山東省與江蘇省對外直接投資差異及影響因素研究

張 然，白璐菲

（青島大學 經濟學院，山東 青島 266000）

自改革開放和加入WTO以來，中國在吸引外資的同時，也積極鼓勵國內企業走向國際進行對外直接投資，“走出去”戰略已然成為經濟全球化背景下企業發展的必然選擇。隨著“一帶一路”方針政策的落實，中國外向經濟發展水平顯著提高，2003—2016年，中國對外直接投資流量實現連續14年增長，2017年，對外直接投資首次出現負增長，對外投資回歸理性，但仍高達1582.88億美元，已然超越外商直接投資。而位居2017年地方對外直接投資流量第四位的山東省與第七位的江蘇省，占地方比重共計14.2%，成為全國對外直接投資發展的焦點。山東、江蘇兩省均位于東部沿海且接壤，具有相近的地理位置，然而，經濟發展卻相差甚遠。截至2017年，江蘇省實現地區生產總值85900.94億元，人均生產總值107189元，人均GDP、綜合競爭力、地區發展與民生指數（DLI）均居中國各省第一，在我國所有省份中，其綜合發展水平占據了首位，已達到“中上等”的發達國家水平。而截至2017年末，山東省實現地區生產總值72678.2億元，人均生產總值72851元。而在2008年，江蘇省地區生產總值為30312.61億元，人均生產總值為39622元；山東省地區生產總值為31072.06億元，人均生產總值為33083元。由此可見，山東、江蘇兩省經濟發展水平差距愈見明顯。

一、文獻綜述

目前，針對我國開展的對外直接投資工作，很多學者進行了相關研究，主要可以分成兩類：從母國和從東道國的角度進行的研究。20世紀70年代中期，發展中國家的對外直接投資給許多學者一個全新的研究方向，如威爾斯提出的“小規模技術理論”，在他看來，發展中國家成立的跨國公司，其競爭優勢是具備為小市場需要提供服務的小規模生產技術、就地取材和同種族的優勢、接近市場優勢和低價產品營銷戰略①。小島清的“邊際產業擴張理論”認為國際直接投資，應該依次從投資國較為劣勢的產業著手開展，而這一系列邊際產業，還是東道國具備的優勢產業②。鄧寧的“投資發展理論”,認為一國的經濟發展水平，對其具備的區位優勢、內部化優勢以及所有權優勢的高低起著決定性作用，它們三者的結合與彼此之間的消長變化，對國家占據的對外直接投資地位起著決定性作用③。

以上研究分析，基本都是站在東道國角度上，很少是從母國地區間差異的角度上進行的。因此，針對以母國視角對中國對外直接投資的分析，我國學者做了以下研究。孫驍等分析了自2005年至2014年間中國企業對外直接投資在各省份間的空間分布差異及隨時間的演變過程，采用泰爾指數等指標和多元回歸的方法，探討了各區域間對外直接投資的時空分布差異的影響機制，分析得出各省份間的差異和東部地區的內部差異顯著，中西部地區內部差異不顯著④。鄭展鵬從地區差異特征、主體構成、國際地位、區位分布以及產業選擇等一系列角度出發，分析了我國對外直接投資的發展情況，通過構建統計指標體系，基于地區份額、基尼系數、經商指數、均勻度指數、多樣性指數以及赫希曼-赫芬達爾指數的測度表明，在近年中，盡管我國的不同地區在進行對外直接投資時，存在的差異出現了減小，可是仍然存在著嚴重的地區不均衡問題⑤。包括李梅在內的學者，運用廣義矩估計方法，采用從2003年到2009年之間我國省際的一系列面板數據，針對進行對外直接投資時出現的逆向技術溢出效應，進行了相應的實證研究，所得結果顯示，該效應的地區差異十分顯著，積極的逆向溢出效應發生在發達的東部地區⑥。陳景華根據中國2003—2011年對外直接投資省際數據，采用Da-gum方法，針對我國進行對外直接投資的來源，對其演變的趨勢以及存在的地區差異進行了測算。并且采用我國省際面板數據實證檢驗影響對外直接投資的因素，研究發現，中國對外直接投資來源的區域差異總體呈縮小趨勢，地區內差距的貢獻率比較平穩，地區間差距的貢獻率呈現先遞減后遞增的趨勢⑦。周力等基于1999—2010年之間我國省際面板數據，以情景模擬和聯立方程為基礎，對我國開展對外直接投資工作時，出現的母國環境效應進行了分析。由所得結果可知，對于不一樣的區域環境，我國在進行對外直接投資時，所產生的影響充滿了不確定性，其中，受益地區往往為經濟發達地區，受損地區往往為經濟欠發達地區⑧。其他學者在研究我國開展的對外直接投資工作時，還從不同角度出發，對企業進行的對外直接投資，分析了相應的動因⑨-?和影響因素?-?，并分析了我國對外直接投資時，受到東道國制度的影響?-?。

而針對山東省對外直接投資的研究，袁其剛等人按照OFDI流量和經濟發展水平將山東省17個地市分成發達和欠發達兩大區域,基于2006—2015年17地市對外直接投資的面板數據對各區域OFDI的影響因素進行實證研究，發現經濟發展水平、金融發展水平對山東省企業OFDI有促進作用；工業化程度和研發水平對發達區域影響顯著，而對欠發達區域影響均不顯著；文化發展水平對發達區域影響不顯著，而對欠發達區域影響顯著；外商直接投資對這兩型區域對外直接投資的影響均不顯著?。陳俊通過20個東道國以及山東省的一系列橫截面數據，站在東道國的角度，對影響山東省進行對外直接投資的各種因素進行了分析，由所得結果可知，山東省在進行對外直接投資時，其具備的特點有資源尋求型、貿易互補型以及非市場尋求型等?。

通過觀察國內外有關研究可知，與山東、江蘇兩省進行對外直接投資的差異有關的研究并不多見。山東省被列為國家首個新舊動能轉換綜合實驗區，江蘇省作為13個省轄市全部躋身百強的省份，兩省對外直接投資都可為其經濟發展助力。然而兩省處于相近的地理位置，經濟發展水平卻有顯著差異，而對外直接投資對經濟的發展有著巨大作用，因此對其差異影響因素的探討，相信研究成果具有較大的意義。本文借鑒袁其剛的研究方法?，采用山東、江蘇兩省2008—2017年省際數據，結合兩省的對外直接投資總額，首先借鑒泰爾指數算法，衡量山東、江蘇兩省OFDI區域間的差異程度；其次對兩個區域OFDI的影響因素進行實證研究，分析差異的來源，并解釋導致這一差異的原因；最后為山東省日后對外直接投資以及經濟發展提出對策建議。

二、山東省、江蘇省對外直接投資比較

（一）對外直接投資總體發展情況比較

山東省2017年和2016年對外直接投資總額分別為559164、1298265萬美元；2008年至2017年山東省對外直接投資實現增長，2017年較2008年增加了7.33倍。江蘇省2017年和2016年對外直接投資總額分別為927073、1422365萬美元；2017年較2008年增加了13.61倍。近10年來，江蘇省對外直接投資總額增速明顯高于山東省，但在2017年，兩省對外直接投資總額都有所下降，投資回歸理性。圖1為2008—2017年山東省、江蘇省對外直接投資總額變化折線圖。

（二）對外直接投資區位選擇比較

圖1 2008—2017年山東省、江蘇省對外直接投資總額變化折線圖

2017年，山東省對外直接投資分布在世界62個國家，較2016年減少了24個國家。其中，分布在亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲及大洋洲的國家數量分別為19個、15個、12個、11個、個3以及2個，各大洲的協議投資總額分別為46.4億元、3.0億美元、4.8億美元、14.1億美元、23.5億美元、17.9億美元。在洲際間、洲際內的地區結構方面，山東省在進行對外直接投資時，前者主要是在非洲以及亞洲地區，后者的地區則十分集中。而在2017年，江蘇省對外直接投資分布在世界57個國家，較2016年減少了14個國家，其中，分布在亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲及大洋洲的國家數量分別為24個、10個、15個、5個、2個以及1個，各大洲的協議投資總額分別為45.9億美元、2.6億美元、17.2億美元、4.1億美元、19.7億美元、3.3億美元。在洲際間的地區結構方面，江蘇省對外直接投資主要集中于歐洲以及亞洲地區。具體分布情況如圖2、3所示。

圖2 2017年山東、江蘇省對外直接投資國際地區分布圖

圖3 2017年山東、江蘇省對外直接投資金額國際分布圖

通過兩省對外直接投資的區位選擇對比，可以看出兩省在區位選擇上有著相似的特點：首先，亞洲成為山東、江蘇兩省對外直接投資的首選地區。近些年來，山東、江蘇兩省越來越多的企業選擇我國香港地區和印度尼西亞作為其對外直接投資的第一要地。我國香港地區憑借其金融、貿易等方面的優勢，吸引了眾多大陸內地投資，而隨著“一帶一路”方針政策的落實，中國與印度尼西亞的經濟往來也愈發密切，山東、江蘇兩省作為中國的經濟大省，積極跟隨經濟發展的趨勢，加大對我國香港地區和印度尼西亞的對外直接投資。其次，周邊國家和地區仍然是山東、江蘇兩省對外直接投資的重點。今后兩省應該著力加大對外直接投資的輻射范圍，拓寬海外市場。最后，兩省對發達國家或地區的投資大幅度增加，尤其是以美國為代表的北美洲地區的國家；同時，對發展中國家的對外直接投資也在增加。

三、山東省與江蘇省OFDI區域間差異特征

可運用泰爾指數，對不同地區在發展程度上存在的差異進行測量。泰爾指數（Theil Index）也被稱作“泰爾熵指數”，能夠對地區、個人間存在的收入差距進行衡量，使用泰爾指數對不平等進行衡量的優點主要是，能夠對總差距中組間、組內差距所做的貢獻進行衡量。然而本文只需測量山東、江蘇兩省OFDI差異，即組間差距，不需考慮組內差距及其對總差距的貢獻率，所以，本篇文章參考了泰爾指數算法，對兩省進行對外直接投資時存在的區域間差異進行測算，見下式：

式中，T表示泰爾指數，n表示測量的省數目，yˉ表示各省進行對外直接投資的平均金額，yi表示各省進行對外直接投資的金額。泰爾指數大，兩省差異大；泰爾指數小，差異小。泰爾指數計算結果見表1。

通過觀察兩省之間進行對外直接投資的泰爾指數可知，2008—2010年，泰爾指數呈上升趨勢，說明山東省與江蘇省對外直接投資差距逐漸加大。2011—2013年，山東省與江蘇省對外直接投資差距逐漸縮??；2014—2016年，兩省對外直接投資差距進一步加大。2017年，兩省對外直接投資差距又再次縮小。山東省與江蘇省區域間對外直接投資的泰爾指數變化趨勢見圖4。

泰爾指數在一定程度上可以反映出山東省與江蘇省的經濟發展差異與實況。從總體看，除個別年份之外，山東省與江蘇省對外直接投資差異在逐步縮小，這主要得益于“一帶一路”政策拉動和地緣優勢，從另一方面來說，山東省發展對外直接投資的潛力巨大，前景廣闊。然而兩省對外直接投資差異的縮小，并不意味著江蘇省經濟發展倒退，相反，江蘇省是開放大省，經濟發展總體平穩、穩中有進、穩中向好，對外經濟保持平穩增長，利用外資以及對外資直接投資均較穩定。

表1 山東省與江蘇省區域間對外直接投資的泰爾指數

圖4 山東省與江蘇省區域間對外直接投資的泰爾指數變化折線圖

四、山東省與江蘇省OFDI區域間差異影響因素實證分析

（一）理論分析與假設

結合前人的研究以及山東省和江蘇省的特征，本文從兩省的經濟發展水平、工業發展水平、人力資源成本、研發水平、金融發展規模、出口貿易和外商直接投資等一系列角度出發，研究兩省在進行對外直接投資時存在的區域間差異。

1.經濟發展水平對OFDI的影響。在眾多對外直接投資理論中，鄧寧提出的投資發展周期理論將對外直接投資與經濟發展水平狀況緊密聯系起來③。根據人均國民生產總值，鄧寧將經濟發展水平劃分為四個階段，認為發展中國家對外直接投資主要取決于經濟發展階段以及該國具備的區域優勢、內部化優勢以及所有權優勢。三者之間的消長變化和動態結合，對國家開展的對外直接投資工作起著決定性作用，經濟發展水平越高，對外直接投資的可能性和規模也就越大。因此，提出假設1：山東省、江蘇省經濟發展水平對OFDI有正向促進作用。

2.工業發展水平對OFDI的影響。工業是近幾年我國經濟大省發展的重點，而一個國家或一個地區工業發展水平的不均衡在很大程度上會導致對外直接投資的差異。提高工業發展水平可以促進地區經濟發展，加速產業結構轉型升級，進而可以促進該國或地區的對外直接投資。因此，提出假設2：山東省、江蘇省具備的工業發展水平，能夠對OFDI產生有利的影響。

3.OFDI受到人力資源成本產生的影響。對于一個企業來說，高素質的人才以及高水平的工資意味著企業的高勞動生產效率，企業所獲取的資金、技術等支持也就越多，同時也意味著企業會有很強的市場競爭力和較高的市場份額，進行對外直接投資的可能性也就越大。所以，提出假設3：山東省和江蘇省付出的人力資源成本，能夠對OFDI產生有利的影響。

4.研發水平對OFDI的影響。創新是引領一國或地區經濟發展的第一動力，研發的投入有助于企業通過技術創新促進經濟發展。威爾斯 （Louis T.Wells）提出的小規模技術理論認為，發展中國家的跨國公司，其具備的競爭優勢是具備為小市場需要服務的小規模生產技術。換言之，跨國公司的競爭優勢在于該國或地區有較高的研發投入①。與人力資源成本一樣，研發投入越大，技術水平越高，就代表企業具備著越高的市場競爭力，開展對外直接投資工作的可能性更大。所以，提出假設4：山東省和江蘇省具備的研發水平，能夠對OFDI產生有利的影響。

5.OFDI受到金融發展規模產生的影響。一國或地區金融發展規模的擴大可以給企業對外直接投資提供穩定而又充足的資金支持，主要表現為金融機構種類和數量的增加，這在很大程度上會增加該國或地區金融市場的競爭性，降低企業在進行對外直接投資時，所需付出的融資成本，減輕信息不對稱導致的不良影響，使企業進行對外直接投資的風險得到降低。因此，提出假設5：山東省、江蘇省的金融發展規模，能夠對OFDI產生有利的影響。

6.OFDI受出口貿易產生的影響。對外直接投資和出口貿易都是影響一國經濟發展的重要因素，也是一國融入全球化的主要渠道。企業國際化階段理論指出，企業和海外市場之間的關聯，最初開始于次數很少的、偶然的產品出口，在出口數量逐漸提高的過程中，國際市場中逐漸有了該產品的位置，并且其所占份額逐漸增加，等市場條件逐漸完善之后，國內母公司就著手實施海外投資。換言之，出口貿易在一定程度上可以帶動對外直接投資，實現二者的共同發展。因此，提出假設6：山東省、江蘇省出口貿易對OFDI有正向促進作用。

7.外商直接投資對OFDI產生的影響。OFDI受到外商直接投資的影響主要有兩個方面：一方面，一國或地區的外商企業會給本土企業帶來競爭，造成沖擊，這就迫使本土企業走出國門，進行對外直接投資；另一方面，外商直接投資也就是一國或地區對外資的吸引，在某種程度上來說，這個國家或者地區對外開放的程度，能夠由外商直接投資反映出來。另外，外商直接投資還能體現出外資政策的友好程度。一般來說，吸引的外資數量多，就代表在這個國家或者地區中，制定的外資政策比較友好，對外比較開放，能夠鼓勵當地企業進行對外直接投資。因此，提出假設7：山東省、江蘇省外商直接投資對OFDI有正向促進作用。

（二）變量選擇

根據研究目的以及相關文獻的描述，本文采用山東省17地市、江蘇省13地市對外直接投資的流量數據作為被解釋變量。選取以下8個變量作為解釋變量（表 2）。

1.經濟發展水平。選取山東省17地市、江蘇省13地市人均GDP來衡量經濟發展水平。人均GDP能夠使人們清楚地了解某國家、地區中，宏觀經濟的運行情況，也能夠真實反映出居民的生活水平。

2.工業發展水平。以一個國家的工業生產總值在GDP中所占的比重來衡量。所以，應該將山東省和江蘇省分別包含的17、13地市的工業總產值在這個地市取得的GDP總量里占據的比重作為衡量標準。

3.人力資源成本。企業人力資源成本主要來源于職工工資，因此采用山東省17地市、江蘇省13地市人均工資，對人力資源成本進行衡量。

4.研發水平。在如今的國際上，在GDP總量中R&D經費支出占據的比重，是對國家科技投入水平、科技活動規模進行衡量的重要指標，也能夠反映出一個國家的創新能力和自主研發能力。因此,采用山東省17地市、江蘇省13地市R&D經費支出與該地市GDP總量的比值來衡量研發水平。

5.金融發展規模。選取山東省17地市、江蘇省13地市年末金融機構本外幣貸款余額與該地市GDP的比值作為衡量金融發展規模的指標。

6.出口貿易。選取山東省17地市、江蘇省13地市出口總值來衡量出口貿易。

7.外商直接投資。選取山東省17地市、江蘇省13地市實際使用外商投資金額來衡量外商直接投資。

（三）計量模型構建

本文對山東省、江蘇省對外直接投資的區域間差異及影響因素進行分析，以面板數據為樣本，建立自然對數形式的多元回歸模型如下：

在開展實證檢驗工作前，應該運用Pearson系數，針對不同解釋變量間有沒有多重共線性的問題，進行相關分析。Pearson相關系數是一個介于-1和1之間的值，它是用來衡量兩個數據集合是否在一條線上，即描述兩組線性數據一同變化移動的趨勢。如果一個變量隨著另一變量的增大而增大，兩變量就是正相關的關系，二者的相關系數比0大；如果一個變量隨著另一變量的增大而減小，兩變量就是負相關的關系，二者的相關系數比0小。從所得結果可知，在各個變量之間，大部分相關系數都比0.8小，代表出現的多重共線性并不嚴重。山東省、江蘇省變量的相關系數矩陣分別見表3、4。

為了更加嚴謹，針對各個變量包含的方差膨脹因子（Variance Inflation Factor,VIF）進行考察。由所得結果可知，在所有變量上，山東省的VIF值都比7小，江蘇省的VIF值都比9小，兩省的平均VIF值分別是4.018、5.877。這表明，在模型選取的變量間，并未出現多重共線性的問題。山東省和江蘇省各個變量的VIF值見表5。

在做回歸之前需要進行面板變量的平穩性檢驗，山東省、江蘇省的檢驗結果分別見表6、7。根據所得結果，被解釋變量與解釋變量均為平穩性變量，無須進行協整分析。

（四）實證結果及分析

1.山東省實證結果及分析。利用從2008年到2017年之間，山東省包含的17個地市在開展對外直接投資時相關的面板數據，使用Eviews 7進行Hausman檢驗、F檢驗，從所得結果可知，應該使用面板數據固定效應模型，對選取的全樣本數據開展相應的實證分析，Hausman檢驗為 13.5250(0.060*)；4.056(0.0000)F檢驗，結論為固定效應模型。根據分析，采用固定效應模型對山東省17地市的全部樣本的面板數據運用普通最小二乘法進行回歸。實證模型估計結果見表8。

表2 模型變量及解釋

表3 山東省變量的相關系數矩陣

表4 江蘇省變量的相關系數矩陣

表5 山東省、江蘇省各解釋變量的VIF值

表6 山東省面板的平穩性檢驗

根據得到的回歸結果可知，模型的擬合優度R2為0.8442，表明模型整體擬合結果良好；P值等于0.0000＜0.01，說明模型在1%的水平下整體顯著；DW值接近于2，說明不存在序列自相關。

通過對實證結果的分析，現對山東省對外直接投資的影響因素的實證結果做出如下總結：第一，工業化率對山東省對外直接投資影響顯著為負，說明工業發展水平阻礙著山東省對外直接投資。第二，人均工資對山東省對外投資影響顯著為正，說明人力資源成本對山東省對外直接投資具有正向的促進作用。第三，研發水平對山東省對外直接投資影響顯著為負，說明研發水平阻礙著山東省對外直接投資。第四，金融發展規模對山東省對外直接投影響顯著為正，說明金融發展規模對山東省對外直接投資具有正向的促進作用。第五，經濟發展水平系數、出口貿易系數為負，沒有通過10%的顯著性檢驗，說明這兩個因素對山東省對外直接投資沒有顯著性影響。第六，外商直接投資系數為正，沒有通過10%的顯著性檢驗，說明這個因素對山東省對外直接投資沒有顯著性影響。

2.江蘇省實證結果及分析。采用江蘇省13地市2008—2017年對外直接投資的面板數據，使用Eviews7做F檢驗和Hausman檢驗。結果表明，所選全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，Hausman檢驗為13.610128* (0.0586)；F 檢驗為 8.145693***(0.0000)，結論為固定效應模型。根據分析，采用固定效應模型對江蘇省13地市的全部樣本的面板數據運用普通最小二乘法進行回歸。實證模型估計結果見表9。

從回歸結果來看，模型的擬合優度R2為0.7805，表明模型整體擬合結果良好；P值等于0.0000＜0.01，說明模型在1%的水平下整體顯著；DW值接近于2，說明不存在序列自相關。

通過對實證結果的分析，現對江蘇省對外直接投資的影響因素的實證結果做出如下總結：第一，人均工資對江蘇省對外投資影響顯著為正，說明人力資源成本對江蘇省對外直接投資具有正向的促進作用。第二，出口總值對江蘇省對外投資影響顯著為正，說明出口貿易對江蘇省對外直接投資具有正向的促進作用。第三，經濟發展水平系數、工業發展水平系數、金融發展規模系數為負，沒有通過10%的顯著性檢驗，說明這三個因素對江蘇省對外直接投資沒有顯著性影響。第四，研發水平系數、外商直接投資系數為正，沒有通過10%的顯著性檢驗，說明這兩個因素對江蘇省對外直接投資沒有顯著性影響。

表7 江蘇省面板的平穩性檢驗

表8 山東省實證模型估計結果

3.山東、江蘇兩省綜合分析。通過觀察表10中的數據，山東省和江蘇省實證模型估計結果的對比可以看出，人力資源成本對山東、江蘇兩省對外投資有正向促進作用，即提高人均工資可以促進對外直接投資。工業發展水平、研發水平對江蘇省進行對外直接投資產生的影響不顯著，對山東省開展對外直接投資工作，則造成了一定的阻礙。金融發展規模，對山東省進行對外直接投資產生了正向促進作用，而對江蘇省對外直接投資沒有顯著影響。出口貿易對江蘇省對外直接投資有正向促進作用，而對山東省對外直接投資沒有顯著影響。經濟發展水平、外商直接投資對兩省對外直接投資都沒有顯著影響。

從山東、江蘇兩省對外直接投資決定因素的分析中可以看出，山東、江蘇兩省對外直接投資存在差異但差異正逐步縮小的原因可能有：一是工業發展水平。山東省作為全國新舊動能轉換先行示范區，全省各級持續推進改革，強化制度創新，加速產業結構轉型升級，推動工業高質量發展。因此，工業化發展水平的上升是減少兩省對外直接投資差異的重要因素。二是研發水平。山東省R&D經費支出逐年上升，在GDP中所占比重也不斷上升，研發投入越大，意味著技術水平越高，企業的市場競爭力越強，越有可能刺激對外直接投資，進而對縮小與江蘇省的差距產生促進作用。三是金融發展規模。山東省金融機構各項貸款余額逐年上升，企業融資規模持續擴展，代表金融發展規模持續擴大，從而在企業開展對外直接投資時，為其提供穩定而又充足的資金支持。因此，山東省金融發展規模的擴大縮小了與江蘇省對外直接投資的差距。四是出口貿易。江蘇省出口貿易總額是山東省出口貿易總額的二到三倍，近些年來，江蘇省出口貿易規模仍不斷擴大，貿易方式和貿易結構也持續優化，對于江蘇省的經濟發展，開展對外貿易起到的推動作用更加顯著，同時也讓江蘇省在我國占據了更高的經濟地位。與此相比，山東省出口貿易對山東省經濟的帶動作用相對較小。因此，出口貿易是引起山東省與江蘇省對外直接投資差異的重要因素。

表9 江蘇省實證模型估計結果

表10 山東、江蘇兩省實證模型估計結果對比

五、結論與建議

綜合上述對山東、江蘇兩省OFDI決定因素的實證分析可以看出，工業發展水平、人力資源成本、研發水平和金融發展規模是山東省對外直接投資的重要影響因素。其中，工業發展水平和研發水平呈現負相關，人力資源成本和金融發展規模呈現正相關，經濟發展水平、出口貿易和外商直接投資對山東省對外直接投資并無顯著影響。人力資源成本、出口貿易是江蘇省對外直接投資的重要影響因素且都呈現正相關，經濟發展水平、工業發展水平、研發水平、金融發展規模和外商直接投資對江蘇省對外直接投資并無顯著影響。

根據以上結論，為山東省今后發展提出研究建議：一是加快山東省經濟發展。山東省是海洋大省，以其得天獨厚的條件，加快推進海洋強省建設是實現強省建設目標的應有之義。應當堅持東部提升、中部崛起、西部跨越的發展思路，統籌協調，改革創新，推動經濟發展。二是提高山東省工業發展水平。把加快新舊動能轉換作為帶動經濟發展的一個重點工程，對相應的國家綜合試驗區進行設立，帶動全省工業高質量發展。三是提高人均工資。提高人均工資，鼓勵人們提高工作積極性和生產效率，同時通過提高人均工資選拔出高素質人才，為企業帶來強有力的技術支持和創新能力，獲得競爭力。四是投入更多研究經費。之所以增加R&D經費支出，是為了讓企業具備更高的生產效率與創新能力，進而使其具備的核心競爭力得到提升，在激烈的國際市場中占得一席之地。五是擴大金融發展規模。要進一步完善金融體系，促進金融體系的市場化競爭，同時大力培養和引進金融人才，鼓勵金融創新。六是擴大出口貿易。山東省應充分利用“一帶一路”的機遇，加快區域經濟合作的推進，推動對外經濟貿易增長，制定和實行有關標準帶動戰略發展的速度，使山東省的各個企業，具備的出口競爭力得到提升。

注釋：

①WELLS L T.Third world multinationals:the rise of foreign investmentfromdevelopingcountries[M].Cambridge:TheMITPress,1983.

②小島清.對外貿易論[M].天津:南開大學出版社,1987.

③DUNNING J H.Explaining the international direct investment position of countries:towards a dynamic or developmental approach[J].Weltwirts chaft liches archiv,1981,(1):30-64.

④孫驍,王茂軍.中國企業對外直接投資的省際差異及影響因素[J].泰山學院學報,2017,(39):14-27.

⑤鄭展鵬.中國對外直接投資的地區差異、影響因素及溢出效應研究[D].武漢:華中科技大學,2013.

⑥李梅,柳士昌.對外直接投資逆向技術溢出的地區差異和門檻效應:基于中國省際面板數據的門檻回歸分析[J].管理世界,2012,(1):21-32.

⑦陳景華.中國OFDI來源的區域差異分解與影響因素:基于2003-2011年省際面板數據的實證研究[J].數量經濟技術經濟研究,2014,(7):21-37.

⑧周力,龐辰晨.中國對外直接投資的母國環境效應研究:基于區域差異的視角[J].中國人口,資源與環境,2013,(8):131-139.

⑨蔣冠宏,蔣殿春.中國對發展中國家的投資:東道國制度重要嗎?[J].管理世界,2012,(11):45-56.

⑩鄭崢.中國對外直接投資的宏觀經濟效應研究[D].上海:復旦大學,2011.

?樊大江.中國對外直接投資:現狀、動因及地區差異分析[D].南京:南京農業大學,2007.

?王一涵,王國成.基于ABM模型的投資者情緒與投資決策分析[J].重慶理工大學學報(社會科學版),2017,(6):27-35.

?項本武.中國對外直接投資:決定因素與經濟效應的實證研究[M].北京:社會科學文獻出版社,2005.

?周曄.我國對外直接投資的宏觀影響因素研究[J].企業經濟,2005,(06):7—9.

?官建成,王曉靜.中國對外直接投資決定因素研究[J].中國軟科學,2007,(2):59—65.

?侯文平.中國各地區對外直接投資差異的影響因素研究:基于省級面板數據的實證分析[J].上海對外經貿大學學報,2014,(6):47-57.

?姜亞鵬.中國對外直接投資研究:制度影響與主體結構分析[D].成都:西南財經大學,2011.

?鄭展鵬,劉海云.體制因素對我國對外直接投資影響的實證研究:基于省際面板的分析[J].經濟學家,2012,(6):65-71.

?姜亞鵬,王飛.中國對外直接投資母國就業效應的區域差異分析[J].上海經濟研究,2012,(7):43-53.

?袁其剛,郜晨,張偉.山東企業OFDI的區域差異及其影響因素分析[J].重慶交通大學學報(社會科學版),2018,(18):73-82.

?陳俊.山東省對外直接投資影響因素的實證研究[J].市場周刊:理論研究,2012,(3):41-44.