人力資本存量、人力資本結構與ＦＤＩ互動關系研究

摘 要：人力資本和外商直接投資(FDI)都是一國經濟增長的驅動因素，但兩者并不獨立，而是互為補充的，東道國人力資本及其結構影響到一國吸收FDI的能力，同時FDI能夠增加東道國的人力資本存量，改善人力資本結構。本文在分析兩者之間關系的基礎上，針對我國目前的情況，提出要加大我國的教育投資，提高人力資本水平，改善教育不平等觀點來積極吸引FDI。

關鍵詞：人力資本存量；人力資本結構；FDI

中圖分類號：F224．0文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2008）09-0063-08

2003年以來，中國經濟始終保持至少10%的增長速度，因而被譽為神話的創造者。這其中的一部分功勞要歸功于外商直接投資（FDI）對經濟增長的促進作用。自從20世紀80年代盧卡斯和羅默將人力資本作為一個要素納入新經濟增長理論框架中以來，國內外大量研究表明一個國家人力資本存量和結構也是該國經濟增長主要影響因素，那么FDI與人力資本存量及其結構之間是相互獨立地還是相互促進、相互補充地影響著經濟增長呢？本文試圖從定性與定量兩個角度對此進行分析。

一、人力資本與FDI互動作用機制的理論框架及相關文獻回顧

人力資本和外商直接投資存在良性循環關系，外商直接投資對東道國的人力資本發展起了很大的推動作用，人力資本本身也對外商直接投資有很大影響。具體可歸納為以下幾個方面：

1．人力資本存量決定了FDI的規模和區位選擇

早在1988年，盧卡斯就認為發展中國家人力資本短缺不利于外資進入，在吸引外資的諸多因素中，人力資本具有決定性作用。倪海青和張巖貴通過構建一個綜合考慮教育和“干中學”效應的人力資本模型計算了我國1978—2004年的人力資本指數。通過對人力資本指數與FDI的計量檢驗發現，我國FDI與人力資本存量之間存在著相當緊密的同向變動關系，人力資本積累有利于吸引更多的FDI，但FDI并沒有對人力資本積累形成強有力的促進作用^[1]。沈亞芳在省際層面數據的基礎上，實證分析了人力資本水平對外商直接投資區位選擇的影響方向、影響程度的時序變化及其在東、中、西部的差異，得出的結論是：人力資本水平對外商直接投資的區位選擇有正的影響并且影響程度正在增強。FDI更愿意選擇在人力資本水平較高的地區投資^[2]。沈坤榮和田源利用計量模型實證分析顯示，地區人力資本存量指標與吸引的外商直接投資量及項目規模存在著顯著的正向關系，從而證實了人力資本存量的增加有助于提高本地區吸收外商直接投資的總量水平和平均規模水平^[3]。沈坤榮和耿強采用計量模型實證分析了吸收外國直接投資帶來的先進技術，必須要有足夠的人力資本存量^[4]。

2．FDI通過技術外溢增加東道國人力資本存量

對于發展中國家來說，吸引和利用國際技術擴散效應是其技術進步與經濟增長的主導因素之一。FDI可以通過直接方式和間接方式產生技術外溢來增加東道國的人力資本存量。首先，外商直接投資公司的產出和稅賦貢獻使得東道國有更多的財力支持教育投資，為員工提供高薪和良好的發展機會，能夠吸引東道國的海外學子學成回國工作，抑制了東道國人才的外流。其次，外商直接投資企業給員工提供各種形式的培訓:從簡單的生產性操作人員到監管人員，從高級技術人員到上層經理人員，無疑這些培訓會提高東道國的人力資本質量，并且在東道國開展日常運作時會和企業部門和非企業部門發生接觸產生技術外溢^[5]。再次，外資企業先進的技術水平、經營理念和管理經驗對東道國相關企業產生強烈的競爭，這種競爭必然導致東道國的企業無論從管理層、技術層、還是普通的生產操作層的人員都必須積極學習更新理念才能不被淘汰，這一過程會增加東道國的人力資本水平。最后，東道國員工在外資企業工作期間積累了各種相關的技能，當這些員工跳槽到東道國當地企業或創辦自己的公司時，其在跨國公司所學到的各種技術也隨之外溢，從而增加國內人力資本存量。

3．人力資本結構影響FDI的區域定位

國內外大量研究文獻表明人力資本結構會影響一個國家或地區的經濟增長速度和收入分配，進而影響一個國家或地區的社會和諧和政治穩定。楊俊和李雪松引入生產函數的分析框架，運用我國29個地區（重慶和西藏除外）1996—2004年的省際面板數據，通過建立變截距模型實證探討教育基尼系數對經濟增長的貢獻，結論是教育基尼系數與經濟增長存在顯著的負相關關系^[6]。李亞玲和汪戎使用標準差反映各地區人力資本結構，利用中國29個省份（重慶市并入四川省，西藏除外）橫截面數據，建立簡單一元回歸模型對人力資本結構與人均GDP的相關關系進行了驗證，結論是教育不平等程度每下降1%，人均GDP將增加2．46%^[7]。李秀敏利用1990—2004年中國30個地區（除重慶）的面板數據，建立變系數模型，檢驗人力資本和人力資本結構同區域經濟增長的關系。實證結論是人力資本結構系數每減少1%，地區生產總值將增加0．18%—0．51%^[8]。筆者相信一個國家或地區的政治環境穩定、社會和諧以及高速穩定的經濟增長是外商直接投資進行區域選擇的重要決定因素，在一個健康、穩定、和諧和經濟持續增長的投資環境里，投資的風險就會降低。已有學者將FDI與人力資本結構之間的互動關系進行了研究，楊蓉、趙曙東和劉正良將一個國家或地區人力資本與經濟活動結合，考察了中國各地區人力資本分布結構對FDI效應的影響，采用的模型是Borenszteine^[10]提出的人力資本內生模型，將人均GDP作為被解釋變量，FDI占GDP比重、各地區科技人員占當地總人口比例TPit的代表各地區人力資本結構、以及FDI與TPit乘積作為FDI與人力資本結合程度指標為解釋變量，采用我國30個省從1999—2002年間的面板數據，估計方法采取沒有個體影響模型，得出結論是中國人力資本在總體層面(人口和就業)上的提高對經濟增長具有正向促進作用，但對提高FDI效應的影響甚小；而人力資本在企業層面(科技人員下企業比重和企業員工中科技人員比重)的提高對經濟增長的促進作用不大，但對FDI效應的促進作用明顯^[9]。筆者認為該結論值得商榷，因為我國各地區發展極不平衡，各地區人力資本分布結構不平衡，在引進FDI方面的政策與優勢也大相徑庭，實際獲得FDI額差異較大。據商務部外資統計數據，截止到2005年，東部地區吸引外資項目數、合同外資金額及實際使用外資金額分別占全國的82．43%、86．78%和86．25%；中部地區分別占11．04%、7．69%和9．16%；而西部地區只占6．53%、5．53%和4．59%。即使是在同一地區，各省市之間的引資額也存在著較大差異，這樣在面板數據中采用沒有個體差異的模型顯然是不合理的，至少在統計上沒有通過F檢驗。另外從近幾年商務部外資統計數據來看，我國外商直接投資主要集中于制造業、房地產業、電力燃氣及水的生產與供應業和租賃與商務服務業，它們實際外商直接投資總額占全部FDI總額達到83%。其中制造業比重最大達到63%，房地產業次之達到11%，電力燃氣及水的生產與供應業位居第三達到5%，而信息傳輸和軟件計算機服務、科學研究、技術服務和地質勘查這樣高技術行業所占比重僅占約2%數據由商務部外資統計數據整理而得。，這說明我國現階段外商直接投資主要集中于第二產業，從而筆者認為現階段用受高等教育的人口比例來衡量一個地區勞動力所具備的高等教育和相關技能的程度，進而分析一個地區引進FDI潛力是不合適的。鑒于此，本文用平均受教育年限代表人力資本存量指標，用教育泰爾系數衡量人力資本結構。

4．FDI通過技術外溢會改善東道國的人力資本結構

我國目前還存在著教育不平等的現象，主要影響因素可歸結為：首先，人力資本流動的不平等。中國勞動力市場不健全，勞動力市場沒有完全放開，存在著各種各樣的限制，尤其是農村大量的剩余勞動力要向城市轉移，而現行的勞動力流動體制嚴重制約著農村勞動力的轉移。還有一些人為的封鎖，不但阻礙了勞動力的流動，而且限制了人力資本市場的開放度，影響了人力資本的形成。其次，人力資本投資在方向上和地域性上不平等。政府每年的物質資本投資大大超過人力資本投資，教育投資還存在城鄉的不平等，城鄉差距過大，我國的教育投資還存在嚴重的地域差距，從經費上看，東西部差異顯著，更為直接的證據是受教育程度的不同。最后，我國教育資源配置失衡。具體表現在教育資源在初等、中等、高等教育中分配不均以及城鄉分配不均。FDI的引入首先會解決我國一部分人的就業問題，同時激勵東道國為了吸引高附加值的FDI，積極發展相關產業所需的教育。陳飛翔和郭英定性分析了外資企業有利于為東道國創造一個良好的教育環境^[5]，對員工的培訓為東道國增加了一部分教育投入，一般外資企業會向東道國做一些福利事業例如：向中小學校提供金融資助或專家學者，捐助或資助電腦等資本設備；為那些被公共教育拒之門外的人們提供補習教育的機會。另外外資企業經常與高校聯合或者其分支機構為當地高技能的理、工、商專業畢業生提供就業機會，由于被雇傭者享受了跨國公司的高工資和優越的福利待遇，從而刺激了東道國人們對高層次教育的追求。從商務部2005年外資統計數據來看，FDI在我國投資行業分布中農、林、牧、漁業等第一產業，建筑業、房地產業等第二產業比重有增大的趨勢，這在一定程度上可以解決農村勞動力就業，降低城鄉在教育、收入上差距進而改善人力資本結構。

通過以上綜述我們發現：首先，目前國內學者關于人力資本與FDI關系問題的討論多集中在人力資本存量指標與FDI關系上，而且由于人力資本存量指標的選擇不同，分析的手段不同，很多學者得出的結論值得商榷，例如倪海青和張巖貴^[1]通過構建“干中學”人力資本指數代替人力資本存量指標得出結論：雖然人力資本存量增加會導致FDI增加，但FDI的增加沒能促進我國的人力資本積累，這顯然有悖事實。其次，在人力資本存量這一指標選擇上眾說紛紜：沈亞芳^[2]用從業人員中大專以上學歷的總人數代表，沈坤榮^[4]用每年高校人數所占比例代表，筆者認為根據我國目前的國情與FDI投資行業特點，與我國FDI相結合的不僅僅是受過大專以上教育的勞動力，對那些投資于農業、建筑業的FDI可能還有大量的只受過小學、初中甚至更低教育層次的人口。最后，關于人力資本結構與FDI關系上研究甚少，而且多是定性研究。而且關于人力資本結構的內涵也是各有千秋，楊蓉、趙曙東、劉正良［2006］將人力資本結構定義為：一個國家或地區人力資本與經濟活動結合程度，但筆者認為FDI的區位選擇更依賴于一個地區的社會、經濟環境的穩定和諧，從而在與FDI的關系討論上，人力資本結構更應側重于人力資本分布的合理性、平等性。

鑒于以上考慮本文中提出以下假設并嘗試用中國數據進行實證分析。

假設1：人力資本存量增加會增加一個國家或地區的FDI，FDI增加也會增加該國或地區的人力資本積累。

假設2：人力資本結構越平等在吸引FDI方面越有潛力。

假設3：FDI增加會改善人力資本不平等性。

二、人力資本存量、人力資本結構與FDI互動關系的實證分析

1．指標與數據

我們用平均受教育年限代表人力資本存量水平，為了數據的可得性與可比性，我們使用6歲及6歲以上人口受教育程度數據，這里將受教育程度分為文盲半文盲、小學、初中、高中、大專及以上5個層次，小學到大專及以上，根據公式u=∑5i=1piyi計算我國人口平均教育年限u，其中pi為各個教育層次人口占全國人口的比例，yi為各個教育層次人口的累計教育年限，定義各教育層次的受教育年限依次為3年將文盲半文盲人口受教育年限定為三年是基于以下考慮：第一，我國的文盲半文盲人口指未受過小學及以上教育的人口，但半文盲人口參加過識字班、掃盲班，文盲人口中大多數人也不是一字不識，而且從人力資本存量核算的角度來說，以往文獻認為文盲半文盲人口的人力資本存量為0也是不適宜的。第二，基于我國國情考慮，文盲半文盲人口所占的份額較大，如果將其人力資本存量設為0會使人力資本結構系數估計偏高。、6年、9年、12年和16年。數據來源于1991—2005年的《中國人口統計年鑒》，1990年、2000年采用人口普查數據，其它年份采用1‰左右的抽樣調查數據。因為所使用1991年和1992年沒有全國6歲及6歲以上人口受教育程度的抽樣調查數據，我們根據1990年的人口普查數據進行了推算。推算的基本思路是：以1991年為例，1991年的某一受教育程度人口=1990年的該受教育程度人口+1991年新增的該受教育程度人口-1991年減少的該受教育程度人口。其中，1991年新增的文盲半文盲人口為1991年學齡兒童不在學的人數，由于學齡兒童入學率是指已入全日制小學和多種形式簡易小學(包括教學班、組)的兒童占學齡兒童總數的百分比，因此學齡兒童不在校人數=小學在校生數/學齡兒童入學率-小學在校生數，減少的文盲半文盲人口為1990年的文盲半文盲人口在1991年死亡的人口，它等于1990年的文盲半文盲人口乘以1991年文盲半文盲人口的死亡率；1991年新增的小學至高中受教育程度的人口為1991年各教育層次的招生數，減少的人口由兩部分構成：一部分為1990年該受教育程度人口在1991年死亡的人口，另一部分為1991年各教育層次畢業生升入上一層次學校的人數(如小學升初中，初中升高中，高中升大學)，死亡人口的推算方法如文盲半文盲人口，升學人數按上一層次學校招生數計。1991年新增的大專及以上教育程度人口推算方法同小學至高中程度人口，減少的人口只有1990年該教育程度的人口中在1991年死亡的人口，推算方法同上。由于缺失各種教育程度人口的死亡率，使用1991年人口死亡率代替。1992年各種受教育程度人口的推算基礎為1991年的數據，推算方法同1991年。1994年的各種受教育程度人口的抽樣數據僅包括15歲及15歲以上人口，因而分別加上了6—14歲各教育程度的人口數。考慮到我國的教育周期，6—14歲人口應大致處于小學和初中教育階段，因此只需對文盲半文盲、小學與初中三種教育程度人口進行調整。小學不在學人數被作為文盲半文盲人口，其計算方法同1991年。小學在校生和小學畢業生中未升入初中的人數被作為小學受教育程度人口。同樣，初中在校生和初中畢業生中未升入高中的人數被作為初中受教育程度人口。這樣，小學畢業生中未升入初中的人數即為小學畢業生數與普通初中招生人數之差，初中畢業生中未升入高中的人數即為普通初中畢業生數減去中等專業學校、普通高中和職業中學的招生數之和。

在上述平均教育年限指標基礎上，筆者采用教育泰爾系數代表人力資本結構系數指標，其計算公式為GE⑴=1n∑ni=1yiulogyiu，其中GE⑴為教育泰爾系數，u為平均受教育年限，yi為第i個人的受教育年限。GE⑴是一個很好的不平等程度測度指標，它來源于廣義熵指數，從指數本身可以看出實際情況偏離均等時的程度，指數越大，不平等程度越高，反之越小，而且在不平等測算時具有齊次性，即每個樣本同比例增長，不平等指數不變。

FDI數據來自《中國對外經濟統計年鑒》和《中國統計年鑒》相應各期，在時序分析時采用全國1990—2005年FDI數據，在面板分析時，為了數據的連續性我們選擇我國除了新疆、青海、西藏以外27個地區的1990—2004年FDI數據，并且將1994年以后的重慶并入四川。其中福建省1993年的數據缺失，根據各年走勢的散點圖我們采用1992年和1994年的平均值代替。年鑒上數據是以美元計的，首先根據各年匯率換算成人民幣，然后根據投資指數（上年100）進行消脹處理轉換成1990年不變價的FDI。

2．人力資本存量、人力資本結構與FDI的計量檢驗

從圖1可以明顯地看出FDI與GE⑴及U三者之間的動態變動趨勢，其中FDI與U之間存在較強的正相關關系，在我們考察的時序樣本內都呈現出明顯的遞增趨勢，而FDI與GE⑴之間存在明顯的負相關關系，GE⑴總體上看呈現出下降的趨勢，說明我國隨著人力資本結構分布趨于平等，更有利于吸引FDI。

另外，由于我國各地區在吸引FDI政策、地理位置、對外開放度、人力資本存量及結構等方面差異很大，為了更全面地考慮FDI與GE⑴及U之間互動關系，我們選擇了1990、1995、1998、2000年時點上各地區FDI、GE⑴、U的折線圖來觀察它們之間是否存在互動作用機制，（限于篇幅，只給出了1998年的時點）如圖2所示。

圖2清楚地表明在各個橫截面上FDI與人力資本存量U及人力資本結構GE⑴也存在很強的相關關系，例如內蒙古、山西、寧夏、甘肅、貴州、安徽FDI值相對很小，同時伴隨著人力資本結構明顯的不平等，GE⑴值較大，人力資本存量U值較小，而遼寧、廣東等省伴隨著較高的FDI的同時，人力資本存量相對較高，而人力資本結構系數相對較低，廣東省尤為明顯。但江蘇省與預期相悖，FDI較高，但GE⑴也較高，而U較低，究其原因從FDI投資的產業與地域來看，江蘇省具有較高的FDI可能是憑著其政府吸引外商直接投資的優惠政策，得天獨厚、靠近上海的地理環境以及廉價的勞動力和土地價格，而不是由于人力資本拉動的。從江蘇省FDI、GE⑴、U時序折線圖來看高的FDI沒能促進人力資本的改善，這與王欣和趙進^[11]結論是一致的。但從截面總體來看，FDI與GE⑴及U之間存在明顯的相關關系。

為了更有力地驗證FDI與GE⑴及U之間的互動作用機制，下面我們分別進行相關系數檢驗和Granger因果關系檢驗。

（1）相關系數檢驗

年時序數據經計算FDI與GE⑴之間的相關系數為-0．7866，FDI與U的相關系數為0．83988，說明FDI與GE⑴之間有很強的負相關關系，而與U有很強的正相關關系。

（2）人力資本存量U、人力資本結構GE⑴與FDI的因果關系檢驗

Granger因果檢驗的思路是如果兩個經濟變量X與Y在同時包含過去X與Y信息的條件下X對Y的預測效果比只單獨由Y的過去信息對Y的預測效果更好，即變量X有助于變量Y預測精度的改善，則認為X對Y存在Granger因果關系。我們首先采用1990—2005年全國FDI時序數據進行檢驗。

①對序列進行平穩性檢驗

為了消除可能的異方差，分別將其取對數得到序列lnFDI，lnu，lnGE⑴，采用ADF檢驗法對其進行平穩性檢驗（如表1所示）。

表2 說明，在時滯2年時，lnFDI與lnGE⑴存在著明顯的雙向因果關系，即人力資本結構是FDI的Granger原因，同時FDI是人力資本結構的Granger原因。這一結論證明了人力資本結構與FDI之間存在著良性互動機制。同時發現在時滯３年、４年時，lnGE⑴不再是lnFDI的Granger原因，lnFDI仍然是lnGE⑴的原因。即隨著我國持續引進FDI會大大改善我國人力資本結構的不平等，而且影響是深遠的。這正好驗證了我們提出的第二和第三個假設。在時滯2年時人力資本存量與FDI存在單向因果關系，即人力資本存量是FDI的Granger原因，但FDI不是人力資本存量的Granger原因，而在時滯3年、4年時二者之間已經不存在明顯的因果關系。這一結論一方面論證了人力資本存量是一個國家吸收FDI的重要因素，同時說明目前我國FDI與人力資本存量之間還沒有形成互動作用機制。這與倪海青和張巖貴^[1]關于FDI與人力資本存量之間關系的結論是一致的。

下面筆者仿照劉海英、趙英才和張純洪^[3]的做法，用截面數據檢驗FDI與GE⑴以及FDI與U的因果關系，具體做法是將截面樣本27個地區FDI、GE⑴以及FDI、U指標值按波動較大的序列為基準，一一對應進行升序排列，并假定其為“時間序列”，通過制造的“偽時間序列”從另一個角度定量地研究FDI與GE⑴以及FDI與U之間的因果關系。三序列的波動圖如圖3、圖4、圖5所示，易見FDI波動性較大從而選擇FDI為基準序列進行檢驗。

（3）FDI、GE⑴和U平穩性檢驗

為了克服截面數據可能出現的異方差，我們將兩序列取自然對數得lnFDI、lnGE⑴和lnU。由于FDI是按升序排列的，從散點圖可見呈指數增長態勢，從而在單位根檢驗時對lnFDI選擇了有截距和趨勢的ADF檢驗，而lnGE⑴根據散點圖以及相關圖，選擇無趨勢無截距的ADF檢驗，lnU根據各地區平均教育年限特點，選擇有截距ADF檢驗，結果lnFDI、lnGE⑴水平序列都是非平穩的，而差分序列都是平穩的，而lnU水平序列是平穩的（限于篇幅檢驗結果圖表略去）。接下來分別對序列△lnGE⑴與△lnFDI以及序列lnU與△lnFDI進行Granger因果關系檢驗（如表3和表4所示）。

從表3可見，在滯后兩期時，大約在98%的水平上△lnFDI是△lnGE⑴的Granger原因，對數差分可近似地看做增長率，從而FDI增長率的增加會導致人力資本結構的改善。從協整方程可以看出，在不考慮其他影響因素的前提下，人力資本結構系數每下降1%，大約導致FDI增長5%。反之FDI每增長1%，會引起GE⑴下降0．2%。從表4可見，在時滯1期時，lnU與△lnFDI 之間存在明顯的雙向因果關系，而在時滯2、3、4、5期時lnU仍然是△lnFDI的Granger原因，但△lnFDI不是lnU原因。這至少從截面數據角度驗證了我們的假設1。

三、結論及政策建議

本文首先構建了人力資本結構、人力資本存量與FDI互動作用機制的理論框架，首次將人力資本結構的平等性納入到分析影響FDI因素的框架中來，然后利用相關系數檢驗與Granger因果關系檢驗實證分析了它們之間的作用機制。結果表明人力資本結構與FDI之間無論從時序數據還是截面數據都存在明顯的因果關系，其中時序數據表現很強的雙向因果關系，我國FDI的增加會大大改善人力資本結構，促進教育平等性，反之教育越平等，人力資本分布越合理越有利于吸引FDI，這不僅驗證了我們提出的假設2和假設3，而且為政府制定政策提供了依據。而截面數據顯示△lnFDI是△lnGE⑴的Granger原因，反之△lnGE⑴不是△lnFDI的原因。人力資本存量與FDI之間從時序數據看僅存在單向因果關系，人力資本存量增加會增強我國吸收FDI能力。但從截面數據來看，二者存在很強的雙向因果關系，由于我國FDI與人力資本在地區分布極不平等，從而筆者認為這一結論更值得推敲，這也因此驗證了我們提出的假設1。

為此我們提出以下政策建議：

第一，我國應增大教育投入，增加人力資本存量水平，這樣有利于吸引高質量的FDI。提高勞動力素質，以突破吸收國際技術轉移能力的瓶頸，提高FDI利用率，使我國真正做到FDI人力資本存量經濟發展FDI的良性循環。

第二，我國在增加人力資本存量的同時應注重教育的公平性。人力資本結構是影響一國引入FDI的決定因素，而人力資本結構和FDI又都是促進一國經濟發展的重要因素。因而促進教育的公平性應作為目前發展教育事業一個重要內容或一個重要前提，是促進城鄉協調、區域協調發展的關鍵。如果只重視人力資本平均水平而人力資本結構分布不合理，會束縛我國經濟發展，降低吸引FDI的潛力。政府應在加大教育投資力度的同時加大農村以及西部欠發達地區的教育投入，要調整好教育投資的分配方向和結構，放開管制，促進勞動力在地區間和城鄉間流動。

第三，我國應注意利用各種政策和措施來創造更好的便利條件吸引外資企業來我國設立最具技術外溢特征的研發部門。可以通過財政政策和金融政策，優化創業環境，促進外資企業與本國企業的合作與交流，促進FDI外溢，從而改善我國的人力資本結構，促進教育的平等性和全國的經濟協調發展。制定相關政策鼓勵外資投向中西部地區，根據中西部地區經濟和產業發展特點，修訂中西部地區外商投資優勢產業的目錄。放寬部分行業投資中西部地區的準入條件，重點支持帶動力強和社會經濟效益顯著的外商投資項目，為外資企業向中西部地區轉移創造條件。

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（責任編輯：劉 艷）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”