山東企業OFDI的區域差異及其影響因素分析

袁其剛， 郜 晨， 張 偉

(1.山東財經大學，濟南 250014；2.山東英才學院，濟南 250104)

一、引言

“走出去”戰略已經成為經濟全球化下企業的必然選擇。自2005年以來，中國對外直接投資流量連續11年持續增長。據商務部最新公布的數據顯示，2016年中國對外直接投資累計實現13 029.6億元人民幣(折合1 961.5億美元)，同比增長34.7%，是2005年的16倍。2017年我國境內投資者共對全球174個國家和地區的6 236家境外企業新增非金融類直接投資，累計實現投資1 200.8億美元，同比下降29.4%，非理性投資得到遏制。近年來，山東省在中國對外直接投資中占有重要地位，據商務部最新統計公報顯示，2016年山東省在地方對外直接投資流量中排名第五，存量排名第四。為積極參與“一帶一路”建設，加快推動“走出去”帶動“引進來”，促進新舊動能轉換，山東省積極開展對外投資，據山東省商務廳報告，全省2017年對外直接投資377.5億元。山東省是沿海開放省份，通過對外直接投資可以優化產業結構和提升產業技術能力，實現經濟的健康增長。隨著山東省整體經濟實力的加強，地區間經濟發展的不均衡現象日益凸顯。這種現象表現為諸多方面，其中對外直接投資呈現顯著的差異性，這種差異進一步擴大山東省區域間經濟發展水平的差異，進而引起各地區經濟發展失衡。因此，研究山東省對外直接投資的區域異質性以及影響因素，對于縮小區域差異有重要的理論和現實意義。

隨著全球化和對外直接投資的快速發展，新興市場國家紛紛加入該行列。20世紀70年代中期，一些學者開始關注發展中國家的對外直接投資理論，如小島清(Kojima)提出的邊際產業擴張理論，解釋了投資國通過邊際產業的轉移升級國內產業結構的路徑[1]；鄧寧(Dunning)的投資發展理論，給予發展中國家企業OFDI一定的解釋能力[2]；威爾斯(Wells)提出了小規模生產技術理論，該理論認為發展中國家在對外投資過程中應充分發揮跨國公司的競爭優勢[3]；等等。對于我國企業對外直接投資的研究，學者多從宏觀和微觀角度分析了企業OFDI的動因[4-7]、影響因素[8-10]以及從東道國制度方面對企業OFDI的影響[11-13]。

梳理上述文獻，發現大多是從東道國角度展開分析，從母國地區間差異角度的研究相對較少。張建剛采用中國2003—2009年的省際動態面板數據對OFDI的區域均衡性和動因差異進行了研究，發現中國對外直接投資存在區域非均衡性，并指出中國對外直接投資總體差異主要是由中東部區域內差異引起，但從整體變化趨勢看，無論是東中西部的區域間差異還是區域內差異均呈現逐漸縮小的態勢[14]。鄭展鵬等基于經濟制度和法律制度的視角實證檢驗了中國OFDI的影響因素，研究表明制度因素對中國不同區域的對外直接投資影響機制存在著差異[15]。姜亞鵬等基于全國30個省(市、區)的2003—2010年數據檢驗中國對外直接投資母國就業效應的區域差異，結果證實在樣本期間內對外直接投資的母國就業效應存在一定的區域差異性，其中一線城市及沿邊城市呈現負相關關系，而其他地區呈現出正相關[16]。李梅等采用廣義矩估計方法實證檢驗了中國OFDI的逆向技術溢出效應，研究表明OFDI的逆向溢出效應存在明顯的區域差異，發達地區(即東部地區)OFDI的逆向技術溢出效應往往是正向的，而中西部地區未能從OFDI中獲得積極效應[17]。周力等在基于聯立方程和情景模擬基礎上對中國對外直接投資的母國環境效應進行研究，發現中國對外直接投資對不同區域環境影響充滿了諸多不確定性，總體而言，經濟發達地區受益較多，而經濟欠發達地區往往是受損地區[18]。侯文平采用中國30個省市2003—2009年的面板數據探討各地區對外直接投資差異的影響因素，發現當地制度質量對中西部地區企業的對外直接投資有顯著的正向影響，而對東部區域企業的對外直接投資作用不明顯；并指出金融發展對這兩型區域OFDI的影響恰好相反[19]。陳景華基于2003—2011年省際面板數據對中國OFDI的區域差異分解與影響因素進行實證研究，發現中國OFDI的區域差異總體呈縮小趨勢，區域間差異的貢獻率在樣本期間先遞減后遞增，而區域內差異的貢獻率相對比較平穩，還表明東、中、西三個區域的對外直接投資的各個影響因素是不同的[20]。楊建清把中國省份分為東中西三個區域并分別計算出各個區域的泰爾指數，分析中國對外直接投資的區域差異和決定因素，發現各地區進行對外直接投資存在著不均衡性[21]。

縱觀國內外研究，關于山東省區域對外投資差異的研究尚不多見，恰值山東省列為國家首個新舊動能轉換綜合實驗區，對外直接投資可助力其發展步伐，相信研究結果具有高的指導價值。本文借鑒楊建清的研究方法，采用山東省市際數據，按照OFDI流量劃分為不同區域[注]按照OFDI流量劃分的不同區域基本與各市GDP總量劃分區域結果一致，說明山東省經濟規模較大的城市對外直接投資量也較大。。余文首先計算出泰爾指數，衡量山東省OFDI區域間差異和區域內差異的程度以及各自的貢獻率，其次對各個區域OFDI的決定因素進行實證研究，最后提出建議。

二、山東省OFDI的區域差異特征

(一)山東省OFDI區域差異的統計性描述

為分析山東省對外直接投資的區域差異，按照山東省17個城市2006—2015年間對外投資流量平均值劃分為Ⅰ型和Ⅱ型兩大區域[注]根據2007—2016年《山東省統計年鑒》，對外投資流量均值達到1億美元以上的城市列入發達區域(本文稱為Ⅰ型區域)，這些城市主要集中在山東省的中東部地區；對外投資流量均值在1億美元以下的城市列入欠發達區域(本文稱為Ⅱ型區域)，這些城市主要集中在山東省的中西部地區。。Ⅰ型區域包括青島、煙臺、濟南、濰坊、淄博、濟寧、臨沂、威海8個城市，Ⅱ型區域包括東營、泰安、德州、聊城、濱州、棗莊、菏澤、日照、萊蕪9個城市。從各型地區對外直接投資的流量數據看，雖然Ⅱ型區域近年對外直接投資取得了較大發展，但無論從對外投資流量還是從各區域投資占比看，Ⅰ型區域的OFDI比較強勁，Ⅱ型區域相較Ⅰ型區域處于劣勢地位，區域間存在明顯的投資差異現象。2006—2015年間山東省企業對外直接投資總次數達到3 596次，Ⅰ型區域占到總次數的79.78%，而Ⅱ型區域只占20.22%。

(二)山東省對外直接投資區域差異的度量

對地區間發展程度差異的測量可用相對和絕對指標。泰爾指數(又稱“泰爾熵指數”，Theil Index)主要衡量個人之間或者是地區間收入差距的指標，基尼系數也是用來衡量收入分配差距的。泰爾指數和基尼系數之間具有一定的互補性，基尼系數對中等收入水平的變化特別敏感，泰爾熵T指數對高等收入水平比較敏感，用泰爾指數來衡量的優點是，它可以衡量組內差距和組間差距對總差距的貢獻率，選擇泰爾指數測度山東省對外直接投資的區域差異，如下式

(1)

對外直接投資總差異可以分解成兩型區域內部差異和區域間差異，即

T=T區域內+T區域間，

(2)

(3)

(4)

(3)和(4)式中，p表示所研究Ⅰ型區域和Ⅱ型區域各具有的城市數，q表示所分區域個數。由(1)式和(2)式改寫可得

(5)

式中T1、T2分別表示Ⅰ型區域和Ⅱ型區域內部的泰爾指數，即為各區域內部對外直接投資的差異，Tb表示兩大區域間的泰爾指數，即為各區域之間對外直接投資的差異；y1、y2和y分別表示Ⅰ型區域、Ⅱ型區域及山東省的對外直接投資額。將(5)式兩邊同時除以T變形為

(6)

(6)式中左邊各項分別表示Ⅰ型區域、Ⅱ型區域的內部差異和兩大區域間差異對總差異的貢獻率。表1匯總出各區域間、內泰爾指數以及所存差異對總差異的貢獻率。

從山東省兩型區域企業對外直接投資的泰爾指數看，Ⅱ型區域的泰爾指數明顯高于Ⅰ型區域，說明對外直接投資發展差異最大的是Ⅱ型區域；從其變化趨勢看，Ⅰ型區域企業對外直接投資的泰爾指數值在2006—2015年間穩中有降，說明Ⅰ型區域內對外直接投資差異逐步縮小，而Ⅱ型區域的泰爾指數值在2006—2011年間有明顯下降趨勢，說明在這一時間段內Ⅱ型區域內對外直接投資差異在減小，2012—2015年間泰爾指數值趨于平穩；總體看，兩型區域間差異和總體差異均呈現逐步縮小的態勢，說明山東省企業對外直接投資區域差異逐漸趨于均衡。

表1 山東省各區域企業對外直接投資的泰爾指數和貢獻率

注：資料根據2006—2015年《山東省統計年鑒》相關數據計算所得。

在山東省對外直接投資的區域總體差異貢獻率中，區域間和區域內差異貢獻率各占到50%左右，其中區域間差異和Ⅰ型區域內部差異是引起山東省對外直接投資總體差異的重要因素；區域間貢獻率經歷了2011年的峰值之后，基本呈現出穩中有降的趨勢，說明隨著政府的調控以及東部沿海地區給予中西部地區的扶持，使得山東省各區域間經濟發展和外向程度差異不斷縮小；總體看，除個別年份的區域內部貢獻率值反常外，兩型區域內部差異對于總體差異的貢獻率均呈縮小趨勢。

泰爾指數分析差異的結果一定程度上反映出山東省各地市的經濟發展實況，山東?、裥蛥^域主要包含中東部沿海城市，隨著改革開放的深入，市場化進程相比Ⅱ型區域更加迅速、深入，主要體現在沿海地區政府對當地市場的干預力度相對較小，市場運行更加有效。當企業“走出去”面臨比國內更復雜多樣的市場環境所帶來的高額成本時，市場環境好以及金融發展程度高的Ⅰ型區域可以為企業提供有力的資金支持，使企業更加順利地進行對外直接投資。

(三)理論分析與假定

一國或一地區的對外直接投資不僅受東道國制度和環境的影響，也受到母國自身多方面因素的影響，結合前人的研究基礎以及山東省各地區的特征，本文從各地區的經濟發展程度、工業化水平、研發水平、金融發展程度、外商直接投資以及文化發展水平等角度對存在的區域差異進行研究。

1.經濟發展程度對OFDI的影響。1981年鄧寧提出的投資發展周期理論認為一國的對外直接投資凈額與該國經濟發展水平具有密切的關系。一國的最初階段，隨著國內經濟發展水平的提高與人均GDP的增長，區域投資環境逐步改善，因此吸引了大量外資，這時對外直接投資凈額為負值，且擁有較大的增長趨勢；之后，隨著外商直接投資的增加和經濟發展，該國企業同時兼備了所有權優勢和區位優勢，進而有能力從事海外直接投資活動。很多學者驗證了一國國內的經濟發展水平對其對外直接投資產生影響[22-24]。黃靜波等研究發現，我國的經濟規模與OFDI呈現顯著的正相關關系。因此，提出假設1：山東省各地區經濟發展程度對OFDI有正向促進作用[25]。

2.工業發展水平對OFDI的影響。一國或地區的工業發展水平的不均衡在很大程度上將導致對外直接投資存在差異性，提高工業經濟發展水平有利于促進一個國家或者地區產業結構的升級和產業競爭力的提升，從而促進企業對外直接投資。楊建清在考察中國東中西三大區域對外直接投資的差異研究中，選取工業化程度作為一影響指標，說明中國各區域的工業化發展水平存在不平衡性，并指出中國東部的工業化發展程度優于中部以及西部的工業化水平[21]。山東省經濟發展東西區域不平衡，東部沿海地區的工業發展歷史基礎好，具有優越的地理位置以及對外開放的地緣優勢，而中西部地區相對落后。提出假設2：山東省各地區工業發展水平與OFDI呈正相關。

3.研究水平對OFDI的影響。一國研發投入有助于提升科技水平，通過技術創新促進經濟增長。海默(Hymer)提出的壟斷優勢理論闡明跨國公司進行對外直接投資的前提是具有特定壟斷優勢，這樣才具備與東道國企業競爭的能力[26]。威爾斯(Wells)提出了小規模技術理論，跨國公司采用大規模生產技術投資在小市場需求中無法獲得規模效益，很多發展中國家企業正是開發了滿足小市場需求的小規模技術而獲得一定的競爭優勢[3]。拉奧提出的技術地方化理論也是針對發展中國家企業能夠形成和發展成自己的獨特優勢而采取的一些行動[27]?？鐕顿Y企業的競爭優勢來源之一是該國或者地區擁有較高的研發投入水平。因此，提出假設3：山東省各地區研發水平對OFDI有正向促進作用。

4.金融發展程度對OFDI的影響。余官勝等提出金融發展程度對母國的對外直接投資會產生影響。金融發展程度能為參與對外投資的企業提供充足資金，促進對外直接投資的順利進行[28]。沈紅波等研究表明較低的金融發展水平嚴重阻礙著我國企業的對外直接投資，特別是對民企投資的制約[29]。也有國內學者認為在企業對外直接投資的政策體系建設中，政府應該加大金融發展，成為企業OFDI的助推力[30-32]。提出假設4：山東省各地區金融發展程度對OFDI有正向促進作用。

5.外商直接投資對OFDI的影響。外商直接投資是我國技術創新以及經濟發展的重要推動力，即外商直接投資不僅可以提升一國的技術創新，還在一定程度上提升經濟增長以及質量[33]。余官勝等研究表明，較大規模的外商直接投資會促進企業的對外直接投資[34]。愛玲森(Ellingsen)認為一國的外商企業會對本土企業帶來沖擊，為此，本國企業選擇對外直接投資策略來應對這種威脅[35]。外資進入帶來競爭，逼迫國內企業走出去，同時與外資企業競爭中提升了經營管理水平，加深對東道國的了解以及人脈關系的積累。通常，外資進入會帶來國內企業走出去的壓力。由此提出假設5：山東省各地區外商直接投資對OFDI有促進作用。

6.文化發展水平對OFDI的影響。文化投入可以影響到該國或地區企業的文化發展水平，文化資本概念最早由皮耶·布迪厄1986年在其論文《資本的形式》中提出。文化資本對企業發展的影響體現在兩個方面：一是效率功能，優秀的文化價值能夠培養出誠信合作以及有創新精神的員工；二是成本功能，在同一文化環境中，人與人交往的交易成本會減少，經營風險會降低。提出假設5：山東省各地區文化投資對OFDI有正向促進作用。

三、山東省OFDI區域差異影響因素實證分析

(一)變量選擇

考慮到歷史因素對山東省對外直接投資的影響以及滯后效應等因素，采用對外直接投資的流量數據作為被解釋變量。

根據研究目的以及相關文獻的描述，選取如下6個變量作為解釋變量，數據均來源于《山東省統計年鑒》(2007—2016)，并且為了消除異方差的影響，對數據作對數處理：(1)經濟發展程度。選取山東省各市人均GDP衡量各地區的經濟發展程度。人均GDP不僅可以反映該地區經濟社會可持續發展的潛力，也能真實反映出居民的人均收入和生活水平。(2)工業化發展水平。一個國家或地區城市化發展與工業化水平密切相關，國際上常用工業化率來衡量一個國家的工業化水平，工業化率指一個國家當年的工業生產總值占國內生產總值的比重，因此采用山東省各城市工業總產值占該市GDP總量的比值來衡量。(3)研發水平。R&D經費支出占GDP比重是目前國際衡量科技發展規模、科技投入水平以及科技創新能力的通用方法，它在一定程度上反映出地區的經濟增長活力和科技發展潛力，因此，采用山東省各市R&D經費投入與該市GDP總量的比值來衡量研究開發投入水平。(4)金融發展程度。采用各市金融機構本外幣貸款余額與該市GDP總量的比值來衡量該地區金融發展程度。(5)外商直接投資。擬采用各市實際使用外商投資額來衡量該指標。(6)文化發展水平。通常采用各市高等教育基本情況以及各市文物文化事業費來衡量某地文化發展水平。相比前一方法，后者更全面，更適應山東省實際情況，因此采用各市文物文化事業費予以衡量。

對上述變量的類型和解釋做匯總以及變量的描述性統計，發現各變量的值較穩定，均在可控范圍內，不存在異常值，因此所選變量進行實證分析具有合理性。

(二)計量模型的設定

本文重點研究山東省OFDI的區域差異及影響因素分析，借鑒Buckley等的研究思路[4]，建立模型的自然對數形式如下

ln(OFDIit)=α0+β0ln(RGDPit)+β1INDit+β2RDit+β3FINit+β4ln(FDIit)+β5ln(CULit)+μit。

(7)

實證檢驗前，對各解釋變量之間是否存在多重共線性進行Pearson相關性分析，報告出變量的相關系數矩陣(見表2)。結果顯示，各變量間的相關系數均低于0.7，不存在嚴重的多重共線性問題。為嚴謹起見，進一步考察變量的方差膨脹因子(Variance Inflation Factor，VIF)(見表3)，結果顯示各變量的VIF值均小于3，且平均VIF值為2.1，充分說明模型所選變量間不存在多重共線性問題。

表2 變量的相關系數矩陣

表3 變量的VIF值

(三)實證結果及分析

采用山東省17個城市2006—2015年對外直接投資的面板數據，為了使參數估計有效性更高，使用stata 13.1做F檢驗和Hausman檢驗，結果表明，所選樣本數據較適合采用面板數據的固定效應模型進行實證分析(見表4)。

從Ⅰ型區域回歸結果來看，人均GDP對Ⅰ型區域的對外直接投資影響顯著為正，說明經濟發展水平對Ⅰ型區域的對外直接投資具有正向的促進作用，也是決定該區域對外直接投資的重要因素；工業化發展水平與該區域的對外直接投資呈現出顯著的負相關關系，說明工業化發展水平阻礙著該區域的對外直接投資；研究開發投入顯著為正，說明研究開發投入對Ⅰ型區域的對外直接投資有顯著的促進作用；另外，金融發展程度也顯著為正，說明金融發展程度對該區域的對外直接投資具有正向的促進作用；而外商直接投資和文化投入水平均沒有通過10%的顯著性檢驗，說明這兩個因素對Ⅰ型區域對外直接投資的作用不明顯。

表4實證模型估計結果

注:括號內數字為固定效應估計的t值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的置信水平上通過顯著性檢驗；Hausman 檢驗的原假設是固定效應與隨機效應無系統性差異。

從Ⅱ型區域回歸結果來看，人均GDP顯著為正，說明經濟發展水平對Ⅱ型區域的對外直接投資具有顯著的正向促進作用；金融發展程度顯著為正，說明金融發展程度與Ⅱ型區域的對外直接投資具有正相關關系；文化投入水平顯著為負，說明文化投入水平對Ⅱ型區域的對外直接投資具有明顯的抑制作用；雖然工業化發展水平與研究開發投入系數均為正，外商直接投資系數為負，但這三個因素都沒有通過10%的顯著性檢驗，說明這些因素對Ⅱ型區域的對外直接投資沒有顯著性影響。

從山東省整個區域回歸結果來看，人均GDP與金融發展程度對山東省企業的對外直接投資影響顯著為正，說明經濟發展水平與金融發展程度對山東省的對外直接投資具有正向的促進作用，也是決定該地區對外直接投資的重要因素，這兩個因素對山東省對外直接投資的影響與對以上兩型區域對外直接投資的影響效果是一致的。工業化發展水平顯著為負，說明工業化發展水平阻礙著該地區的對外直接投資，這個因素對山東省對外直接投資的影響與對Ⅰ型區域對外直接投資的影響效果是一致的，說明工業化發展水平對Ⅰ型區域對外直接投資的作用效果帶動著對Ⅱ型區域對外直接投資的非作用效果。研究開發投入系數為正，沒有通過10%的顯著性檢驗，說明這一因素對山東省企業的對外直接投資沒有顯著性影響，這個因素對山東省對外直接投資的影響與對Ⅱ型區域對外直接投資的回歸結果一致，說明研究開發投入對Ⅱ型區域對外直接投資的作用效果大于對Ⅰ型區域對外直接投資的作用效果。外商直接投資系數為負但不顯著，說明外商直接投資并沒有成為山東省企業投資“走出去”決策的決定性因素，這個因素對山東省對外直接投資的影響與對以上兩型區域對外直接投資的影響效果一致。文化投入水平系數為負，與Ⅱ型區域回歸結果一致，但并不顯著，這與Ⅰ型區域回歸結果一致，說明文化投入水平對山東省企業對外直接投資的影響效果由對Ⅰ型區域的非作用效果與Ⅱ型區域的作用效果共同決定。

從Ⅰ型區域和Ⅱ型區域對外直接投資決定因素的分析可看出，山東省企業OFDI區域間存在著差異的原因可能有：(1)區位特征。改革開放至今，山東?、裥蛥^域充分利用區位優勢，加快了市場化改革，不斷建立較為完善的市場機制，使得該區域經濟得到較快發展，并且遠遠領先于Ⅱ型區域，這可能是造成山東省對外直接投資區域間不均衡發展的根本原因。(2)工業體系。山東省Ⅰ型區域的工業體系較為完備，特別是制造業相對比較發達，已經進入我國高水平的工業化階段，而Ⅱ型區域的產業結構大部分地區的工業化水平較低。山東省企業的非金融類產業對外直接投資主要集中在工業化發展程度較高的區域。(3)研發水平。雖然山東省各地區的研發經費投入逐年上升，但是研發經費投入的區域差異大，2015年所屬Ⅰ型區域的青島、煙臺、濰坊、濟南四個城市研發投入支出都在100億元以上，尤其是青島市在2014年研發經費投入已突破200億元。并且不同產業的研發經費投入差別大，從產業經費投入分布看，山東省研發投入主要集中在電氣、通信設備、計算機行業以及化學藥品等，而這些產業的分布主要以Ⅰ型區域城市為主。因此，研發經費投入的差異是影響山東省對外直接投資區域差異的重要因素。(4)文化發展水平。投資地區文化投入水平的不均衡會影響到與東道國的文化距離。有學者研究表明我國與東道國保持著適當的文化距離可以降低對外直接投資的風險，過大的文化距離則增加投資風險，即我國企業對外直接投資與文化距離呈現出U型特征[36]。山東省Ⅱ型區域的文化投入水平與其經濟發展水平存在不均衡，這也造成山東省對外直接投資存在區域差異性。

(四)穩健性檢驗

根據現有研究，國家或地區的經濟發展水平還可以用國內生產總值來衡量[4]。因此，利用山東省17個地市的國內生產總值代替人均國內生產總值來衡量當地的經濟發展程度，以檢查其穩健性，具體結果見表5?？傮w看，各變量的系數大小以及顯著性水平變化不大，說明上面的實證檢驗結果是穩健的。具體的結果分析不再贅述。

四、結論及建議

山東省企業對外直接投資的區域差異性問題需要引起重視。研究發現：經濟發展水平、工業化程度和金融發展水平是山東省企業對外直接投資的重要影響因素，其中經濟發展水平和金融發展水平呈現正相關，工業化程度呈負相關；研發投入、外商直接投資和文化投入水平對山東省企業OFDI無顯著影響。經濟發展水平和金融發展水平對這兩型區域企業的OFDI決策均具有正向促進作用；工業化程度和研發資本投入對Ⅰ型區域企業OFDI決策起抑制作用，對Ⅱ型區域影響不明顯；文化投入水平與Ⅱ型區域企業OFDI呈顯著負相關，而與Ⅰ型區域企業OFDI決策不相關；外商直接投資對這兩型區域的對外直接投資影響均不顯著。綜上所述，經濟發展水平、金融發展水平對Ⅰ型區域、Ⅱ型區域和山東省企業的對外直接投資決策影響效果相同，即對企業OFDI具有正向影響。

據此得出研究建議：一是加快Ⅱ型區域經濟發展?？s小山東省兩型區域經濟發展水平的差距，不斷推進該區域的市場化進程，依靠市場機制不斷調整和完善產業結構，壯大企業競爭力；建議在該區域建設無水自貿港來加速區域經濟發展。二是努力提高Ⅱ型區域工業化水平。目前山東?、蛐蛥^域相比Ⅰ型區域的工業化水平差距甚遠，尤其是制造業水平遠遠低于Ⅰ型區域，建議加大對Ⅱ型區域制造業方面發展的支持力度，鼓勵Ⅰ型區域的制造業產業基礎向Ⅱ型區域轉移，逐步提高Ⅱ型區域的工業化發展水平。三是加大企業的研發投入。提高R&D投入的目的是為了提高企業的生產效率，促進社會經濟發展。美國政府應對各州研發投入不均衡的一些經驗值得借鑒。1978年，美國自然科學基金委員會發起了EPSCOR計劃 ，使得科技資源支持以及科技研發投入不過多投放在科研能力較強的州。四是加大開放力度，助力于山東省新舊動能轉換戰略。我國正在構建以“一帶一路”為中心的新一輪對外開放，山東省可以借助“一帶一路”倡議并完善對外開放戰略的新布局，培育出先進的制造基地和經濟合作區，積極引進國內外一流的設備和技術，充分發揮開放的引領作用，培育新舊動能轉換的新活力。