中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響研究

姚戰(zhàn)琪

（中國社會科學院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京100028）

引 言

進入21世紀以后，中國對外直接投資快速增長，2010—2017年中國 OFDI年均增長 27．79%。一方面，中國OFDI與提升中國貿(mào)易競爭力之間密不可分，中國對發(fā)達國家OFDI、對發(fā)展中國家OFDI、對“一帶一路”沿線國家OFDI對出口技術(shù)復雜度都具有顯著的促進作用。另一方面，全球經(jīng)濟正從工業(yè)經(jīng)濟邁向服務經(jīng)濟，各國現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展與現(xiàn)代服務集聚度不斷提升緊密關聯(lián)，各國都經(jīng)歷了服務業(yè)集聚區(qū)的發(fā)展過程，其中美國的區(qū)域集中度相對較高，其他國家的服務業(yè)集聚程度也不斷提升，并且不同服務業(yè)具有不同集聚特征。因此，剖析中國對外直接投資與提升各國現(xiàn)代服務業(yè)集聚度之間的內(nèi)在關系，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

當前有關研究中國OFDI對東道國服務業(yè)集聚發(fā)展影響的研究成果很少，本文嘗試考察中國對外直接投資通過推動中國最終品出口額和提升東道國商業(yè)自由度對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響。使用各種空間權(quán)重矩陣得到的結(jié)果是否能證明中國對外直接投資促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚？中國OFDI通過何種渠道促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚？貿(mào)易伙伴國本地的影響因素對該國本地的服務業(yè)集聚的影響與該國本地的影響因素對該國周邊的服務業(yè)集聚的影響有何不同？現(xiàn)有文獻沒有回答上述問題，本文嘗試從中國OFDI對中國貿(mào)易伙伴國的服務業(yè)集聚影響機制角度回答上述問題。

一、理論分析與研究假設

（一）中國OFDI與中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚

中國對外直接投資具有顯著的空間集聚特征。東道國的產(chǎn)業(yè)集聚在很大程度上吸引跨國公司對外直接投資的區(qū)位選擇。首先，產(chǎn)業(yè)集聚能使對外直接投資的投資國更容易獲得東道國先進技術(shù)和管理模式，而且貿(mào)易伙伴國是否接壤、貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟距離等因素直接影響企業(yè)能否獲得先進的經(jīng)驗和知識。王疆、江娟等研究了中國企業(yè)對美國投資的案例［1］，認為產(chǎn)業(yè)集聚是促使中國企業(yè)對美國投資的一個重要因素。服務業(yè)集聚能夠促使企業(yè)從外部獲得所需要的資本和人才，會推動國內(nèi)外資本和人才流入東道國，從而推動東道國服務業(yè)集聚區(qū)內(nèi)的企業(yè)創(chuàng)新速度加快［2］。其次，不但母國的對外直接投資促進東道國的產(chǎn)業(yè)集聚，而且東道國的產(chǎn)業(yè)集聚能促使進行對外直接投資的母國獲得豐富的知識和技術(shù)，可以降低進入東道國的跨國公司的信息搜索成本。鄭展鵬使用赫希曼一赫芬達爾指數(shù)、多樣性指數(shù)等方法研究了中國對外直接投資的空間集聚特征，認為中國加快走出去步伐，中國對外直接投資的空間集聚特征顯著［3］。最后，企業(yè)進行對外直接投資存在顯著的同源國集聚特征，即企業(yè)OFDI的區(qū)域選擇存在顯著的同源國集聚效應，企業(yè)對外直接投資會受到同行業(yè)或相關行業(yè)母國對外直接投資的影響，中國企業(yè)對外直接投資會主要集中于中國企業(yè)同行業(yè)投資經(jīng)驗密集的地區(qū)。中國OFDI能為中國貿(mào)易伙伴國提供很大規(guī)模的資本要素，服務業(yè)對外直接投資成為中國對外投資占比最大的產(chǎn)業(yè)，中國對外投資能夠促進配套基礎設施投資迅速完成。同時，中國對外投資能夠刺激中國貿(mào)易伙伴國市場需求，從而能夠促進中國貿(mào)易伙伴國生產(chǎn)性服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚，也能促進中國貿(mào)易伙伴國消費性服務業(yè)、中國貿(mào)易伙伴國新興服務業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚。因此，提出假設1：

H1：中國OFDI會顯著促進中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。

（二）中國OFDI對中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響機制

東道國的商業(yè)自由度等制度環(huán)境與中國對外直接投資的區(qū)位選擇緊密關聯(lián)，東道國為中國企業(yè)提供便利條件的商業(yè)自由度會正向調(diào)節(jié)中國對外直接投資，因此中國對外直接投資能通過貿(mào)易伙伴國的商業(yè)自由度顯著促進服務業(yè)集聚，東道國的商業(yè)自由度越高，東道國的投資管制就越寬松，外國企業(yè)進入的成本和門檻就越低。企業(yè)在不具有核心競爭力的條件下，可以利用東道國的商業(yè)自由度來彌補中國對外投資企業(yè)在經(jīng)濟資源等方面的劣勢。當前，歐盟的商業(yè)自由度是影響中國企業(yè)直接投資的區(qū)位選擇的重要因素，歐盟商業(yè)自由度積極促進中國企業(yè)對外直接投資的區(qū)位選擇。貿(mào)易伙伴國市場經(jīng)濟運行效率與中國對外直接投資緊密關聯(lián)，商業(yè)自由度能夠衡量一國企業(yè)在貿(mào)易伙伴國開辦企業(yè)、運營和管理企業(yè)的成本高低，中國對外直接投資能提升中國貿(mào)易伙伴國市場經(jīng)濟運行效率，貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度能顯著促進中國對外直接投資。雖然東道國通過金融自由化對中國對外直接投資的促進作用較弱，但中國企業(yè)更關注東道國商業(yè)自由度即商業(yè)環(huán)境寬松對中國對外投資的影響，因此東道國的商業(yè)自由度能顯著促進中國對外直接投資，貿(mào)易伙伴國的商業(yè)自由度能夠通過促進中國對外直接投資顯著提升中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。本文認為，投資東道國的商業(yè)自由度是長期影響中國企業(yè)對外直接投資的重要因素，投資東道國為企業(yè)提供的便利條件和在東道國開辦生產(chǎn)程序的高效會顯著促進中國企業(yè)對外投資，因此，提出假設2：

H2：中國OFDI能通過中國貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度顯著提升貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚度。

中國對外直接投資也能通過促進中國最終品出口顯著提升中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。首先，中國對外直接投資具有顯著的地區(qū)集聚特征，中國東部地區(qū)對外直接投資占中國對外投資總量的八成以上，中國OFDI顯著的地區(qū)集聚特征會促進東道國產(chǎn)業(yè)集聚。很多研究成果發(fā)現(xiàn)，進入中國的外商投資能促進中國本地的服務業(yè)集聚，尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)FDI顯著促進生產(chǎn)性服務業(yè)集聚，而消費性服務業(yè)FDI對消費性服務業(yè)集聚的影響不顯著［4］。其次，中國對外直接投資能通過技術(shù)溢出顯著促進東道國服務業(yè)集聚，即中國OFDI溢出的中國國內(nèi)研發(fā)資本存量顯著促進東道國服務業(yè)集聚。中國對發(fā)達國家OFDI、對發(fā)展中國家OFDI、對“一帶一路”沿線國家OFDI都對出口技術(shù)復雜度具有顯著的促進作用。中國通過對發(fā)達國家OFDI獲得的研發(fā)資本存量、對發(fā)展中國家OFDI獲得的研發(fā)資本存量和對“一帶一路”沿線國家OFDI獲得的研發(fā)資本存量對中國出口技術(shù)復雜度有長期影響。最后，中國對外直接投資能促進貿(mào)易伙伴國從中國進口服務業(yè)與制造業(yè)最終品貿(mào)易，從而能提升貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。與早期的“貿(mào)易替代”不同，OFDI與對外貿(mào)易之間的關系體現(xiàn)為“貿(mào)易促進”，中國對外直接投資具有顯著的貿(mào)易促進效應，中國企業(yè)出口是影響對外直接投資的內(nèi)生變量，中國對外直接投資能顯著促進企業(yè)出口。一方面，中國企業(yè)在國外進行直接投資，必然會從國內(nèi)購買資本設備、來自采掘業(yè)和農(nóng)業(yè)的未經(jīng)加工的物品、經(jīng)過加工的原料，另一方也要從國內(nèi)進口中間品和零部件，因此各種類型的對外直接投資與企業(yè)出口緊密關聯(lián)。李波、趙鑫鋮、李艷芳認為進出口貿(mào)易顯著促進一國產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高［5］，同時產(chǎn)業(yè)集聚與加工貿(mào)易出口緊密關聯(lián)，產(chǎn)業(yè)集聚能顯著促進中國加工貿(mào)易增長［6］。本文認為，中國對外直接投資與貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚緊密關聯(lián)，中國對外直接投資企業(yè)利用貿(mào)易伙伴國的勞動資源將生產(chǎn)的產(chǎn)品出口到第三國，同時從中國進口大量的中間品、零部件、半成品和原材料等從事生產(chǎn)，因此中國對外直接投資與中國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)之間的前后關聯(lián)度很高。因此，提出假設3：

H3：中國OFDI能通過中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重提升貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚度。

二、研究方法、模型設計及數(shù)據(jù)來源

（一）模型設立

第一步，研究中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響。借鑒劉宇、馬海靜的研究方法［7］，建立以下空間計量模型：

方程（1）用來驗證中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的促進作用，但沒有研究中國OFDI通過哪些路徑對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚產(chǎn)生影響，以及中國OFDI通過各條路徑對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響有何不同，因此本文在第二步研究中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響機制，具體建立以下空間計量模型：

方程（2）在控制了貿(mào)易伙伴國GDP與貿(mào)易伙伴國GDP總量之比、貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量、服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比、貿(mào)易伙伴國勞動力人口數(shù)量、促進私營部門發(fā)展的政策和法規(guī)力度的基礎上增加了λ（中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重、貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度指數(shù)）與中國OFDI的交叉項。通過考察交叉項來驗證假設2和假設3。

區(qū)位熵?？臻g基尼系數(shù)、行業(yè)集中度和區(qū)位熵都可以用來測算貿(mào)易伙伴國服務業(yè)空間集聚程度，本文使用服務業(yè)區(qū)位熵對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)的基本職能進行分析。區(qū)位熵的計算公式為：

其中 ESi、ES、Xi、X 分別為貿(mào)易伙伴國服務業(yè)就業(yè)人數(shù)、貿(mào)易伙伴國就業(yè)總?cè)藬?shù)、全球服務業(yè)就業(yè)人數(shù)、全球就業(yè)總?cè)藬?shù)。使用式（3）分別計算貿(mào)易伙伴國服務業(yè)區(qū)位熵。

在控制變量的選擇上，使用貿(mào)易伙伴國GDP與貿(mào)易伙伴國GDP總量之比（Gdpper）來反映貿(mào)易伙伴國在世界經(jīng)濟發(fā)展中的地位。貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量（RDP）雖然不能反映就業(yè)人員中的研發(fā)人員密度，但能反映貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員總量。使用貿(mào)易伙伴國服務業(yè)和制造業(yè)的就業(yè)人口占總就業(yè)人數(shù)的比重來計算服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比（SMP）。從世界銀行數(shù)據(jù)庫得到貿(mào)易伙伴國勞動力人口數(shù)量（Labor）。從全球治理指標（WGI）數(shù)據(jù)庫得到貿(mào)易伙伴國政策和法規(guī)力度（Pore）。從WIOT（世界投入產(chǎn)出表）得到中國服務業(yè)最終品出口額和制造業(yè)最終品出口額，從而計算中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重（sme）。從美國傳統(tǒng)基金會的全球經(jīng)濟自由度指數(shù)得到貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度指數(shù)（bf）。

（二）數(shù)據(jù)來源

使用莫蘭指數(shù)（Moran’s I指數(shù)）來度量空間相關性。本文使用三種方法計算空間權(quán)重矩陣：中國貿(mào)易伙伴國是否接壤空間權(quán)重矩陣、以雙方絕對距離為基礎并以該國內(nèi)部的城市層面的人口分布狀況作為權(quán)重計算的空間權(quán)重矩陣、中國貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣。

本文使用的樣本為2000—2014年WIOT（世界投入產(chǎn)出表）中不包括中國及中國臺灣地區(qū)的41個國家和地區(qū)，在使用各種空間計量模型的GMM估計方法時除掉與其他國家不接壤的8國數(shù)據(jù)，即使用33國數(shù)據(jù)，包括奧地利、比利時、保加利亞、加拿大、瑞士、捷克、德國、丹麥、西班牙、愛沙尼亞、芬蘭、法國、英國、希臘、克羅地亞 、匈牙利、愛爾蘭、意大利、立陶宛 、盧森堡 、拉脫維亞 、墨西哥 、荷蘭 、挪威 、波蘭 、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯聯(lián)邦、斯洛伐克共和國 、斯洛文尼亞、瑞典、土耳其 、美國 。

表1 描述性分析

三、結(jié)果分析

（一）中國OFDI對區(qū)域服務業(yè)集聚影響的計量模型

表2（見下頁）為使用普通面板模型、使用是否接壤空間權(quán)重矩陣并分別使用SAR模型、SDM模型、SEM模型、SAC模型的檢驗結(jié)果，可發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資存量的估計系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，因此中國對外直接投資顯著促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚，假設H1得到支持。貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量在五種模型情形下的估計系數(shù)分別為0．046、0．029、0．029、0．019、0．041，并通過 1%的顯著性檢驗，服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比在五種模型情形下的估計系數(shù)分別為 0．016、0．015、0．015、0．013、0．016，也通過1%的顯著性檢驗。因此貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量、服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比顯著促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。貿(mào)易伙伴國GDP與貿(mào)易伙伴國GDP總量之比、貿(mào)易伙伴國勞動力人口數(shù)量變量的估計系數(shù)顯著為負。

（二）中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響機制分析

表3見第130頁為中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響機制檢驗結(jié)果?？煽吹浇徊骓?sme×LnOFDI、bf×LnOFDI顯著為正，即中國對外直接投資與貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度指數(shù)交叉項、中國對外直接投資與中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重的交叉項的回歸系數(shù)顯著為正，并通過10%顯著性檢驗。因此中國對外直接投資強化了中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重、貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度指數(shù)對服務業(yè)集聚的促進作用。即中國OFDI通過中國最終品出口、貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚具有正向促進作用，假設H2和H3得到支持。同時可看到，中國對外直接投資與中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重的交叉項的估計系數(shù)顯著大于中國對外直接投資與貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度指數(shù)交叉項的估計系數(shù)。這表明中國對外直接投資通過中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的促進作用顯著大于通過貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度對服務業(yè)集聚的促進作用。當前中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口貿(mào)易不斷增長，中國OFDI通過服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的促進作用顯著，而中國OFDI通過貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度也能在一定程度上促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。另外也可看到，Gdpper變量以及該變量的空間滯后項也顯著為負，貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量、服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著，因此貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量、服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比顯著促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。

表2 回歸結(jié)果

表4見第131頁為各變量對中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚影響的直接效應、間接效應和總效應。在空間杜賓模型的總效應中，中國OFDI與中國最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重的交叉項、中國OFDI與貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度指數(shù)的交叉項對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響仍顯著為正，貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量、服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響也為正，貿(mào)易伙伴國GDP與貿(mào)易伙伴國GDP總量之比、貿(mào)易伙伴國勞動力人口數(shù)量對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響顯著為負。

直接效應能夠反映本地的影響因素對本地的服務業(yè)集聚的影響結(jié)果。在直接效應中，貿(mào)易伙伴國勞動力人口數(shù)量和貿(mào)易伙伴國GDP與貿(mào)易伙伴國GDP總量之比依然不顯著；直接效應中的貿(mào)易伙伴國研發(fā)人員數(shù)量變量的估計系數(shù)顯著為正，但空間杜賓模型的直接效應估計系數(shù)小于普通面板效應、SAR模型、SEM模型、SDM模型的估計系數(shù)，因此沒有考慮空間溢出效應的其他模型高估了研發(fā)人員變量的系數(shù)估計值。貿(mào)易伙伴國服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響顯著為正，說明貿(mào)易伙伴國服務業(yè)與制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比顯著促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。在直接效應中，中國OFDI能顯著促進中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚。

間接效應能夠反映本地的影響因素對周邊的服務業(yè)集聚的影響結(jié)果。在間接效應中，中國對外直接投資變量通過了1%的顯著性檢驗，說明中國對外直接投資對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚度具有促進作用，但該變量估計值迅速減少，因此雖然中國OFDI顯著促進中國貿(mào)易伙伴國的服務業(yè)集聚，但中國對該國的OFDI對該國的周邊國家的服務業(yè)集聚的影響快速下降。同時，中國OFDI與中國最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重的交叉項的估計值、中國OFDI與貿(mào)易伙伴國商業(yè)自由度指數(shù)的交叉項的估計值也迅速下降。

表3 中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的影響機制檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗

表5（見下頁）為分別使用各種空間權(quán)重矩陣得到的初始加權(quán)GMM模型、部分加權(quán)GMM模型、完全加權(quán)GMM模型三種GMM模型估計結(jié)果?？煽吹絃nOFDI變量在三種GMM的估計結(jié)果均為正，并通過1%的顯著性檢驗。因此中國OFDI對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚存在顯著影響。另外貿(mào)易伙伴國GDP與貿(mào)易伙伴國GDP總量之比變量的三種GMM估計結(jié)果均為負，因此貿(mào)易伙伴國GDP所占份額對服務業(yè)集聚的促進作用很弱。同時貿(mào)易伙伴國勞動力人口數(shù)量的三種GMM估計結(jié)果也為負，并通過了1%的顯著性檢驗，因此貿(mào)易伙伴國勞動力人口數(shù)量對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚沒有促進作用。

表4 各變量對中國貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚影響的直接效應、間接效應和總效應

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

結(jié)論及政策建議

本文使用區(qū)位熵測算了中國主要貿(mào)易伙伴國的服務業(yè)集聚度，并建立空間面板回歸模型檢驗中國OFDI對中國主要貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚度的影響，得到以下結(jié)論：第一，使用空間面板模型中的SAR模型、SDM模型、SEM模型、SAC模型的檢驗結(jié)果都表明，中國對外直接投資顯著促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚度的提升。第二，中國對外直接投資強化了中國服務業(yè)與制造業(yè)最終品出口額占貿(mào)易伙伴國GDP的比重對中國貿(mào)易伙伴國的服務業(yè)集聚的促進作用。第三，中國對外直接投資強化了中國貿(mào)易伙伴國的商業(yè)自由度指數(shù)對貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚的促進作用。

因此，應采取以下對策：第一，應強化中國對外直接投資對中國最終品出口額占比的促進作用，利用中國OFDI對中國服務業(yè)和制造業(yè)最終品出口占比的促進作用提升貿(mào)易伙伴國的服務業(yè)集聚度。應鼓勵中國企業(yè)走出去，強化中國企業(yè)國際綜合競爭力，要通過對外直接投資促進中國出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，通過對外直接投資帶動對外投資產(chǎn)業(yè)的周邊產(chǎn)業(yè)出口。第二，應利用中國OFDI對中國貿(mào)易伙伴國的商業(yè)自由度的促進作用提升中國貿(mào)易伙伴國的服務業(yè)集聚度。中國應增加在商業(yè)自由度等經(jīng)濟制度良好的國家的OFDI，減少對商業(yè)自由度等經(jīng)濟制度惡劣的國家進行OFDI。第三，貿(mào)易伙伴國的服務業(yè)和制造業(yè)的就業(yè)人口占比顯著促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚，因此制造業(yè)和服務業(yè)的互動發(fā)展顯著促進貿(mào)易伙伴國服務業(yè)集聚，中國也應推動制造業(yè)與現(xiàn)代服務業(yè)協(xié)同發(fā)展。