關系顯著。

3.3 誤差修正模型

進一步地,在京、冀、冀FDI與IBT存在長期均衡關系的基礎上建立誤差修正模型,見表4。從表4可見,京、津、冀誤差修正模型調整后R2都無限接近于1,說明該模型整體的擬合效果較好。

表4 誤差修正模型

北京:模型(7)表明,ECM系數(shù)為-0.90,說明北京市的外企數(shù)量與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企數(shù)量對IBT前一期的彈性系數(shù)為0.08,前兩期的彈性系數(shù)為0.22,可見北京外企數(shù)量對IBT前兩期的彈性系數(shù)大于對前一期的彈性系數(shù)。北京IBT前一期彈性系數(shù)為0.38,前兩期的彈性系數(shù)為0.23,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.38%、0.23%。模型(8)表明,ECM系數(shù)為-0.37,說明北京的外企投資與IBT均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,天津外企投資對IBT前一期的彈性系數(shù)為0.24,前兩期的彈性系數(shù)為0.06,可見北京外企投資對IBT前兩期彈性系數(shù)小于前一期的彈性系數(shù)。而IBT前一期的彈性系數(shù)為0.52,前兩期彈性系數(shù)為0.48,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.52%、0.48%。

天津:模型(9)表明,ECM系數(shù)為-0.32,說明天津的外企數(shù)量與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企數(shù)量對IBT的前一期彈性系數(shù)均為0.16,前兩期的彈性系數(shù)為0.14,可見天津外企數(shù)量對IBT前一期的彈性系數(shù)大于前兩期的彈性系數(shù)。天津IBT前一期彈性系數(shù)為0.16,前兩期的彈性系數(shù)為0.14,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.16%、0.14%。模型(10)表明,ECM系數(shù)為-0.24,說明天津的外企投資與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企投資對IBT的前一期的彈性系數(shù)為0.15,前兩期彈性系數(shù)為0.12,可見天津外企投資對IBT的前一期彈性系數(shù)大于前兩期的彈性系數(shù)。而IBT的前一期彈性系數(shù)為0.35,前兩期彈性系數(shù)均為0.24,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.35%、0.24%。

河北:模型(11)表明,ECM系數(shù)為-0.92,說明河北的外企數(shù)量與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較強。其中,外企數(shù)量對IBT前一期的彈性系數(shù)為0.16,前兩期的彈性系數(shù)為0.17,可見河北外企數(shù)量對IBT前一期的彈性系數(shù)小于前兩期的彈性系數(shù)。而IBT前一期的彈性系數(shù)為0.34,前兩期的彈性系數(shù)為0.21,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.34%、0.21%。由模型(12)表明,ECM系數(shù)為-0.01,說明河北的外企投資與IBT的均衡關系對當期非均衡誤差調整的能力較弱。其中,外企投資對IBT前一期的彈性系數(shù)為0.13,前兩期的彈性系數(shù)為0.09,可見河北外企投資對IBT前一期的彈性系數(shù)大于前兩期彈性系數(shù)。而IBT前一期的彈性系數(shù)為0.28,前兩期的彈性系數(shù)為0.42,說明前一期和前兩期對本期增長分別帶動了0.28%、0.42%。

3.4 格蘭杰因果檢驗

綜上所述,FDI與IBT之間呈現(xiàn)出長期均衡關系與短期動態(tài)調節(jié)能力并存的關系,但還需要采用Granger關系檢驗出兩者之間是否也存在因果關系(表5)。從表5可見,三地FDI與IBT的關系存在明顯的差異性。

表5 格蘭杰因果檢驗結果

北京:IBT與外企數(shù)量格蘭杰檢驗的P值為0.02,小于0.1,即拒絕了原假設,說明IBT是外企數(shù)量的單項格蘭杰原因。外商投資與IBT檢驗的P值為0.07,IBT和外企投資檢驗的P值為0.03,均小于0.1,即拒絕了原假設,說明外商投資與IBT互為因果關系,也說明IBT對FDI明顯的促進作用,但外商投資對IBT的帶動作用比外企數(shù)量對IBT的促進作用更明顯。原因是北京具有獨一無二的戰(zhàn)略性地位和區(qū)位優(yōu)勢,能充分發(fā)揮科技優(yōu)先性和人才集聚效應,為吸引FDI創(chuàng)造了巨大升值空間。FDI增多,必然會加速不同國家間的貿易交往,促使入境商務人員頻繁流動,從而帶動購物、住宿等相關旅游產業(yè)的高速發(fā)展,使IBT與FDI互為因果關系。IBT的發(fā)展在一定程度上為本地帶來先進的科學技術和高層次人才輸出,加速了政府周轉資金的靈活度,使政府有更多的資金完善基礎設施建設,在原有交通便利、市場活躍的優(yōu)勢下增加吸引外企入駐本土的籌碼。

天津:IBT與外商投資格蘭杰檢驗的P值為0.08,外商投資和IBT檢驗的P值為0.07,均小于0.1,即拒絕了原假設,說明IBT與外商投資之間互為因果關系,即IBT與外商投資聯(lián)動效應顯著。外企數(shù)量與IBT檢驗的P值為0.01,小于0.1,即拒絕了原假設,說明外企數(shù)量是IBT的單項格蘭杰原因。天津處于環(huán)渤海經濟圈的中心,依托天然的港口優(yōu)勢和雄厚的工業(yè)基礎,為外企入駐本土提供了交通的便利和資源上的共享,對外企數(shù)量和外商直接投資的發(fā)展具有驅動性,進一步促進了IBT的發(fā)展。相應地,IBT的發(fā)展為天津經濟發(fā)展帶來了廣大的消費市場,而得天獨厚的地理位置也會進一步刺激潛在客戶的投資欲望,促進FDI的發(fā)展。

河北:IBT與外商投資格蘭杰檢驗的P值為0.04、外商投資與IBT檢驗的P值為0.00,均小于0.1,即拒絕了原假設,說明IBT與外商投資之間互為因果關系,即IBT與外商投資存在互相帶動關系。外企數(shù)量與IBT檢驗的P值為0.09,小于0.1,即拒絕了原假設,說明外企數(shù)量是IBT的單項格蘭杰原因。河北大規(guī)模的商品化農業(yè)基地,吸引了外商投資和外企的入駐,同時河北是連接“三北”地區(qū)的樞紐地帶和商品流通的中轉站,使外商投資與外企數(shù)量的發(fā)展迅速,進而IBT的帶動作用明顯增強。由于河北產業(yè)集聚效應明顯,外企數(shù)量對IBT發(fā)展有較強的帶動作用。

4 FDI與IBT相互帶動作用分析

綜上所述,京、津、冀FDI與IBT之間存在互動作用關系。為進一步剖析兩者之間的相互帶動程度和地區(qū)差異,本文采用彈性系數(shù)分析法,建立OLS回歸方程,分別解出IBT與外企投資、外商投資與IBT之間的彈性系數(shù),對京、津、冀三地FDI與IBT發(fā)展之間的雙向帶動作用做進一步詮釋。從表6可見,調整后R2的值均大于0.8,進一步說明FDI與IBT之間存在較強的互動性。

表6 FDI與IBT的互動作用

IBT拉動了外企投資增長:由表6可見,京、津、冀三地IBT對外企投資的彈性系數(shù)分別為0.83、0.75、0.62,即三地IBT對外企投資的帶動幅度分別增加了0.83%、0.75%、0.62%,三者的彈性系數(shù)均較高,說明三地IBT對外企投資的帶動作用十分顯著。入境商務旅游的發(fā)展必然引起商務人才交流頻繁、先進技術相互借鑒,促使旅游目的地對基礎設施和投資環(huán)境等進行不斷改善,加強對地區(qū)品牌的塑造和知名度的提高,擴大地區(qū)吸引投資的優(yōu)勢,從根本上刺激商務人員的投資需求,提高投資者的轉化率,帶動外企投資發(fā)展;外商投資的增多,外企入駐本土的數(shù)量就會增加,會使國際貿易往來頻繁。商務人員的出差時間較長且不受季節(jié)性限制的特性,對商務設施配套的需求增加,會帶動酒店、交通、購物等內在需求消費,從而帶動IBT發(fā)展。

外商投資刺激了IBT的發(fā)展:由表6可見,京、津、冀三地外企投資對IBT的彈性系數(shù)分別為0.82、0.72、0.57,即京、津、冀三地外企投資對IBT的帶動增長幅度為0.82%、0.72%、0.57%,三者的彈性系數(shù)都在0.5以上,說明外商投資對IBT有促進作用。外商不斷對本地進行投資,在帶來先進技術的同時也會促進中外合資企業(yè)數(shù)量增加,不斷優(yōu)化國家的消費結構,為IBT的發(fā)展創(chuàng)造穩(wěn)定的客源市場。IBT的發(fā)展除了為企業(yè)帶來高層次高標準的全方面人才之外,也會為企業(yè)引進先進的發(fā)展模式和經營理念,促使企業(yè)不斷進行產業(yè)優(yōu)化和產業(yè)鏈開發(fā)。IBT的發(fā)展還會使政府抓住機遇,不斷出臺吸引外資的優(yōu)惠政策,為外商投資提供制度保證，在企業(yè)和政府的雙重作用下,為外商投資的發(fā)展帶來新的機遇。

綜上所述,京、津、冀三地外企投資對IBT的彈性系數(shù)都小于IBT對外企投資的彈性系數(shù),表明外商投資對IBT的后勁發(fā)展能力明顯弱于IBT對外企投資的帶動作用。京、津、冀在國家京津冀一體化戰(zhàn)略中處于核心地位,在原本產業(yè)集群效應明顯和工業(yè)基礎雄厚的基礎上又有國家優(yōu)惠政策的扶持,“引進來”和“走出去”的發(fā)展模式得到充分發(fā)展,國家間的貿易往來較其他地區(qū)異?；钴S,依賴“三地、五縱、三橫”的交通網(wǎng)的支持,產品流通率快,使入境商務旅游的發(fā)展更好,不但降低了外商企業(yè)入駐本土的成本,而且為外企發(fā)展帶來了廣闊的消費市場和深度發(fā)展機遇,因此IBT對外商投資的帶動作用明顯。得益于京、津、冀本身得天獨厚的地理位置優(yōu)勢和京、津、冀一體化的快速成型,IBT在三地經濟發(fā)展中一直處于領先地位,反而弱化了外商投資對IBT的拉動作用,因此IBT對外商投資的帶動作用均大于外商投資對IBT的拉動作用。

京、津、冀三地外商投資與IBT雖然互為因果關系,但北京的IBT是外企數(shù)量的單項格蘭杰原因,天津和河北的外企數(shù)量是IBT的單項格蘭杰原因。IBT對外商投資的彈性系數(shù)和外商投資對IBT的彈性系數(shù)呈現(xiàn)出京>津>冀的發(fā)展態(tài)勢。京、津、冀三地不同的地理位置、發(fā)展模式、基礎設施等使三地的FDI與入境商務旅游之間的互動關系存在地域差異。

北京是我國的政治、文化、貿易和科技中心,依托人文歷史和現(xiàn)代化建設的先天優(yōu)勢,北京外商投資和IBT之間的相互促進作用較好。IBT的發(fā)展間接地促進商務人員對本地區(qū)的輸出和交流,增加商務人員的考察機會,提高投資者的轉化率,相應地帶動了外商投資和外企數(shù)量的增長。正是因為北京獨特的戰(zhàn)略地位,使國家的財政支出、GDP、科技水平、進出口貿易總額等經濟指標在三地最高,吸引外商投資企業(yè)的投資總額在三地最多。相應的,外商投資總額的增多,會帶動商務人員之間交流的頻繁,即外商投資對IBT的促進作用在三地最強(圖2—7)。

圖2 三地的GDP

圖3 三地的外商投資

圖4 三地的貿易總額

圖5 三地的財政支出

圖6 三地的貨物周轉量

圖7 三地的專利受理量

天津是沿海開放城市,面向東北亞,腹地遼闊消費市場廣闊使外商投資企業(yè)的投資總額一直居高不下。鐵路、公路、水路、航空和管道運輸方式所構成的四通八達的交通運輸網(wǎng)絡使進出口貿易在當?shù)匕l(fā)展勢頭良好,成為各地貨物的流通中轉樞紐,較高的科技水平等因素吸引著一大批外來企業(yè)入駐本土,為本土發(fā)展提供了強勁的動力。受市場、成本、物流、科技等綜合因素的影響，外商投資和外企數(shù)量對IBT的影響最明顯。相應的，外來企業(yè)在本土的日益成熟,會吸引更多的商務人才進行交流學習,間接性地會提高商務人才轉變?yōu)橥顿Y者的轉化率。正是由于這些先天優(yōu)勢使天津IBT對外商投資、外商投資對IBT的彈性都明顯高于河北(圖2—7)。

河北位于環(huán)渤海經濟帶中心,國家的財政支持和潛在的海內外市場為外商投資提供了有利的選擇。河北較高的GDP發(fā)展速度、豐富的礦產資源和便利的鐵路交通等為外企入住本土節(jié)約了生產和物流成本,一定程度上加快了資源密集型產業(yè)形成集聚效應。在外商投資與外企數(shù)量的雙重影響下,促進了IBT的發(fā)展，而IBT的發(fā)展間接地帶動了外商投資的發(fā)展。與北京、天津相比,河北受貿易發(fā)展水平落后、科技創(chuàng)新能力不足、城市功能定位趨于雷同、產業(yè)結構單一發(fā)展規(guī)模較小等因素的影響,外商投資對IBT和IBT對外商投資的彈性作用在三地中最弱(圖2—7)。

5 結論與討論

5.1 結論

經過平穩(wěn)性檢驗分析可見,京、津、冀三地的FDI與IBT之間可進行協(xié)整檢驗。通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn),三地的FDI與IBT之間存在協(xié)整關系;誤差修正模型表明,三地的FDI與IBT之間存在短期的動態(tài)調整關系。通過格蘭杰因果檢驗法發(fā)現(xiàn),三地的FDI與IBT之間存在不同的互動關系;京、津、冀外商投資與IBT互為因果關系,但津、冀的外企數(shù)量是IBT的單項格蘭杰原因,北京的IBT是外企數(shù)量的單項格蘭杰原因。

京、津、冀三地的外企投資對IBT的彈性系數(shù)都小于IBT對外企投資的彈性系數(shù),表明外商投資對IBT的帶動能力明顯弱于IBT對外企投資的帶動作用,即表明IBT對外商投資的刺激作用均高于外商投資對IBT的刺激作用。這與我國近期實施的入境免簽政策對IBT的刺激有關,極大提升了入境商務人員轉化為投資者的概率,使IBT對外商投資的作用高于外商投資對IBT作用。

地區(qū)差異比較分析表明,FDI對IBT的帶動作用和IBT對FDI的帶動作用均呈現(xiàn)出京>津>冀的態(tài)勢。這種地區(qū)異質性差異的存在與京、津、冀三地不同的地理位置、發(fā)展模式、基礎設施等因素均有關。北京先天的政治優(yōu)勢使其經濟發(fā)展要素均處于領先地位,河北在貿易發(fā)展、科技創(chuàng)新、城市定位、產業(yè)結構等方面均落后于北京和天津,使其FDI和IBT的互動作用缺乏支撐,因此三地才呈現(xiàn)出地區(qū)的異質性差異。

5.2 討論

FDI與IBT之間的互動關系對地區(qū)經濟的發(fā)展都有著重要的作用,但由于地理位置、發(fā)展模式、基礎設施等因素差異使兩者之間的互動關系的強弱受影響,因此需要針對各個地區(qū)的實際情況和需求提出更合理的解決措施。

深入貫徹京津冀一體化發(fā)展戰(zhàn)略,發(fā)揮三地的內部承接作用。北京在外商投資與IBT的互相帶動作用有明顯優(yōu)勢,IBT為吸引外企入駐本土提供了契機。但天津和河北由于自身發(fā)展模式和區(qū)位限制等原因,使外商投資與IBT之間的帶動作用明顯,而IBT對外企數(shù)量的發(fā)展呈現(xiàn)后勁不足的趨勢。天津和河北應發(fā)揮北京的輻射帶動作用,做好迎接產業(yè)轉移的準備工作,保證后續(xù)高效利用資源的能力,推動實現(xiàn)各項資源的均等化共享進程。天津應主動利用成熟的對外開放優(yōu)勢和港口的便捷程度;河北應發(fā)揮自身交通樞紐站的優(yōu)勢和產業(yè)集約化的發(fā)展模式,促進優(yōu)勢互補互惠共贏,提升入境商務人員對地區(qū)的關注度,提升入境商務人員轉化為投資者的成功率,推動IBT對FDI的帶動作用。

突出城市功能地位,利用創(chuàng)新型產業(yè)的聯(lián)動效應,充分發(fā)揮FDI的積極作用。北京應充分發(fā)揮地理位置優(yōu)勢,擴大FDI的影響力,通過加強國際科技交流合作和經貿合作,促進現(xiàn)代化產業(yè)建設和產品產銷合作,增加商務人員的入境次數(shù),促進IBT的發(fā)展;IBT的快速發(fā)展必然會擴寬企業(yè)的融資渠道,帶動FDI的發(fā)展。天津應利用天津的天然港口進出口和中轉站的優(yōu)勢,加強環(huán)天津

產品生產基地建設,有效整合各項資源,從產業(yè)鏈的中上游抓起,促進企業(yè)強強聯(lián)合,帶動FDI與IBT的相互帶動作用。河北應積極做好承接北京部分產業(yè)轉移的對接,利用北京帶來的客源市場和先進的科學技術與人才,結合自身優(yōu)勢整合本地資源、優(yōu)化產業(yè)結構,充分發(fā)揮FDI和IBT在經濟發(fā)展中的重要作用。

充分發(fā)揮FDI與IBT的相互帶動作用。FDI在發(fā)展過程中,為投資地帶來先進的技術和資金支持外及廣闊的消費市場,增加商務人員的入境人次。同時,FDI在刺激交通、住宿、購物等需求的同時能提升地區(qū)整體的經濟實力和競爭力,從側面鞏固FDI對IBT的帶動地位。IBT的快速發(fā)展,必然會帶動地區(qū)經濟發(fā)展,加速市面資金的流動和行業(yè)的資金儲備,促進基礎設施的完善。