技術異質性角度的中國對外直接投資與制造業轉移空間效應

一 引言及文獻評述

近年來中國制造業發展面臨多重壓力：外部，低端環節面臨東南亞和發展中經濟體的低成本要素競爭，高端環節需要抵御發達國家高溢價技術競爭；內部，長期以來存在重復建設、同質競爭、區域發展不協調等問題。2015 年5月國務院正式印發《中國制造2025》(國發〔2015〕28號)，提出制造強國戰略；并且，2017年十九大報告指出要發展更高層次的開放型經濟。通過開放型經濟發展，成功實現產業轉型升級，是全面推進實施制造強國戰略的根本。

根據中國對外直接投資統計公報顯示，自2005年以來，中國對外直接投資流量連續10年高速增長，位列全球第二，其中制造業是中國對外投資的主要行業之一。然而，我國地區間對外直接投資分布不均衡問題日益凸顯，東部沿海省份對外直接投資流量占近2/3。高速不均衡增長的各類對外直接投資已成促進制造業產業轉移升級的重要力量之一(聶飛和劉海云，2016)[1]。

起初，國內學者從三個角度對制造業轉移進行了研究。一是衡量和測度制造業轉移程度的方法選取。其中，常用的定量測算區域間制造業轉移指標為地區制造業專業度、行業集中度(范劍勇，2004)[2]、制造業集聚指數、區位熵(潘文卿和劉慶，2012)[3]、區位基尼系數、地理集中度(羅勇和曹麗莉，2005[4]；唐曉華等，2017[5])、空間探索分析(ESDA)(劉友金和曾小明，2016)[6]等，另外，也有學者利用區域間投入產出模型(劉紅光等，2011)[7]來研究制造業產業轉移。二是分析制造業產業轉移的動態變化及區域特點，大部分學者認為我國制造業表現出集聚和擴散的雙重屬性，但聚集效應更加明顯(吳三忙和李善同，2010)[8]。三是分析制造業轉移的影響因素，大致為政策和制度(李婭和伏潤民，2010)[9]、勞動力素質和成本、規模經濟、自然資源和區位通達性(賀燦飛等，2008)[10]、市場潛力(周銳波和李曉雯，2017)[11]等因素。

近年來，隨著我國對外直接投資的發展，對外直接投資與產業結構升級之間的關系研究趨于熱門。大部分研究表明對外直接投資是促進我國產業結構升級的主要因素之一,兩者存在高度的相關性(李逢春，2012[12]；賈妮莎和申晨，2016[13])。汪琦(2004)[14]發現對外直接投資通過影響投資國的投入要素、需求結構和資源轉換方式等方面，來將這些變化傳導給本國產業結構調整過程并進而影響本國產業升級的速度和效率，卜憲潔(2016)[15]認為我國對外直接投資通過邊際產業轉移效應、技術溢出效應、產業關聯效應促進國內產業結構升級，聶飛和劉海云(2015)[16]發現我國對外直接投資通過供給側因素、需求側因素和產業競爭因素對我國產業結構有著明顯的優化作用。另外，從空間角度分析對外直接投資對我國產業影響的研究發現，中國省際OFDI 對產業結構升級的空間溢出效應明顯(崔日明和俞佳根，2015[17]；李東坤和鄧敏，2016[18])。

從已有文獻可知，目前將空間因素納入我國對外直接投資與技術異質性制造業轉移關系的研究多停留在空間溢出效應上而未能深入。另外，新古典經濟增長理論認為，技術是獨立于勞動和資本的促進經濟增長三大要素之一，技術發展水平與經濟活動緊密聯系，地區制造業技術異質性必然會導致地區間制造業發展模式的差異。據此，本文在我國制造業發展的“后工業化時代”以及OFDI高速不均衡增長的背景下，結合制造業技術異質性，并考慮空間的相關影響，試圖研究以下兩個問題：一是運用空間數據探索分析法，研究不同技術特點和水平的制造業轉移的空間效應；二是基于動態空間杜賓模型，實證研究OFDI等相關因素對技術異質性制造業轉移的影響。

二 對外直接投資對制造業轉移的空間效應原理

產業轉移是指一個國家(地區)的某些產業向其他國家(地區)轉移的現象或過程。產業轉移的早期經典理論主要有基于李嘉圖(Ricardo)比較優勢理論的赤松 “雁行模式”、 雷蒙德弗農(Raymond Vernon)的產品生命周期理論、小島清(Kiyoshi Kojim)邊際產業轉移理論、約翰·哈里·鄧寧(John Harry Dunning)國際生產折衷理論以及空間經濟學中的克魯格曼(Krugman)“中心——外圍”模型等。

本文借鑒劉紅光等(2011)[7]、聶飛和劉海云(2015)[16]關于產業轉移的相關研究以及Robertson(2000)[19]關于市場一體化的相關研究，從地區之間制造業的供給與需求兩者相互影響來說明OFDI對母國地區間制造業轉移模式的影響機理和空間效應，具體如圖1所示。

OFDI會對母國的國內市場需求和國外市場需求構成影響，進而影響國內地區間制造業的供需，誘發制造業的地區間轉移，從而保證我國制造業在市場上的比較優勢。OFDI對國際市場需求的影響主要有三種：一是出口替代效應,即在東道國直接建廠使得我國出口減少；二是市場競爭效應，即在對外投資過程中由于技術溢出效應，東道國通過自身資源稟賦優勢使其制造業得到了較大發展，擠占母國制造業市場份額；三是生產替代效應，即一些東道國通過投資資金的注入，擴大具有比較優勢的制造業產品生產，返銷至母國。

假設市場只有A、B兩個地區，A地區的制造業生產總值、OFDI及其他因素的變化不只對A地區的制造業供給與需求造成影響，而且還會影響周邊B地區的制造業供給與需求；同樣B地區的制造業生產總值、OFDI及其他因素的變化，也會對自身和周邊A地區制造業供需造成影響(如下圖箭頭①所示)。當兩地區的制造業供需變化超過某一門檻值，原有的區域制造業系統的供需平衡就會被打破，企業利潤空間改變，廠商會考慮向具有比較優勢地區轉移相關制造業工廠，以維持其產品在國際國內市場上的比較優勢和市場份額(如下圖箭頭②所示)。本文主要研究不同技術水平制造業的轉移。考慮到兩地區資源要素稟賦的差異，OFDI所引致的AMi(A地區i類型制造業)和BMi(B地區i類型制造業)不同類型的制造業轉移可能發生在地區間(如下圖箭頭③所示)，也可能發生在地區內部(如下圖箭頭④所示)。在企業追求利潤最大化的前提下，這種轉移最終將會使得A地區與B地區制造業供需趨于一個新的供需相對平衡狀態(如下圖箭頭⑤所示)[注]感謝外審專家及本刊編輯給出的啟發性建議。。

圖1 制造業轉移機理分析圖

注：AMi表示A地區i類型制造業，BMi表示B地區i類型制造業。

資料來源：作者繪制。

本文使用空間計量方法來研究制造業的轉移模式。這種由OFDI等因素導致的母國制造業轉移主要有兩種(聶飛和劉海云，2016)[1]：一種是“市場換市場”的擴張型轉移。這種轉移主要是為了規避OFDI“出口替代效應”和“市場競爭效應”所導致的國際制造行業市場需求的萎縮，將短期內具有比較優勢的產業通過對部分產業鏈合理轉移，一定程度上帶動鄰近區域該產業的發展來擴大市場份額。其在空間上的表現即為該產業高-高集聚的空間溢出效應。另一種則是“成本換市場”的衰退型轉移。這種轉移主要是為了規避OFDI“生產替代效應”所導致的國內市場萎縮和產業空心化，通過將某些不具有比較優勢的產業整體轉移向資源稟賦豐富、交通等要素成本較低的地區，來降低生產成本提升比較優勢。由于是整體轉移，該產業在空間效應上的表現即為該產業在轉出地衰落，而在轉入地興起，呈現高-低聚集的空間模式。另有一些高端制造業轉移穩定存在于某一區域(如圖1箭頭④所示)。這種轉移只在內部進行，可稱之為“穩定性轉移”，即通過內部自身技術優化，引進外來資本進行產業更新迭代從而持續優化升級，如智能制造業的發展。

三 方法、模型設置及數據說明

(一)空間數據分析

1.其衡量矩陣公式如下：

(1)

2.全局相關性分析Moran I 指數的計算公式為：

(2)

3.局域相關性分析Moran I 指數的計算公式為：

(3)

(二)空間計量模型

為了識別技術異質性制造業轉移的不同空間模式及其空間效應，本文參考Anselin et al.(2004)[22]和Debarsy et al.(2015)[23]的空間建模方法，構建OFDI對各地區制造業轉移影響的動態空間面板實證模型。同時，鑒于動態空間杜賓模型一般應用于國家或地區之間的增長和收斂問題研究(Elhorst,1999)[24]，而本文探討的地區制造業轉移的空間效應與地區經濟關系研究頗為相似，考慮到制造業投資具有時間上的滯后性，加入滯后一期的我國制造業變量，用來衡量區域經濟行為空間依賴性以及其他未考慮因素的相關效應，用空間加權下的OFDI來解釋OFDI對制造業轉移的空間效應。另外，加入若干影響制造業規模的控制變量，以獲得較為準確的結論，同時為了平穩將部分變量取對數，得到動態空間面板模型如下：

(4)

(5)

∑Xit為影響i地區制造業規模的若干控制變量，影響地區制造業轉移的因素主要通過影響制造業供需的內部調節與經濟發展政策的外部調節來實現，參考范劍勇(2004)[2]、徐現祥和李郇(2005)[25]、石奇和孔群喜(2012)[26]等選取影響產業市場規模、產業轉移控制變量的方法， 主要從以下兩個方面來選取指標：

(1)需求方面。選取個體需求、公共需求、外部需求三個指標，分別使用各區域實際人均GDP(lnPgdp)、財政支出占GDP比重(gov)、出口工業制成品占總制成品比重(inex)來衡量。

(2)供給方面。選取勞動力成本、資本使用成本兩個指標，分別使用城鎮年末常住人口(lnpop)、金融機構年末中長期貸款余額(lnloan)來衡量。

本文選取的研究樣本為我國30個省級行政區域2006-2015年間的面板數據，各個指標樣本容量均為300。其中：(1)結合前文原理分析，本文中制造業轉移主要從其供需波動出發，而制造業工業總產值對制造業供需的反應較為真實。因此，各省制造業Y用制造業工業生產總值來表示，并取對數為lnY。(2)各省對外直接投資規模用各省對外投資存量來表示，并將單位萬美元按平均匯率化成億元，取對數為lnOFDI。(3)以當年名義價格衡量的各個控制變量數值使用當年CPI折算成以2006年不變價格來表示的實際值，并對單位進行統一處理。制造業按技術異質性分類首先根據《中國工業統計年鑒》，將各年統計的制造業種類合并為21類主要制造業，并以OECD和世界銀行技術異質性產品的分類標準，將各類制造業工業總產值加總近似得到低、中高、高三類技術異質性制造業的總產值，分別表示為Y1、Y2、Y3。

表1 制造業行業分類

注：參照《國民經濟行業分類和代碼》(GB/T4754-2002)，并以OECD和世界銀行技術異質性產品的分類標準，結合R&D投入占產值的百分比來測算行業的技術密集程度進行分類。

以上各省數據主要來源于歷年《中國工業經濟統計年鑒》、《中國對外直接投資公報》、《中國統計年鑒》以及《中國城市統計年鑒》。

表2 模型變量的描述性統計

四 實證檢驗及結果分析

(一)空間分析結果

1.中國制造業的全局相關性分析。本文首先使用中國區域制造業投資總規模的莫蘭指數來檢驗區域制造業是否存在空間自相關性，如圖2。研究發現，2006-2015年中國省域制造業對外直接投資規模的莫蘭指數值始終在0.20-0.25之間波動，且均通過了5%的顯著性檢驗[注]此處使用的矩陣為0-1矩陣。，表明這10年間我國區域制造業在空間上呈現比較明顯的正相關性，區域制造業在空間上并不是處于完全的隨機分布狀態。

圖2 2006-2015年區域制造業投資莫蘭指數圖

資料來源：作者繪制。

2.各技術水平制造業的局域相關性分析。全局莫蘭指數反映事物整體的空間相關狀況，卻容易忽視事物內部的差異性。根據局域莫蘭指數繪制中國省域制造業集聚地圖，圖3中圖(a)、圖(b)、圖(c)依次表示：低技術、中高技術和高技術制造業2006年、2015年投資規模局域集聚地圖。集聚區均通過了顯著性水平為5%的檢驗[注]篇幅所限，文中只呈現了部分通過顯著性檢驗且表現為高-高集聚與低-低集聚的省份。，圖中四個象限分別通過z值與加入了空間效應的Wz值來刻畫各地區不同的空間集聚特點，其中一、三象限分別表示高-高集聚與低-低集聚。

由圖3可以看出，總體來說2006-2015年各技術水平制造業高-高集聚省域均有所增加，東部省份空間溢出效應明顯，說明現階段我國制造業整體發展仍然呈現較好的勢態。低技術與中高技術制造業高-高集聚的省份向中部地區擴張明顯，其中低技術制造業在2006年主要集中在京津冀、長三角和珠三角三大經濟圈，而2006年以后中部省份河南、湖北、安徽等也呈現出高-高集聚的局面，可能是由于2006年《中共中央國務院關于促進中部地區崛起的若干意見》提出和實施，對中部地區實施政策性的扶持，使得中部地區制造業發展迅速，成功承接了東部地區轉移的部分產業，而這些轉移的產業主要是高能耗、低技術為主的勞動密集型和資本密集型產業。另外，中高技術制造業的高-高集聚向中部擴散明顯，如“京-九”線途經的中部省份河南、湖北及湖南等地，更加說明中部崛起戰略發展效果顯著。高技術制造業高-高集聚省份有所擴大，但基本分布在東部，原因可能是高技術制造業主要以技術密集型產業為主，前期研發投入成本高，且需要配備高精尖的人才，這些條件是中部省份所欠缺的，而東部省份與外界交流廣、市場比較開放、產學研協同創新明顯，故高技術制造業高-高集聚在經濟相對發達的東部沿海地區。

綜上所述，中國省域制造業存在明顯且穩定的正向全局空間自相關性；局域空間自相關性顯示低技術、中高技術制造業的高-高集聚省份向中部省域擴張明顯，而高技術制造業則穩定集聚在東部沿海省份。下面根據前面建立的空間杜賓模型實證分析這種空間效應以及省域OFDI對地區制造業發展和轉移的作用。

(a)低技術制造業 (b)中高技術制造業

(c)高技術制造業

注：其中空心三角形代表2006年，實心三角形代表2015年。

(二)總體樣本估計結果

由上面的空間分析可知制造業具有明顯的空間效應，本部分通過實證識別省際OFDI對技術異質性制造業轉移空間效應的影響。基于嚴格理論分析選取動態SDM模型，但考慮到空間計量分析常用的三種模型各有優劣，為了獲得比較穩健的結論，使用上面構建的經濟地理矩陣的三種回歸方式以及混合OLS模型的固定效應模型(Hausman檢驗結果存在固定效應)對制造業整體進行分析。另外，關于空間回歸若使用OLS法估計必然會存在內生性問題，為此使用最大似然估計方法進行估計，從而得出比較可靠的結論。參考Anselin et al.(2004)[22]提出的判別準則：對數似然值(LogL)越大，AIC和SC值越小，模型擬合效果越好，計量結果如表3所示[注]由于此處只涉及模型選取及穩健性分析，則只羅列出本文研究的主要變量，控制變量系數未羅列，如有需要可向作者索取。。

表3 總體樣本各模型的估計結果

注：括弧中的數字為異方差穩健標準誤；回歸均使用時間、空間雙固定模式；***、**、*分別表示P<0.01、P<0.05、P<0.1，下同。

從表3回歸結果可以看出，主要研究變量估計系數均顯著，說明研究結果穩健。因此選取模型(4)作為主要分析依據。由SDM模型回歸結果可知，對制造業總體而言，WlnYjt、WlnOFDIj, t、lnOFDIit系數均顯著為正，表明一方面我國制造業發展存在顯著的空間溢出效應；另一方面OFDI不僅能促制造業的發展，而且OFDI發展較好的省份對與之經濟結構相似的周邊省份制造業發展也具有促進作用，說明現階段我國制造業發展總體上是以“市場換市場”的擴張型轉移為主，這種轉移使得我國制造業規模得到了很好的提升，與前面空間分析結論一致。其中lnYit-1系數為1.006且在1%的水平上顯著，可知制造業總產值變量存在時間滯后效應，當期的投資收益會積累到下一期，對下一期的投資產生正向促進作用。

(三)按技術水平分樣本估計結果

從總體計量結果可知，選擇動態空間杜賓模型對技術異質性樣本進行實證分析比較合理。在進行空間分析時，空間權重的選取存在一定的主觀性，為了檢驗回歸結果的穩定性，本文分別使用所構建的三種權重矩陣進行回歸分析，結果如表4所示。從回歸的結果可知，在各技術水平下，使用不同矩陣回歸的結果顯著性及系數符號無顯著差異，說明使用動態SDM模型回歸得出的結論比較可靠。

表4 技術異質性樣本估計結果

由表4可得，OFDI對不同技術水平的制造業發展的影響具有較大差異。首先，從lnOFDIit的回歸系數可知，OFDI發展對我國低技術水平制造業發展具有顯著的抑制作用，而對中高、高技術水平制造業發展則表現為促進作用，充分說明現階段我國實現國內制造業的轉型升級需要大力推行“走出去”戰略。其次，在考慮空間效應的情況下，OFDI對制造業轉移的影響主要表現為：低技術水平制造業轉移以“成本換市場”的衰退型轉移為主，中高技術水平制造業轉移以“市場換市場”的擴張型轉移為主，高技術水平制造業轉移并不明顯。具體而言，從WlnOFDIj, t系數可知，對于低技術和中高技術水平制造業表現為相反的效應，而高技術水平制造業在各矩陣回歸下均未能通過顯著性水平檢驗。具體分析如下：

(1)對低技術水平制造業而言，WlnOFDIj, t系數顯著為負，說明OFDI的發展會抑制周邊省份低端制造業的發展，造成其空間上呈現為高-低集聚現象，表明其轉移模式以“成本換市場”的衰退型轉移為主，主要原因可能為，低端制造業主要是以勞動密集型、資源密集型制造業為主，對要素的依賴程度較高，只需要足夠的人力和自然資源、較低的技術加上一定的投資基本就能被復制，而發達省份由于市場競爭效應，要素成本較高，這種低價值溢出的制造業發展比較優勢不突出，現階段我國這種低技術制造業已經由發達省份向周邊省份轉移，如農副食品加工業、食品制造業等。

(2)對于中高技術水平制造業而言，WlnOFDIj, t系數顯著為正，說明OFDI的發展會促進周邊省份中高端制造業的發展，造成其空間上呈現為高-高集聚效應，表明其轉移是“市場換市場”的擴張型轉移，中高端制造業的發展主要依賴資本和技術，可復制性相對較弱，但又迫于發達地區制造業要素成本上升，利潤率逐步下降，只能將部分要素依賴的生產鏈轉移到周邊低成本省份，擴大市場空間、提升產品利潤，而技術研發等需要高技術人才支撐的生產鏈則保留在本省，以提升企業核心競爭力，對周邊省份制造業發展表現顯著的溢出效應。

(3)對于高技術制造業的發展，系數未通過顯著檢驗，結合空間探索性分析可以推斷其現階段并未發生轉移，原因可能是高技術制造業的發展依賴于高端技術人才、優良的市場環境以及高效的管理模式，并以創新產業為主，更新換代較快，可復制性低，需要大量的研發投入，產品利潤空間較大，能抵消要素成本上升所帶來的負面影響，且有充足的國內外市場，所以其轉移效果不明顯。

其他控制變量中，不論制造業技術水平高低，lnPgdp變量系數為正且均通過顯著性檢驗，說明人均GDP高有利于制造業的發展；gov對低技術水平制造業與高技術水平制造業產值影響的系數相反，政府財政支出會阻礙低技術水平制造業發展，而促進高技術水平制造業發展，其原因可能是政府財政支出一般有其自身規劃，近年來政府規劃水平逐漸提高，對于以粗放形式生產的低技術水平制造業投資減少，而對高效低能耗的高端制造業投資增加，從而擠出一部分低技術水平制造業；lnpop系數在低水平制造業上為正且在10%水平上顯著，低技術水平制造業主要是勞動密集型與資源密集型制造業，而人口規模的增加會降低人力要素成本，從而有利于低端制造業發展。lnloan的系數在中高技術水平及高技術水平制造業上顯著為正，主要因為中高技術水平制造業以資本密集型為主，高技術水平制造業以資本-技術密集型為主，銀行信貸規模的增加會鼓勵對制造業的投資，促進其發展。另外，在高技術水平制造業上，變量inex的系數在1%水平上顯著為正，說明政策越開放、與外界外聯系越緊密，越有利于高技術水平制造業發展。

(四)分地區樣本估計結果

空間自相關分析時發現西部制造業轉移趨勢并不明顯，由此本文使用動態面板空間杜賓模型，選取中、東部地區[注]此處中部與東部省份劃分主要參考國家統計局的劃分標準。來進行各地區內部技術異質性制造業轉移的實證研究，以全面了解技術異質性制造業轉移的空間效應。

表5 分地區樣本的估計結果

注：由于此次研究主要針對省際OFDI對技術異質性制造業的影響，因此表中不再羅列出相關控制變量回歸系數。

由表5回歸結果可以看出，中部地區與東部地區OFDI對不同技術水平的制造業發展及轉移的影響，在區域間存在一定的差異。具體來說，從WlnOFDIj, t系數可以看出，對于中部地區內部而言，OFDI的發展對經濟結構相似的鄰近省份低技術、中高技術水平制造業發展具有促進作用，OFDI所導致的制造業轉移主要是擴張型轉移，而對高技術水平制造業發展則有抑制作用，OFDI所導致的制造業轉移主要是衰退型轉移；而對于東部地區內部而言，高技術水平制造業傾向于擴張型轉移，中高技術水平制造業則是衰退型轉移，低技術水平制造業空間上無明顯影響。lnOFDIit系數表明東部地區OFDI對本省制造業具有顯著的促進作用，中部地區OFDI除了對中高技術水平制造業發展有促進作用外，對其他技術水平制造業發展基本沒有顯著影響。

另外，由lnYit-1系數可知，中、東部地區制造業滯后期對當期制造業的發展均有顯著促進作用，且不因制造業技術水平不同而改變。而由lnYjt系數可知，中部地區本省低技術制造業的發展對經濟結構相似的鄰近省份制造業發展具有促進作用，高技術制造業發展則對經濟結構相似的鄰近省份具有抑制作用，東部地區則恰好相反。

五 結論與啟示

本文從技術異質性視角系統分析了技術異質性制造業空間效應及我國對外直接投資對技術異質性制造業產業轉移的影響，使用空間數據探索分析方法及動態空間面板模型，運用2006-2015年中國省際面板數據進行相應檢驗。主要結論為：(1)中國省域制造業存在明顯的正向全局空間自相關性且長期穩定；局域空間自相關性顯示，低技術、中高技術制造業的高-高聚集省份向中部地區擴張明顯，而高技術制造業則穩定集聚在東部沿海省份。(2)總體上，OFDI不僅會對本省制造業發展起到正向促進作用，也有利于周邊經濟結構相似省份制造業發展，另外OFDI造成制造業省域之間的轉移主要是以“市場換市場”的擴張型轉移為主，呈現“高-高”集聚的空間溢出效應。(3)分技術水平上，OFDI對不同技術水平制造業具有不同影響，使得各技術水平制造業的轉移方式也不相同，具體來說OFDI發展會抑制低技術水平制造業，使得這種主要以勞動密集型、資源密集型為主的產業向要素更加低廉的中西部省份發生“成本換市場”的衰退型轉移，相反，OFDI發展會促進中高技術水平制造業的發展，這種以資本密集型為主、技術密集型為輔的制造業，在要素成本上升擠占其利潤空間時會將部分產業鏈轉移到周邊省份，換取高效生產方式，這種是“市場換市場”的擴張型轉移，其溢出效應明顯，帶動周邊省份制造業發展，在空間上呈現出“片狀分布”；對于高技術制造業的發展，其轉移效果不明顯，仍然集中在北上廣深杭等東部沿海發達城市。(4)對于不同地區內部，OFDI對不同技術水平制造業轉移會產生不同的影響，東中部地區要因地制宜地發展OFDI。

從以上研究結論得到如下啟示：

第一，雖然我國制造業總體發展水平良好，大部分制造業通過“市場換市場”的擴張型轉移實現產業結構優化，但是也要認識到不同技術水平制造業存在不同的轉移效果。不論在空間上還是非空間上，OFDI的發展均抑制低技術水平制造業發展，說明我國對外直接投資水平有待進一步優化，促進其向高端產業投資。

第二，制定承接產業轉移的相關政策，無論是低技術水平制造業向中西部地區的衰退型轉移，還是中高技術水平制造業的擴張型轉移，中西部地區需要制定科學的產業政策來承接東部地區制造業轉移，從而實現各地區產業聯動、資源合理分配以及政策相互支持，構建協同發展模式。

第三，加強基礎設施建設是促進制造業發展的重要途徑，良好的基礎設施建設水平會使得制造業轉移承接地區更快地獲得發達省份技術、知識和人才等資源，擴大本省技術、資本密集型制造業的市場份額，促進產業升級。

第四，我國現階段OFDI的發展對制造業發展具有明顯的促進作用，各地區應該針對OFDI對技術水平不同制造業的不同效應制定合適的OFDI政策和投資方式，在加快拓展我國海外市場步伐的同時，優化各地區投資質量，積極推進“一帶一路”倡議的實施。