制度環境改善對FDI質量影響的雙重效應分析

■何 劍，魏 濤，史雪然

一、引言與文獻綜述

截至2018年，流入我國的FDI規模已達1390億美元的歷史最高水平，引進外資一度成為中國經濟增長奇跡的助推器。然而，外資利用規模在顯著增加的同時，我國FDI質量卻停滯不前（魏瑋和張萬里，2018），以聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）提出的FDI業績指數作為FDI質量的衡量指標，1999年、2004年、2008年、2013年、和2017年FDI業績指數分別為0.8865、0.7696、1.0151、0.8033和0.8181，呈現出先升后降的變化趨勢（具體見圖1），增長幅度并不顯著。在全球跨國投資和產業梯度轉移發生深刻變遷背景下，為促進外資增長，全面提升FDI質量，我國政府致力于深化營商環境改革，無論是2019年《外商投資法》的出臺，還是中共十九屆四中全會再次強調要建設更高水平開放型經濟新體制，健全外商投資制度，完善涉外經貿法律和規則體系，都體現了我國政府力圖營造良好制度環境的改革思路和決心。事實上，我國長期依賴投資驅動經濟粗放式增長所積累的矛盾正日益凸顯，這些深層次矛盾已成為制約我國經濟持續穩定增長的瓶頸，重構經濟增長動力機制，走經濟高質量發展之路，是未來保持經濟長期穩定增長的必然選擇。這也意味著，實現“數量型”向“質量型”的模式轉變是新時期我國提升“引進來”質量的重點。為此，筆者試圖從東道國所提供的制度環境視角，分析其對FDI質量的影響，它是將東道國宏觀制度環境與微觀跨國企業投資決策緊密結合的重要體現。其中，一個值得探討的問題：在深處經濟轉軌體制之下的中國，制度環境改善有利于促進FDI質量提升嗎？正確認識該問題，有助于理解轉型國家制度環境與FDI質量之間的關系。

目前學術界尚未對FDI質量作出統一定義，在這一領域起到先驅作用的是Kumar（2002）對FDI質量評價指標的構建，并將FDI質量表述為對東道國所產生的正外部性。遵循這一思路的啟發，國內外學者基于制度環境視角，展開其對FDI質量影響的有益討論，但仍舊存在爭議。

圖1 FDI業績指數隨時間變化趨勢（1999—2017年）

一些學者從經濟增長效應、競爭模仿效應、技術溢出效應、出口促進效應視角出發，認為制度環境對FDI質量能夠產生正向促進用。沈坤榮（1999）的研究顯示，亞洲金融危機之后，中國制定各項優惠的外資準入政策在一定程度上緩解了我國面臨的資本稀缺困境，并促進了國內經濟增長。當一國制度環境在知識產權保護、制度實施程度、外商投資者法律保護程度等方面體現出較強的優勢時（Levchenko，2007），東道國的內資企業會通過模仿學習和競爭效應，間接提升外資技術向本土企業溢出的程度。莊曉雯（2016）的研究發現，在金融制度環境越完善，融資成本越低的情景下，外資企業技術人員流向本地展開創業活動的可能性會增加。胡立君和鄭玉（2014）指出，隨著知識產權保護水平的提高，FDI技術溢出對微觀企業創新績效的正向效應顯著增強，即存在知識產權保護的門檻效應。徐美娜和彭羽（2016）利用中國加入WTO前后的外資準入制度作為工具變量實證分析了FDI對中國本土企業出口產品質量的影響，并指出下游外資參與程度提高對上游本土企業出口產品質量提升存在顯著促進作用。

另一些學者以資本擠出效應、環境污染效應、沖抵效應為切入點，認為FDI質量還會受制度環境的負向抑制作用。Easterly（1993）指出東道國為引進FDI流入所制定的優惠性制度安排短期內會迅速彌補國內資金缺口，但同時也會對東道國不具備競爭優勢的企業形成資本擠出效應。行政區之間稅收政策的策略性競爭制度安排也會對FDI產生重要影響（黃思明，2019）。此外，聶愛云和陸長平（2014）還構建了FDI吸收能力理論、溢出理論與制度環境的分析框架，得出FDI經濟績效具有顯著的制度門檻特征，其作用機理在于東道國制度約束不利于要素資源配置效率，沖抵了FDI的產業增長效應。還有一些學者認為制度環境與FDI質量之間具有不確定性。例如Borensztein et al（1998）在考察OECD國家的投資數據后發現，FDI能否促進經濟增長的關鍵要看東道國要素市場環境。

總體而言，理論界對于制度環境與FDI質量的研究正日臻完善，相較于現有文獻而言，筆者的研究具有如下特色：一是多數學者在探究制度與FDI質量關系時，并未考慮空間因素的影響。由于轉軌時期，中國地區之間競爭行為和模仿行為的存在性，制度環境對外商直接投資質量的影響還可能存在空間溢出效應（尤其是由FDI外部性所產生的空間關聯性），有證據表明受制度的作用，FDI質量具有空間溢出效應的討論仍處于空白，筆者將試圖彌補這一缺漏和不足之處。二是現有研究之所以存在一些爭議，是由于沒有考慮門限效應的影響，即在當前中國經濟發展存在區域差異性的客觀事實下，處在不同經濟發展水平區間，制度環境改善對FDI質量的影響可能還存在非線性特征?；诖耍P者以2001年中國加入WTO為基期，運用2001—2016年省級動態面板數據，構建空間計量模型和門限模型，從改善制度環境視角探究其對FDI質量影響的雙重效應，進而為相關部門營造良好的外資營商環境和差異化制定外資政策，提供政策與建議。

二、研究設計

（一）變量選取

1.被解釋變量：FDI質量

FDI質量既涵蓋一般意義的FDI流入規模，又包括FDI對東道國產生的外部性。受魏瑋和張萬里（2018）的啟發，從內部聚合與外部溢出兩個維度構建衡量FDI質量的指標。其中，內部聚合表征的是外商投資企業本身在要素投入、資源配置和利用效率方面的效果，用FDI效率指數（Tfp）衡量；外部溢出綜合反映FDI在東道國本土化生產過程中，所產生的經濟效益、社會效益或技術溢出等，用FDI業績指數（Index）表示。

FDI效率指數（Tfp）。為測度不同決策單元歷年要素生產率變動情況，使用DEA—CCR生產率變動指數，衡量FDI本身在既定要素投入情況下所能獲取的最大報酬，建立了包含資本投入、資金投入、運營投入和經濟產出在內的指標體系（具體見表1），來測度FDI效率指數。

表1 FDI全要素生產率量化評價體系

測度結果如表2所示，2001—2016年中國FDI效率指數呈現出“波浪式”起伏的增長特征。自2001年中國加入WTO以來FDI綜合效率指數偏低，其中規模效率指數＞純技術效率指數＞綜合效率指數，且三者均具有一定的增長趨勢。其中，規模效率提高對綜合效率增長所產生的邊際貢獻要高于純技術效率，說明在新階段，我國應注重外資利用模式轉變，不斷優化外資營商環境，為FDI質量的內在提升奠定良好的制度基礎，提升純技術效率。

表2 2001—2016年中國FDI效率指數（Tfp）

FDI業績指數（Index）。學術界較為主流的做法是將UNCTAD在《世界投資報告》中公布的FDI業績指數，作為估計FDI績效的量化方法。一個地區吸引外資程度越高，其FDI經濟增長效應、FDI技術溢出和FDI產業關聯效應等就越明顯。因此，采用FDI業績指數作為FDI外部溢出的衡量指標，其計算公式為：

其中，FDIit為第i地區在t年的FDI流入量，FDIt表示t年全國吸引FDI流入量；GDPit為第i地區在t年的國內生產總值，GDPt是t年全國GDP總量。該指數越大于1，說明該地區利用FDI的績效越好，反之則越差。

2.解釋變量

制度環境（Ins）。樊綱和王小魯（2001）編制的中國分省份市場化指數作為刻畫地區制度環境的指標，其中總市場化指數由政府與市場關系、非國有經濟發展、產品市場發育程度、要素市場發育程度、市場中介組織發育和法治環境5個方面指數，14個一級分項指數和18個基礎指數計算得出，能夠較為全面地衡量一個地區的制度環境。筆者沿襲這一做法，利用各省總市場化指數作為制度環境的考核指標。

3.控制變量

經驗證據表明，制度環境是影響外商直接投資質量的重要因素，但同時一個地區的基礎設施建設、對外開放程度、人力資本質量和經濟發展水平也與FDI質量密切相關。其中，基礎設施建設（Infra）用某地區鐵路和公路營運里程的總和占土地面積的比重表示，反映FDI在運輸和貿易方面的消耗成本；對外開放程度（Open）則以當地進出口貿易額與國內生產總值的比值表示，作為刻畫FDI營商自由化和便利化的指標；人力資本水平（Human）用各省人均平均受教育年限加以衡量，體現FDI在本地化研發、生產和技術溢出過程中被消化吸收的能力；經濟發展水平（Rgdp）用各省人均國內生產總值加以刻畫并作自然對數處理，表征FDI的市場容納能力。

（二）模型構建

1.基本計量模型

從內部聚合與外部溢出兩個維度分別以FDI效率指數和FDI業績指數作為FDI質量的量化指標，構建如下基本模型（OLS）：

式（2）和（3）中，Tfp表示衡量內部聚合的FDI效率指數，Index表示衡量外部溢出的FDI業績指數；Ins為制度環境變量；Infra為基礎設施建設，Open為對外開放程度，Rgdp是用人均GDP衡量的經濟發展水平，Human為人力資本水平。β為待估參數，ε為隨機誤差項。

2.空間計量模型

空間自相關檢驗是識別經濟行為有無空間溢出效應的重要依據與來源，常用統計量Moran’I計算，借助Moran’I對外商直接投資質量的空間溢出效應做自相關檢驗，其表達式如下：

空間滯后模型（SAR）刻畫了某地區被解釋變量受相鄰地區被解釋變量空間溢出效應的影響，計算公式為：

空間誤差模型（SEM）表示本地區被解釋變量還取決于在地理空間上相關且被忽略掉的一些重要變量的影響，其表達式如式（6）：

空間滯后誤差模型（SAC）描述的是由鄰居或地理距離衰減所產生的空間溢出效應，某地區被解釋變量受鄰近地區被解釋變量和被忽略的誤差因素的影響，其模型表達式為：

式（5）—（7）中，Y=（Y1，Y2，…，YN）’為被解釋變量，X=（X1，X2，…，Xk）是解釋變量矩陣，ρ為空間效應系數，β=（β1，β2，…，βk）’為參數向量。μ為誤差項，λ用于衡量受地理鄰近地區誤差因素的影響程度。

3.門限模型

考慮到在不同門檻水平下，制度環境對FDI質量還可能存在非線性特征，建立如下面板門限模型：

其中，Yi是被解釋變量，Xi是p×1維的解釋變量向量，qi為門檻變量，既可以是解釋變量Xi的一個回歸元，也可以是一個獨立的門檻變量，γ是門檻值，θ和為不同門檻條件下的待估參數。以制度環境指標作為關鍵解釋變量，以經濟發展水平作為門檻變量，將模型（8）改為如下單一方程形式：

式（9）為單一門限模型，I（·）為示性函數，當括號內條件成立，I（·）=1；否則取值為0，Z為一組控制變量。對于任意的閾值γ，通過求解殘差平方和Sn

2可以得到參數估計值，當=argminSn（γ）時，即存在?使得Sn（γ）在所有殘差平方和中最小，則為最優門檻值。雙門限和三門限模型原理與上述相似，此處不再贅述。

（三）數據來源與處理說明

樣本數據起止時間為2001—2016年，且包含中國30個省份（西藏除外）。其中，外商直接投資質量、基礎設施建設、對外開放程度和經濟發展水平數據來源于國家統計局；制度環境即總市場化指數由《中國分省市場化指數報告（2018）》和Wind數據庫整理得出；人力資本水平根據《中國勞動力統計年鑒》數據計算得出，對于少數年度缺失值擬采用線性插值法還原數據。為了凸顯制度環境改善對FDI質量提升的動態性特征，所有數據以2001年中國加入WTO為基期，xmin和xmax分別表示所有省份在基期2001年該指標原始值的最小值和最大值，則i指標在t年的得分為[（xit-xmin）/（xmax-xmax）]×100，這樣就構造出一個以2001年為基期，具有跨年度動態可比性的面板數據。

三、實證結果分析

（一）空間溢出效應分析

1.FDI質量的空間自相關檢驗

由空間自相關檢驗結果發現①鑒于篇幅因素，Moran指數檢驗結果留存備索。，2001—2016年我國30個省份FDI業績指數的Moran’s I統計值顯著為正，意味著FDI業績指數在省域層面具有空間溢出效應，即FDI的正向外部性在空間上并非呈完全隨機分布狀態，而是表現出相似值之間的空間集聚。FDI效率指數則不存在空間自相關性，原因是FDI效率指數僅反映外商直接投資微觀企業的要素配置和利用效率狀況，且跨國投資企業在經營管理、風險控制等領域都是一個聚合的獨立系統，這在經濟上并不具有空間溢出效應。

2.回歸結果分析

表3為FDI效率指數與業績指數的估計結果，鑒于FDI效率指數不存在空間自相關性，因而無需采用空間計量模型對空間效應加以控制，模型（1）即為以FDI效率指數為因變量得出的基準回歸結果。模型（3）、（4）和（5）是充分考慮FDI業績指數的空間依賴性，分別采用空間滯后模型、空間誤差模型和空間滯后誤差模型估計的結果。在進行估算時，首先利用Hausman檢驗，發現地區固定效應是最為適宜的；緊接著，基于自然對數似然函數檢驗結果顯示，空間滯后誤差模型（模型5）的LogL值最大，故擬合效果最優。這說明，對于制度環境影響FDI質量的探究，一方面，應注重地理相鄰地區FDI績效的空間溢出效應；另一方面，由鄰近地區誤差項所產生的空間外部性影響亦不容忽視。

表3 制度環境改善對FDI質量提升的回歸結果

從模型（1）FDI效率指數的回歸結果看，制度環境改善能夠顯著促進FDI效率的提升。可見，制度環境改善使得FDI在既定要素投入條件下，提高了最大化產出能力，在內部聚合的過程中FDI配置效率更加合理。其背后的邏輯在于，制度安排能夠降低經濟交易的風險和不確定性，抑制市場主體的機會主義行為，控制信息不對稱和機會主義對FDI產生的負面影響，激勵外商投資企業增加創新投入和使用新技術，提升要素產出效率。從模型（5）FDI業績指數的回歸結果看，制度環境的系數為0.477，在1%的顯著性水平下通過檢驗，可見制度環境改善對提高FDI績效具有顯著促進作用?？紤]到制度環境和FDI流入規模在我國區域層面的差異性，制度環境改善對不同地區FDI績效的提升作用也可能表現出明顯的異質性。

3.分區域空間溢出效應討論

表4給出了分區域空間溢出效應的回歸結果。從制度環境改善對FDI績效提升的影響看，東部地區制度環境的系數為0.590，高于全國水平，意味著制度環境每改善1單位，FDI績效提高0.590個單位。相比之下，中部和西部地區制度環境系數在5%的顯著性水平下分別為0.276、0.143，小于全國水平制度環境的估計系數。由此，得出一個重要論斷，東部地區制度環境改善對全國FDI績效的提高具有較大貢獻。原因可能是，中西部地區吸收FDI數量較少，因而制度環境改善對FDI績效的促進作用也是較小的，FDI在經濟增長效應、人員流動效應、技術溢出效應、出口促進效應等方面產生的正向外部性在東部地區更為明顯。

空間滯后項系數ρ也具有顯著的區域異質性。分區域結果看，東部地區的空間滯后項系數顯著為0.495，表明在東部，地理鄰近省份FDI績效每增加1個單位，在空間溢出效應機制下本省FDI績效將提高0.495個單位。由于在改革開放后40多年里，東部地區引進外資數額常年占據全國80%以上，資本數量相對充足。但在“政治集權—財政分權”體制驅動下，各省引進外資績效的攀比現象，實質是地方政府圍繞GDP增長目標而進行政治錦標賽競爭的一個縮影，即源于競爭和模仿所產生的正向外部性，FDI績效具有明顯的空間關聯效應。相比之下，中部地區的空間滯后項系數顯著為正，略高于東部地區，原因是當前我國FDI流入呈“西進北上”推移之勢，中部地區主動吸收和利用外資規模正逐漸增多，為地方經濟建設發揮了較強的資本替代效應，由此產生的邊際貢獻也相對較大，FDI績效的空間關聯效應表現得尤為突出。西部地區的空間滯后項系數則表現出顯著為負的局面，主要是西部地區引進外資程度相對較低，FDI流入量是稀缺有限的，一個地區FDI績效的提高，是通過優惠的財稅政策掠奪鄰近地區FDI來實現的，因而是負向空間溢出。

此外，除西部地區外，其余區域的空間誤差相關系數λ均顯著為負。對于全國而言，空間誤差相關系數λ在10%的顯著水平下為-0.311，而東部地區、中部地區在1%、10%的顯著性水平下為-0.786和-0.884。可見，地理鄰近地區關于FDI績效的誤差沖擊對本地區FDI質量產生了負向空間溢出影響，且這種負向作用在東部和中部地區最為顯著，在實際問題分析中，如若忽略這種誤差因素的空間外部性，則很有可能使回歸結果出現偏誤。

表4 分區域回歸結果

（二）門限效應分析

1.門限效應及門檻值檢驗

門限效應及門檻值檢驗結果如表5所示，制度環境改善對FDI績效的影響具有三門檻效應，而對FDI效率的提升不存在門檻效應①在對FDI效率指數的門檻效應進行檢驗時，拒絕了存在門檻效應的原假設，鑒于篇幅因素未列出檢驗結果。。在對FDI績效的門檻效應進行檢驗時，發現單一門檻和雙重門檻在1%的顯著水平下通過檢驗，而三重門檻在5%的置信水平下顯著。因此，可以斷定在不同的經濟發展水平下，制度環境與FDI績效之間并非是簡單的線性關系，而是具有顯著的門檻效應。表6給出了門檻值的估計結果和95%置信區間，經濟發展水平的三個門檻值由小到大分別為8.543、10.763和11.389。

表5 門限效應檢驗結果

表6 門檻值估計結果

2.門限效應回歸結果分析

由表7可以看出，當經濟發展水平處于不同門檻范圍，制度環境改善對FDI績效的影響程度具有差異性。其基本變化規律是：隨著經濟發展水平跨越不同閾值，制度環境改善對FDI績效的正向效應呈現出U型曲線變化結構，表明這在一定程度上受“中等收入陷阱”作用的影響。

具體來看，在經濟發展起步階段（Rgdp＜8.543），制度環境改善對FDI績效的影響系數最大。原因是，一個地區在經濟起飛階段，無論是資本儲蓄還是外匯供給均難以與預期經濟增長目標匹配，迫切需要解決的關鍵問題是資本匱乏的困境，引進外資是最好的彌補方式。這一階段制度環境改善，為外商投資帶來了穩定預期和市場信心，FDI得以迅速流入，這不僅對當地經濟建設存在的資金缺口產生資本替代效應，還通過貿易創造效應有效增加出口創匯，故對FDI績效的正向影響尤為明顯。

當經濟發展水平逐漸增加（8.543≤Rgdp＜10.763），制度環境改善對FDI績效的促進作用減弱，表明地區利用外資開始步入消化吸收階段。一個可能的解釋是，前期FDI的大量流入在一定程度上緩解了資金缺口，資本累積效應開始顯現，先前外商投資領域趨于飽和，FDI質量對原有制度環境的彈性系數呈現衰減特征，此時外商投資企業對于減少地方市場保護主義，進入其他市場領域追加投資寄予厚望。這一階段制度環境改善對FDI績效的促進效果主要體現在，地區放寬了外商投資準入范圍，FDI開始進入一些壟斷行業，無論對于地方政府實現財政增收、社會就業效應擴大，還是倒閉內資企業吸收技術溢出而言，這些制度安排對FDI績效的提升均起到了積極推動作用，但作用效果需要一個消化和吸收過程。

當經濟發展水平進一步增加（10.763≤Rgdp＜11.389），制度環境對FDI質量的正向影響不再顯著，表明隨著各地區進入“中等收入陷阱”，FDI績效的提升相應地進入瓶頸期，這與當前我國宏觀經濟背景和產業調整政策密切相關。一方面，近年來我國經濟增長模式正轉為創新驅動，而創新驅動的本質源于技術進步。傳統FDI借助勞動力要素優勢進行粗加工貿易的利用模式，不僅是以犧牲生態環境為代價，也使我國長期鎖定在全球價值鏈低端。另一方面，當前我國產業結構正由低端加工制造向高端制造業和先進服務業調整，利用外資的方向也應符合這一產業政策調整目標。要鼓勵FDI流向有利于推動高質量發展的技術、裝備、產品和行業；限制工藝技術落后的外商投資；更要淘汰嚴重污染環境，耗費資源的外商投資。適時調整政策，改善制度環境是實現上述兩大目標的重要舉措，但這需要一個穩中求進的調整過程，所以其對FDI績效的促進作用正處于瓶頸期，效果并不顯著。

當經濟發展水平跨越“中等收入陷阱”門檻水平（11.389≤Rgdp），FDI績效所受制度環境改善的有利影響再次凸顯，其系數為0.148，并在1%顯著性水平下通過檢驗。研究發現，在2016年，經濟發展水平處于最高門檻區間（11.389≤Rgdp）的省份僅有4個，且全部為東部經濟發達省份，即北京、天津、上海和江蘇。這表明，當這些地區跨越“中等收入陷阱”的門檻時，制度環境的改善仍舊對FDI績效的提高具有顯著促進效果。原因是，經濟發達的省份通常儲備較為豐富的人力資本，這有利于吸收和消化跨國公司的知識溢出，促進FDI技術轉移和生產擴張。此時，制度環境改善體現在弱化勞動力要素市場分割，強化勞動力在區域之間的流動方面。事實上，上述4個省份也是教育資源高度集聚，勞動力市場較為開放的省份。

表7 門限效應估計結果

四、結論與建議

外資利用模式轉型背景下，以2001年中國加入WTO為基期，利用2001—2016年中國省際動態面板數據實證分析了制度環境改善對FDI質量的影響特征，主要結論如下：制度環境改善對FDI效率和FDI績效提升具有顯著促進作用；FDI績效存在顯著的空間溢出效應，并呈現出高值與高值（或低值與低值）相互集聚的非隨機分布狀態；引入空間滯后誤差模型加以控制后發現，制度環境改善對FDI績效的提升作用具有區域異質性，其中對東部地區的正向效應更為明顯，而中西部則低于全國水平，且由地理鄰近地區關于FDI質量誤差沖擊所產生的負向空間外部性不容忽視；門限回歸結果顯示，隨著經濟發展水平跨越不同閾值水平，制度環境改善對FDI績效的正向促進效果呈現出U型曲線結構，當經濟發展水平跨越“中等收入陷阱”閾值，FDI績效的提高仍舊對制度環境改善具有正向反應彈性，這一規律已在東部少數發達省份得到驗證。依據上述實證結果，得到如下政策啟示：

第一，考慮到制度環境改善能夠顯著提升FDI質量，故應繼續優化外資營商環境，降低制度性交易成本，加快市場化改革進程。一是要努力打造具有國際化、法治化和便利化水平的外商投資環境，使我國外資政策和制度充分與國際慣例接軌，滿足跨國投資企業的商業價值取向。在知識產權保護領域，要加大執法力度，激勵外商投資企業開展研發投入和采用新技術。同時行政機構應注重塑造便利化商業環境，深入推進簡政放權。二是要推動FDI資源配置依據市場競爭、市場價格、市場規則實現效率最大化，弱化政府干預。

第二，考慮空間異質性，各級政府應“因地制宜”，實施差異化制度政策。東部地區應充分利用FDI規模優勢，致力于用資方式和結構轉型的制度改善，引導FDI流入高端制造業和先進服務業領域，推進形成“高規模、高質量和高效益”的用資格局。中西部地區則應重視引資制度的變革，結合資源稟賦優勢，在一些開放領域營造良好的合資、合作制度環境，發揮FDI的資本替代效應、產業關聯效應和吸收技術溢出。

第三，考慮空間溢出效應，地區之間應加強合作，促進制度安排的雙向互動。尤其是區域間應避免同質化競爭，弱化市場分割和地方保護主義概念，深化在政府管轄邊界、要素市場、產品市場、法律及中介組織等制度安排領域的合作與互動，實現利用外資互利共贏。

第四，考慮經濟發展水平的門檻效應，制度環境應靈活變更，動態調整。各省應基于當前經濟發展所處的歷史階段，制定與提升本地區FDI質量相匹配的制度安排。欠發達地區應繼續推動經濟發展，盡快跨越“中等收入陷阱”，進一步釋放利用外資的制度活力。對于已跨越“中等收入陷阱”的部分東部發達省份而言，應注重積累先進的制度經驗，并將這種成功的經驗由點到面，逐步復制擴散到其他省份，促進FDI質量在全國范圍內提升。