李富有，王運良

(西安交通大學 經濟與金融學院，陜西 西安 710061)

一、引 言

改革開放以來，中國通過“引進來”與“走出去”雙向開放戰(zhàn)略，拓展了對外開放的深度與廣度，鞏固了全方位、多層次、寬領域的開放格局。特別在全球經濟與貿易一體化背景下，中國已成為外商直接投資(FDI)和對外直接投資(OFDI)的重要聚集地，根據聯合國貿易與發(fā)展會議(UNCTAD)發(fā)布的《世界投資報告2017》顯示，2016年中國吸收外商直接投資達1 260億美元，外商投資規(guī)模大幅躍升。同時對外直接投資金額為1 961.5億美元，遠超外商直接投資規(guī)模，使得中國凈對外投資額實現跨越式發(fā)展，改變了改革開放初期以來國際投資相對“貧瘠”的局面。黨的十九大明確提出“堅持引進來與走出去并重”發(fā)展方向的背景下，這一問題引起業(yè)界與學術界廣泛關注與探討，即在中國雙向資本實現跨越式發(fā)展的同時，兩者間是否存在某種特定聯系？特別是外商資本對經濟發(fā)展的溢出效應，是否利于中國對外投資能力的培養(yǎng)？

對于一國引進外資是否影響對外直接投資能力的研究，Liu等認為外商資本帶來的知識與技術可助力東道國企業(yè)將區(qū)位優(yōu)勢轉化為對外投資的所有權優(yōu)勢[1]。Willmore同樣證實引進外資對東道國對外投資活動有著正向影響，Yao 等也發(fā)現中國部分對外投資是由外商資本帶來的技術優(yōu)勢和產業(yè)鏈整合所驅動的[2-3]。然而，Apergis以跨國數據為基礎則發(fā)現引進外資與對外投資的因果關系僅在發(fā)達經濟體中顯著，在更廣泛樣本中表現為協(xié)整關系[4]。同時，也有研究認為兩者關系應以辯證的眼光加以探究，引進外資對東道國不僅有正面的技術溢出效應，同樣也存在負向的競爭作用，引進外資有可能通過市場擠占和資源爭奪削弱東道國的對外投資能力[5]。

可見，已有研究成果證實了引進外資對一國對外投資活動存在顯著影響，但結果有所差異。且由于已有研究方法遵循空間同質性假設，僅從時間層面揭示出兩者間可能存在的因果關系，并未將空間異質性與空間依賴納入分析模型，導致研究結論存在一定偏差。為此，本研究以新經濟地理理論及中國省級面板數據為基礎，從空間異質性角度出發(fā)，充分考慮中國地域遼闊，地區(qū)資源稟賦、技術存量、人力資本等存在巨大差異的現實情況，將空間溢出納入研究框架，考察中國引進外資影響對外投資的非線性空間聯系，這對研究如何將中國對外開放以來吸引外資的巨大成果轉化為對外直接投資能力和國際競爭力具有重要意義。

二、引進外資影響對外投資的機制討論

現有關于兩者間影響渠道的研究并不存在成熟理論體系，及引進外資影響對外投資的機制與內在邏輯仍處于“黑箱”之中。梳理已有文獻，發(fā)現微觀企業(yè)對外直接投資主要受自身生產率和融資能力約束，新經濟地理學的“企業(yè)異質性”理論就認為企業(yè)依據自身生產率水平從低到高依次選擇專注國內市場、對外貿易和對外投資三種市場策略[6]，而融資能力受限通過作用企業(yè)參與國際市場的意愿及形式來影響其出口和對外投資行為[7]?；诖耍疚姆治鲆M外資影響東道國對外直接投資行為的機制從企業(yè)生產率和融資約束兩方面加以展開。

圖1IFDI對OFDI影響的機制分析圖

(一)技術溢出效應機制

引進外資影響對外投資最主要途徑是技術溢出，其既發(fā)生在行業(yè)內與行業(yè)間，也存在于相鄰地區(qū)之間[8]。行業(yè)內技術溢出為東道國企業(yè)模仿外資企業(yè)工藝與技術，優(yōu)化自身生產要素配置，提高企業(yè)全要素生產率以從事對外投資活動；同時通過學習外資企業(yè)跨國經營經驗和組織管理模式，可在未來對外直接投資中減少與國際市場距離，降低信息搜集成本[9-10]。行業(yè)間溢出則體現在上下游產業(yè)關聯內，主要存在于外資企業(yè)與東道國上下游供應商之間，東道國企業(yè)作為跨國公司產業(yè)鏈條上的供給方或需求方，可深度學習其先進管理經營方法與技術，同時又作為跨國公司全球生產鏈條上一環(huán)，通過對外投資建立海外工廠，配套跨國公司實現全球生產要素的優(yōu)化組合，借助跨國公司豐富的信息資源和本地化網絡渠道，國內企業(yè)亦可促進自身快速成長為跨國企業(yè)[11]。地區(qū)間技術溢出依靠高素質勞動力要素跨企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)的雙向流動，縮小企業(yè)生產效率和管理水平差距，增強企業(yè)國際競爭力，形成對外投資的所有權優(yōu)勢。

(二)負向擠出效應機制

外資企業(yè)對東道國企業(yè)的對外投資能力的負向效應主要體現于產品市場與勞動力市場對東道國企業(yè)的擠出。產品市場中，跨國企業(yè)利用自身所有權優(yōu)勢和技術優(yōu)勢，迅速占領東道國產品市場，迫使東道國大量中小企業(yè)退出生產經營，嚴重摧毀了東道國創(chuàng)新的生力軍[12]。同時，憑借技術與資本方面優(yōu)勢，外資企業(yè)在產品市場可能處于行業(yè)壟斷地位，對上下游中間產品具有較強議價能力，可利用生產價格等手段惡化東道國企業(yè)資產負債表，進而削弱上下游企業(yè)生產效率，這必然左右上下游企業(yè)對外投資決策，最終可能迫使企業(yè)放棄對外投資活動。勞動力市場方面，一方面外資企業(yè)大量進入增加了勞動力需求，提高了勞動力市場均衡工資水平，壓縮東道國企業(yè)利潤率，致使其無法彌補對外投資所需的固定成本。另一方面，在人才吸引方面，外資企業(yè)普遍實施高薪戰(zhàn)術，強化高技術勞動力談判和議價能力，削弱了國內企業(yè)自主研發(fā)能力，延緩國內企業(yè)生產率和對外投資能力提升[13]。除此之外，跨國企業(yè)為將國內企業(yè)長期鎖定在產業(yè)鏈中低端，刻意阻止先進知識與技術向國內企業(yè)轉移，致使東道國企業(yè)生產率始終處于低位徘徊，無力從事國際投資活動。

(三)資本擠入擠出機制

外資進入為東道國企業(yè)“走出去”的必要條件是資金支持，其存在顯著的正負效應。一方面，外資大量涌入促進了資金供給、產業(yè)結構、外匯等國內經濟要素發(fā)展，夯實東道國企業(yè)對外投資基礎，增強企業(yè)對外投資信心并刺激企業(yè)積極“走出去”[14]。特別是發(fā)展中國家，企業(yè)對外投資面臨比出口更高的固定成本。當企業(yè)內部資金不足，在信息不對稱市場向銀行機構融資時，需承擔顯著高于內部融資的外部融資成本，這將整體降低企業(yè)對外投資概率，而外商資本直接注資東道國企業(yè)，有效增加東道國企業(yè)自有資本積累，對東道國國內資本積累形成擠入效應，且由于資本要素在東道國自由流動，必將增加鄰近和整個地區(qū)資本積累，進而提升企業(yè)對外直接投資能力[15]。另一方面，外商資本憑借在技術與管理方面的競爭優(yōu)勢擠出東道國企業(yè)的資本獲取，特別是在中國財政分權機制下，地方政府為吸引外商資本展開引資競爭而出臺的各項優(yōu)惠措施，客觀上使得本地企業(yè)與外資企業(yè)在對外投資活動中競爭金融機構資本支持處于弱勢地位，致使在“硬信息”和“軟信息”均占有優(yōu)勢的外資企業(yè)更受金融機構偏好，易導致外資企業(yè)對本地企業(yè)在國內信貸資源的擠出效應，加劇國內企業(yè)的融資約束，迫使其放棄參與國際市場投資活動。

通過以上分析可知，外商資本通過技術溢出、負向擠出和資本擠入擠出等效應作用東道國企業(yè)生產率和融資能力，進而影響其對外投資能力。但外資企業(yè)的影響效應并非自然產生，效應大小和東道國自身發(fā)展特點有關。一般而言，本國的金融發(fā)展、人力資本、吸收能力、市場規(guī)模等均是影響效應發(fā)生與否及程度大小的決定變量。特別是東道國金融發(fā)展水平，直接影響外商資本的技術和資本溢出效應的發(fā)生概率與影響程度，其作用渠道為優(yōu)化資金配置和風險管理。資金問題作為制約本地企業(yè)對外投資活動的首要面對問題，發(fā)達的金融市場具備強大信息收集能力，并將信息傳遞給外商投資者，既引導外商資本流入創(chuàng)新性企業(yè)，又為本地企業(yè)開拓多樣化外部融資渠道，提高本地企業(yè)吸收能力，并通過經濟績效改善來吸引高素質人才和提升創(chuàng)新水平，以培養(yǎng)對外投資能力[16]。風險問題作為外商資本投資或聯系上下游本地企業(yè)需慎重考慮問題，相比秉持謹慎原則的銀行機構，發(fā)達的金融市場更易為外資提供豐富靈活的風險管理服務，通過投資組合的風險分散管理，可實現風險跨期平滑轉換和特殊風險沖擊，為此可吸引更多高質量外商資本，在此基礎上，國內企業(yè)也可通過“干中學”積累高質量外資的先進知識、技術和經驗，進而增強消化、吸收和改進技術的能力，提高自身企業(yè)生產率水平，為對外投資活動奠定良好基礎。

三、研究設計

(一)模型設定

為檢驗引進外資對區(qū)域對外投資的影響，本文采用空間面板模型加以實證度量，考慮到長期內引進外資對對外投資可能存在非線性影響，模型中加入核心解釋變量的平方項進行驗證。

lnofdiit=ρWlnofdiit+β1lnfdiit+β2(lnfdiit)2+

μ=λWμ+εit

(1)

其中，ofdi為對外直接投資規(guī)模；fdi為外商直接投資；xkit為控制變量；W為空間權重；β0，β1，δk為待估系數；θ，λ分別為空間滯后與空間誤差模型系數；εit為隨機擾動項。λ=0時為空間杜賓模型；λ=0，θ=0時為空間滯后模型；ρ=0，θ=0時為空間誤差模型。本文通過LM檢驗和穩(wěn)健性LM檢驗識別模型。

在分析東道國特征影響FDI作用OFDI機制時，特別發(fā)現地區(qū)金融發(fā)展對FDI影響效應存在資金配置和風險管理兩大功能，故為考察金融發(fā)展在這一過程中的作用效果，文章采用門檻模型判斷地區(qū)金融發(fā)展影響FDI作用OFDI的門檻值。

lnofdiit=α01+α11lnfdiit*I(r≤τ1)+

(2)

其中，r為門檻變量，τ1，τ2，…，τn-1，τn均為待估門檻值，I(·)為指標函數，εit～iid(0，σ2)。

(二)權重的設定

研究中國省級層面引進外資影響對外投資效果，其機制概括為技術溢出效應、負向擠出效應和資本擠入擠出效應，其中技術溢出和負向擠出效應的中介要素主要為研發(fā)資本與技術人才，而資本擠入擠出效應涉及一般經濟活動空間聯系，為此分別構建R&D資本權重、R&D人員權重和經濟空間權重測度由資本、人員要素流動和經濟聯系帶來的FDI空間關聯效應。

R&D資本的空間關聯強度表示為：

(3)

其中，TPij表示i、j區(qū)域R&D資本空間聯系強度；A為常數，通常取1；Ki，Kj表示區(qū)域i，j的R&D資本，R&D資本以R&D經費為指標，折舊率取15%，利用永續(xù)盤存法求出；Dij表示區(qū)域i，j之間地理距離，可利用國家地理信息系統(tǒng)網站提供的1∶400萬電子地圖和Geoda095i測量。

如此，R&D資本空間權重中任意元素可定義為：

(4)

R&D人員空間權重和經濟權重構建參照式(3)、(4)即可。

(三)變量說明

1.被解釋變量

對外直接投資(ofdi)：根據中國商務部歷年對外投資統(tǒng)計公報，選用對外直接投資存量數據?，F有OFDI數據單位均為美元，本文根據世界銀行公布的年內平均官方匯率折算成人民幣現價價格，并利用CPI指數對數據作了價格調整。

2.解釋變量

外商直接投資(fdi)：使用各省外商企業(yè)投資總額，利用匯率換算和價格平減可得。

3.控制變量

(1)金融發(fā)展(fina)：從金融發(fā)展歷史演進路徑觀察，金融發(fā)展不僅是金融深化與金融規(guī)模擴大，也包含金融結構優(yōu)化和金融效率提升。為此，利用主成分分析法從金融規(guī)模、金融結構和金融效率等方面對中國金融發(fā)展加以測算。其中，金融規(guī)模包括金融機構存款余額/GDP(X1)、金融機構貸款余額/GDP(X2)、人均存款額(X3)、人均貸款額(X4)和金融業(yè)從業(yè)人員數(X5)等5個分指標；金融結構由股票籌資額/GDP(X6)、債券籌資額/GDP(X7)、保險深度(全部保費收入/GDP，X8)、保險密度(人均保費收入，X9)等4個分指標組成；金融效率則由金融機構貸存比(X10)、金融轉換能力(資本形成總額/城鄉(xiāng)居民儲蓄，X11)、非國有部門的信貸/GDP(X12)等3個指標組成。

(2)地區(qū)開放程度(open)：地區(qū)經濟開放水平越高，越利于融入國際產業(yè)鏈及消費市場，提升地區(qū)對外投資能力。故而使用進出口總額與國內生產總值比率表示。

(3)吸收能力(human)：地區(qū)吸收能力多以人力資本指標替代，現有研究針對人力資本測算多采用勞動力平均受教育年限的近似。本文分別把小學、初中、高中及大專以上受教育年限設為6年、9年、12年和16年，則人力資本=小學受教育比例×6+初中受教育比例×9+高中受教育年限比例×12+大專以上受教育年限比例×16。

(4)市場化程度(market)。在參考已有文獻基礎上，使用國有化程度作為市場化發(fā)展的逆向指標，使用國有從業(yè)人員數占總就業(yè)人數比例衡量。

(5)市場規(guī)模(gdp)：市場規(guī)模一定程度上代表地區(qū)經濟發(fā)展水平，是推動對外直接投資活動的重要動力，以地區(qū)人均GDP表示。

(6)全要素生產率(tfpch)：指總產出與總投入的比率值，衡量每一單位投入的產出或每一單位產出所需的投入，本文以資本和勞動力為投入變量，地區(qū)GDP為產出變量，利用數據包絡法測算得到。數據主要來源國家統(tǒng)計局、wind數據庫、國泰安數據庫。

四、實證結果與分析

(一)空間自相關檢驗

在進行模型估計之前，需檢驗外商直接投資的空間相關性，結果見表1。從表1可明顯看出，2003—2016年中國FDI的Moran指數均為正數，且大多通過5%顯著性水平檢驗，表明考察年份各省份的外商直接投資在空間分布上具有正向相關關系，而非完全隨機狀態(tài)，即FDI較高的地區(qū)相互鄰近和傾向聚集。從全國層面上看，中國省份之間的FDI的空間相關性是客觀存在的，如將其作為一個獨立的觀測主體，則評估結果將存在明顯偏差。

表1 FDI的Moran指數結果

(二)模型的選取

表2顯示，在R&D資本、R&D人員空間權重和經濟權重下，LR值均拒絕了空間固定效應和時間固定效應的原假設，據此建立雙向固定效應模型。

同時，從LM檢驗和穩(wěn)健LM檢驗結果看，在空間與時間雙向固定效應下，R&D資本、R&D人員空間權重在10%顯著性水平上均拒絕無空間滯后和空間誤差的原假設，根據判定準則，故而選擇空間杜賓模型(SDM)，經濟空間權重根據結果則采用空間誤差模型。

表2 非空間交互效應結果

注：表中OSL，sFE，tFE，tsFE分別表示無固定效應、空間固定效應、時間固定效應和時間空間雙向固定效應；*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平上顯著。

(三)空間面板結果分析

根據表3結果，可明顯看出：

第一，從R2、Sigma2統(tǒng)計量來看，三種空間權重下模型均具有良好擬合度，表明空間面板模型能夠較好表達出FDI對OFDI的作用效果，其中ρ在R&D資本空間權重、R&D人員空間權重下系數分別為-0.374、-0.343，且均通過10%顯著性水平檢驗，說明鄰近地區(qū)對外直接投資活動對本地區(qū)OFDI存在負向溢出，具有明顯“競爭效應”；經濟空間權重下λ值為-0.355，同樣表明省份之間的外部性對本省對外投資存在影響效應，經濟聯系較強省份之間存在明顯的負向空間溢出效應，而這效應多體現在各省份整體的結果性誤差沖擊中。

第二，從模型的解釋變量分析，關鍵解釋變量lnfdi在R&D資本空間權重、R&D人員空間權重和經濟權重下的10%顯著性水平上顯著為正，證實了短期內FDI對區(qū)域OFDI的正向溢出效應，與潘文卿利用146個國家面板數據得出一國吸引外資對該國對外投資有著顯著的正向影響的結論類似[14]。(lnfdi)2在三個空間權重下系數分別為-0.052、-0.051和-0.056，在10%顯著性水平上為負，亦可證實FDI對OFDI的影響效果非線性，長期內為“倒U型”關系。

第三，從控制變量來看，金融發(fā)展表現并不顯著，事實上，金融發(fā)展作為資源優(yōu)化配置的重要手段，調節(jié)與滿足微觀企業(yè)生產經營的融資需求，是企業(yè)從事經濟活動的必要條件之一，而目前中國對外投資活動受制于發(fā)展相對滯后的金融體系，融資困難和信貸約束仍是制約中國企業(yè)對外投資的重要難題，如黃益平、王勛等認為母國金融抑制才是迫使企業(yè)對外投資的原因[17-18]。而對外開放水平對地區(qū)對外投資的影響程度并不顯著。人力資本存量影響對外直接投資效應較為顯著，且方向符合預期，人力資本作為地區(qū)人才儲備和技術研發(fā)的重要組成部分，發(fā)展狀況直接關系到勞動力生產率和企業(yè)生產率水平，進而影響企業(yè)對外投資行為。市場化程度對地區(qū)對外投資活動的效應為正，表明地區(qū)市場化水平提升利于企業(yè)對外投資活動。經濟的快速發(fā)展則有力推動地區(qū)對外直接投資快速增長，與此對應，地區(qū)全要素生產率的對外直接投資增長效應并不明顯，據企業(yè)異質性理論，同一行業(yè)中企業(yè)生產率從低到高的生產經營活動分別為服務本國市場、出口和對外直接投資，實證結果間接表明目前中國對外直接投資多非具備傳統(tǒng)理論強調的所有權優(yōu)勢和壟斷優(yōu)勢，更多為資源尋求型和技術尋求型投資，顯示出與發(fā)達國家海外投資的重要區(qū)別。

表3 不同空間權重的空間面板模型估計結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著；Durbin模型中人力資本為指定的空間滯后解釋變量。

(四)擴展的門檻效應回歸

金融發(fā)展狀況顯著影響外商資本對區(qū)域對外投資活動程度，因此為進一步明確兩者間非線性關系，本文選取各省域的金融發(fā)展為門檻變量，并基于中國2003—2016年省級面板數據構建門檻模型，測算具體門檻值。

為確定門檻數量，依次對不存在門檻值、存在單一門檻值、存在雙重門檻值和存在三重門檻值模型進行估計檢驗見表4及表5，具體F統(tǒng)計量與P值結果見表4?？煽闯?，以金融發(fā)展為門檻變量時，三重門檻值均較為顯著，且通過5%顯著性水平檢驗，證實了引進外資與對外投資間的非線性關系。

表4 門檻效果檢驗結果

在確定門檻值存在后，則需測算具體門檻值，測算結果見表5?？梢娊鹑诎l(fā)展門檻值分別為-0.323、0.230、0.242，且均處于門檻值置信區(qū)間，表明門檻值的有效性。

表5 門檻值估計結果

表6為門檻模型估計結果。可知，當金融發(fā)展低于第一門檻值、介于第一與第二門檻值、介于第二與第三門檻值和大于第三門檻值時，其系數分別為0.321、0.279、0.308和0.266，且均通過5%顯著性水平檢驗。從系數值來看，引進外資對地區(qū)對外投資影響效應呈現“余弦函數型”形態(tài)，這與外商資本與金融發(fā)展水平發(fā)展階段密切相關。在金融發(fā)展水平相對較低時，特別是中國改革開放之初，經濟相對落后，此階段FDI進入并不經由國內金融系統(tǒng)，低水平金融發(fā)展對FDI抑制并不明顯，反而由于明顯的技術距離，FDI的溢出效應十分顯著；當金融發(fā)展跨越第一個門檻值時，金融抑制現象減少，本地企業(yè)可從區(qū)域金融系統(tǒng)獲得較為低廉、充足的資本補充，FDI帶來的資本補充效應降低，且由于示范-模仿效應及競爭效應顯現，本地企業(yè)創(chuàng)新水平有所提升，傳統(tǒng)來料加工等低技術水平的FDI帶來的技術溢出效用降低。當金融發(fā)展跨越第二門檻時，高技術水平的FDI逐步涌入，本地企業(yè)創(chuàng)新能力提升，金融發(fā)展對本地企業(yè)自主創(chuàng)新及吸收FDI技術溢出的服務能力進一步增強，FDI通過技術溢出和企業(yè)生產率提高促進本地企業(yè)的對外投資；當金融發(fā)展跨越第三個門檻時，多層次的金融市場為本地企業(yè)提供多樣化的金融服務，尤其支持本地企業(yè)大力自主創(chuàng)新，減小本地企業(yè)與外資企業(yè)技術缺口，降低FDI溢出效應，致使FDI對本地對外投資影響相對降低。

表6 不同門檻變量的模型估計結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。

五、結論與相關建議

在新時代時期，需“堅持引進來與走出去并重”的發(fā)展方向，充分利用國內、國外兩種資源、兩個市場。特別是在“一帶一路”建設的大背景下，理順引進外資與對外投資兩者關系，促進兩者協(xié)調發(fā)展是學術界與政策界共同面對的問題。為此，分別從理論機制和實證檢驗兩方面對此加以分析。理論機制梳理發(fā)現，引進外資影響對外投資的主要途徑為技術溢出效應機制、負向擠出機制和資金的擠入擠出機制，技術溢出通過生產聯系和人員流動，負向擠出則通過產品擠出和人才擠出等影響本地企業(yè)生產率進而促進(阻礙)企業(yè)對外直接投資活動；資本擠入擠出從資本積累和信貸占用兩方面分析外商資本影響對外投資企業(yè)的投資意愿及能力。同時，作用機制是否順暢受地區(qū)金融發(fā)展影響?；诖?，為驗證理論機制，本文以2003—2016年省級數據為基礎，利用空間面板模型和非線性面板門檻模型，實證檢驗引進外資對地區(qū)對外投資的空間溢出及非線性影響，并得出以下結論：(1)中國外商直接投資有顯著的空間聚集效應，均呈現高-高、低-低空間分布特征，具有空間分布上的“馬太效應”。(2)在R&D資本、R&D人員權重模型中，對外投資存在顯著空間自相關性，即鄰近地區(qū)對外直接投資對本地區(qū)對外投資具有明顯負向空間溢出；經濟空間權重中，地區(qū)之間的外部性對各地區(qū)對外投資有重要影響，經濟聯系較強地區(qū)之間存在明顯的負向空間溢出效應，這效應更多體現在各地區(qū)整體的結果性誤差沖擊中；(3)短期內，外商投資對區(qū)域對外直接投資活動有顯著的正向促進作用，在R&D資本、R&D人員空間權重和經濟空間權重模型中，外商直接投資每增加1個百分點，對外投資在三種空間權重模型中分別增加0.741、0.694和0.717個百分點；(4)長期內，外商直接投資與對外投資影響存在非線性關系，以金融發(fā)展作為門檻變量，顯示顯著三重門檻效應，門檻值分別為-0.323、0.230、0.242。

改革開放以來，中國經濟發(fā)展取得舉世矚目成就，本地企業(yè)與跨國企業(yè)技術差距逐步縮小，外商資本在其中扮演重要角色。而在新一輪對外開放的重要時期，要實現產業(yè)結構的轉型升級，必定要處理好引進外資與對外投資間兩者關系。首先，需從理論與政策層面協(xié)調引進外資與對外投資關系，實現兩者有序發(fā)展。引進外資與對外投資均涉及企業(yè)投資主體和政府協(xié)調主體兩個角色，要實現兩者良性有序，本質上應落腳于企業(yè)與政府的充分協(xié)調上，尤其是政府機構，要立足當前中國對外投資實際情況，構建引進外資與對外投資協(xié)調平臺，避免商務部、國資委、發(fā)改委、海關等“九龍治水”局面，同時加大多邊投資協(xié)定談判，提高“引進來”質量和“走出去”力度，使得“引進來”能更好地促進“走出去”。其次，鑒于外商資本特性的錯綜復雜，在中國經濟進入新常態(tài)時期，各地經濟尋求產業(yè)結構轉型，并努力向產業(yè)鏈高端爬升，此過程中地方政府招商引資過程中應著重引導市場導向型和市場關聯性的高質量外商資本流入，促進高質量外商資本正向效應外溢，并避免成本導向型等低技術水平外資大量流入。最后，吸引外資對中國對外投資的促進作用受地區(qū)發(fā)展特征影響，特別是金融發(fā)展、人力資本和市場規(guī)模等因素，因此，各地區(qū)在積極吸引外商投資同時，更應充分提升本地區(qū)金融發(fā)展、人力資本、制度質量和科研技術等水平，以便有效吸收外商資本帶來的先進技術與管理經驗，提升本地企業(yè)國際競爭力。