李景睿， 趙婉婉

(1.廣東工業(yè)大學(xué) 經(jīng)貿(mào)學(xué)院， 廣州 510520； 2.暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 廣州 510632)

“在過去十年中，金磚國家攜手同行，成長為世界經(jīng)濟(jì)的新亮點?！绷?xí)近平主席在2017年金磚國家工商論壇上做出的這一明確判斷，揭示了在這十年中金磚國家砥礪前行的不平凡歷程。這十年，金磚五國經(jīng)濟(jì)總量增長179%、占全球比重從12%上升到23%，貿(mào)易總額增長94%、占全球比重從11%上升到16%，對外投資比重從7%上升到12%。顯然，金磚國家憑借其自然資源稟賦和廉價勞動力的優(yōu)勢，取得了經(jīng)濟(jì)的高速增長，在全球經(jīng)濟(jì)和國際貿(mào)易中的地位日益顯著。然而，在經(jīng)濟(jì)飛速增長、貿(mào)易迅速擴(kuò)大的同時，金磚國家的出口產(chǎn)品技術(shù)水平不但沒有隨之出現(xiàn)同步合理增長。對經(jīng)濟(jì)長期依賴出口的金磚各國來說，出口貿(mào)易的可持續(xù)性是一個亟待解決的問題。

事實上，出口產(chǎn)品技術(shù)水平的持續(xù)穩(wěn)步提升是出口貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展的重要動力。初級產(chǎn)品正在逐漸失去其在世界貿(mào)易中的份額，技術(shù)密集型產(chǎn)品的增長速度要比其他產(chǎn)品快得多[1]；出口技術(shù)密集型產(chǎn)品的經(jīng)濟(jì)體發(fā)展更加迅速[2]；初始出口產(chǎn)品技術(shù)水平較高的經(jīng)濟(jì)體其后續(xù)出口產(chǎn)品技術(shù)提升得更快[3]；生產(chǎn)高技術(shù)產(chǎn)品可以有效地規(guī)避競爭并減少產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移[4-5]。因此，各國企業(yè)都致力于提高出口產(chǎn)品的技術(shù)水平。

那么，如何提高出口產(chǎn)品的技術(shù)水平，逆轉(zhuǎn)金磚國家在國際分工中的不利地位呢？以往的研究一般從增加研發(fā)投入、提高人力資本和產(chǎn)業(yè)政策扶持等角度探討出口產(chǎn)品技術(shù)升級的路徑；隨著國際資本流動的頻繁和加劇，近期的研究開始關(guān)注對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，下文簡稱OFDI)對出口產(chǎn)品技術(shù)升級的影響[6-7]。對外直接投資一方面可以尋求更低成本的生產(chǎn)要素，繞開貿(mào)易壁壘，促進(jìn)出口和創(chuàng)造品牌，推動產(chǎn)品銷售渠道與國際市場的接軌，有利于本國企業(yè)更好地參與國際競爭與合作；另一方面，聯(lián)合海外企業(yè)共同組建跨國戰(zhàn)略聯(lián)盟，有利于本國企業(yè)獲得先進(jìn)技術(shù)與管理經(jīng)驗，為國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供技術(shù)和戰(zhàn)略性資源的保障，有助于本國企業(yè)競爭優(yōu)勢的形成。因此，各國企業(yè)紛紛加大對外直接投資，金磚國家也不例外。金磚五國OFDI流量占全球的比重從2000年的0.6%上升到2016年的15.3%， OFDI存量占全球的比重從2000年的1.7%上升到2016年的8.8%，其中中國的表現(xiàn)尤其優(yōu)異(見圖1)。中國OFDI流量占全球的比重從2000年的0.1%上升到2016年的13.3%，成為僅次于美國的第二大對外直接投資國；OFDI存量占全球的比重從2000年的0.4%上升到2016年的5.1%，僅次于美國、英國和荷蘭。那么，金磚國家的OFDI是否促進(jìn)了本國出口產(chǎn)品技術(shù)水平的提升呢？OFDI如何促進(jìn)本國出口產(chǎn)品技術(shù)水平的提升呢？探討金磚國家OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)升級的影響機(jī)制并測度其影響效應(yīng)顯得尤為必要。

圖1 金磚五國OFDI存量的演變(2000-2016年)數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(UNCOMTRADE)。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響機(jī)制，研究表明技術(shù)水平落后的國家可以通過鼓勵本國企業(yè)對外直接投資吸收國外先進(jìn)技術(shù)，實現(xiàn)出口產(chǎn)品技術(shù)升級。趙偉、古廣東和何元慶將OFDI對母國技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的命題進(jìn)行了系統(tǒng)的梳理，并提出OFDI與母國技術(shù)進(jìn)步之間可能存在以下四個傳導(dǎo)機(jī)制：研發(fā)費用分?jǐn)倷C(jī)制、研發(fā)成果反饋機(jī)制、逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移機(jī)制以及外圍研發(fā)剝離機(jī)制[8]。陳俊聰發(fā)現(xiàn)，OFDI引致的國際服務(wù)業(yè)技術(shù)外溢效應(yīng)將拓展本國服務(wù)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)邊界，對母國服務(wù)出口技術(shù)水平有明顯的促進(jìn)作用；OFDI對發(fā)達(dá)國家服務(wù)出口技術(shù)水平的提升作用比發(fā)展中國家更為顯著[9]。多數(shù)發(fā)展中國家積極參與對外貿(mào)易的跨國公司通常身兼兩職，一方面，通過出口貿(mào)易參與全球經(jīng)濟(jì)，另一方面，它們也作為對外直接投資的主體進(jìn)一步擴(kuò)大出口深度與廣度，并以此獲取國外先進(jìn)技術(shù)，提升自身生產(chǎn)率，進(jìn)而對本企業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)水平的提升起到促進(jìn)作用[10]。杜龍政和林潤輝的研究表明：OFDI 逆向技術(shù)溢出在我國存在顯著的創(chuàng)新能力“雙門檻效應(yīng)”，當(dāng)前OFDI 成為僅次于自主研發(fā)投入、人力資本投入之外，提升我國自主創(chuàng)新能力的第三大創(chuàng)新主渠道[11]。國外的研究也表明，新興市場國家企業(yè)通過OFDI加強(qiáng)了與技術(shù)領(lǐng)先國家的聯(lián)系，積累了國際經(jīng)驗和研發(fā)資源，這些都有利于提升企業(yè)技術(shù)水平[12-13]。新興市場國家企業(yè)對發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI將從產(chǎn)業(yè)專業(yè)化的比較技術(shù)優(yōu)勢受益，本地客戶的高質(zhì)量需求也推動企業(yè)進(jìn)行持續(xù)的改進(jìn)和創(chuàng)新[14]?？鐕髽I(yè)對外直接投資通過吸收能力、對內(nèi)直接投資和當(dāng)?shù)厥袌龈偁帍?qiáng)度這三個因素對國內(nèi)創(chuàng)新的影響非常顯著[15]。

關(guān)于OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響效應(yīng)，大量的研究表明其存在促進(jìn)作用，但作用強(qiáng)度受其他因素的制約。蔡冬青和周經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，基于比較優(yōu)勢的對外直接投資對出口技術(shù)水平具有直接的促進(jìn)作用，對外直接投資企業(yè)數(shù)量和對外直接投資規(guī)模與出口技術(shù)水平均呈正相關(guān)關(guān)系。此外，OFDI對出口技術(shù)水平的促進(jìn)作用還受到人力資本和研發(fā)投入的正向促進(jìn)以及資本勞動比和制度因素等制約[16]。陳昊和吳雯通過對東道國不同的研發(fā)資本密集程度的研究發(fā)現(xiàn)，我國對發(fā)達(dá)國家OFDI能夠獲得逆向技術(shù)溢出，對轉(zhuǎn)型以及發(fā)展中國家OFDI不能獲得逆向技術(shù)溢出，反而會產(chǎn)生正向技術(shù)輸出[17]。葉嬌等從企業(yè)投資動機(jī)和行業(yè)差異的角度考察OFDI對企業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響：投資動機(jī)中，除非經(jīng)營類OFDI外，其他都對出口技術(shù)水平有顯著促進(jìn)作用；綜合來看，輕紡制造企業(yè)應(yīng)進(jìn)行以市場尋求為主的OFDI，資源加工類企業(yè)OFDI應(yīng)以技術(shù)尋求型為主[18]。韓先鋒運用門檻回歸技術(shù)考察了我國OFDI逆向創(chuàng)新的價值鏈外溢效應(yīng)發(fā)現(xiàn)：OFDI具有顯著的逆向創(chuàng)新價值鏈外溢效應(yīng)，且對技術(shù)開發(fā)能力的積極影響大于技術(shù)轉(zhuǎn)化能力；OFDI 的動態(tài)逆向溢出在技術(shù)開發(fā)階段和技術(shù)轉(zhuǎn)化階段分別表現(xiàn)出正向邊際效率遞增和正向“U”型非線性特征[7]。國外方面，Chen分別從理論和實證兩方面研究了企業(yè)OFDI與母國研發(fā)的相互作用，發(fā)現(xiàn)企業(yè)對外直接投資與國內(nèi)研發(fā)之間存在互補(bǔ)效應(yīng)和替代效應(yīng)，兩者之間的關(guān)系是不確定的[19]。Piperopoulos等發(fā)現(xiàn)投資目的地影響新興市場國家企業(yè)的創(chuàng)新表現(xiàn)，向發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI比向新興經(jīng)濟(jì)體的OFDI對新興市場國家企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加[20]。

顯然，當(dāng)前關(guān)于OFDI對出口技術(shù)水平的影響并沒有形成統(tǒng)一的結(jié)論，主要是因為OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響與各國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征密切相關(guān)，因此針對不同國家不同發(fā)展時期的研究顯得尤為必要。本文嘗試?yán)媒鸫u五國2000-2016年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，探討金磚國家OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)升級的影響機(jī)制并測度其影響效應(yīng)，為金磚國家出口技術(shù)升級、出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化和國際貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展提供理論支撐。

2 實證分析

2.1 出口技術(shù)測算

探討OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響首先得測算出口產(chǎn)品的技術(shù)水平。本文采用Hausmann等提出的出口技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)衡量某國或地區(qū)出口產(chǎn)品的技術(shù)水平[2]。該方法通過對出口商品國家或地區(qū)的人均GDP加權(quán)平均數(shù)這一措施來構(gòu)建該指標(biāo)，其中，權(quán)重反映了在該商品中每個國家或地區(qū)的比較優(yōu)勢。詳細(xì)測算過程如下：

首先，建立PRODY指數(shù)。該指數(shù)是出口給定某種產(chǎn)品的國家或地區(qū)人均GDP的加權(quán)平均數(shù)，從而表示與該產(chǎn)品相關(guān)的收入水平。國家或地區(qū)以j表示，產(chǎn)品以i表示，將j國家或地區(qū)的人均GDP記為Yj，那么，與產(chǎn)品i等同的生產(chǎn)力水平PRODYi可以表示如下：

(1)

其中，xji代表一國或地區(qū)j的商品i的出口額，Xj代表一國或地區(qū)j的出口總額，Yj代表由購買力平價(PPP)計算得出的一國或地區(qū)j的人均國民收入。分子的權(quán)重xji/Xj指該國或地區(qū)的全部出口中該商品的價值份額。分母的權(quán)重∑j(xji/Xj)加總了所有出口該商品的國家或地區(qū)的價值份額。因此，該指數(shù)代表人均GDP的加權(quán)平均數(shù)，其中權(quán)重對應(yīng)于商品i在每個國家或地區(qū)的顯示性偏好優(yōu)勢。使用顯示性偏好優(yōu)勢的原因是為了確保國家或地區(qū)規(guī)模不會扭曲商品排名。與國家或地區(qū)j出口相關(guān)的生產(chǎn)力水平，用EXPYj表示：

(2)

式中，EXPYj表示一國或地區(qū)j的出口技術(shù)復(fù)雜度，xji代表一國或地區(qū)j的商品i的出口額，Xj代表一國或地區(qū)j的出口總額。

鑒于篇幅有限和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文樣本選取2016年世界貿(mào)易出口總額排名前42位的國家或地區(qū)作為研究對象。這42個國家或地區(qū)在本文選取的樣本區(qū)間內(nèi)任意一個年度中，出口貿(mào)易總額占世界總貿(mào)易額的90%以上，所以，選取這42個國家或地區(qū)作為樣本具有很高的代表性。同時，考慮到出口復(fù)雜度的計算公式是假定高收入水平的國家出口高復(fù)雜度的產(chǎn)品，如果一個國家的出口結(jié)構(gòu)與高收入水平的國家越相似，會使計算結(jié)果偏高。而石油、天然氣這些能源不被認(rèn)為是高技術(shù)含量的產(chǎn)品，這就導(dǎo)致計算結(jié)果可能有偏差，因此剔除阿聯(lián)酋、沙特、挪威、卡塔爾這些依賴能源出口的高收入水平國家。最終樣本包含38個國家或地區(qū)(1)分別為：中國、美國、德國、日本、韓國、中國香港、法國、荷蘭、英國、意大利、加拿大、比利時、墨西哥、新加坡、俄羅斯、瑞士、西班牙、印度、泰國、馬來西亞、波蘭、巴西、澳大利亞、越南、捷克、印度尼西亞、奧地利、土耳其、瑞典、愛爾蘭、匈牙利、丹麥、斯洛伐克、南非、以色列、智利、羅馬尼亞、芬蘭。。

在出口技術(shù)復(fù)雜度測算中所使用的數(shù)據(jù)主要來自兩個方面。第一個是聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(UNCOMTRADE)公布的2000-2016年各國各類商品的出口數(shù)據(jù)。在出口產(chǎn)品的選取上，采用國際海關(guān)理事會制定的HS四位編碼的22大類商品，最終細(xì)分為上千種商品進(jìn)行出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的測算。第二個是世界銀行發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(World Bank World Development Indicator Database)，主要包括以不變價衡量的各國人均GDP?；贖ausmann提出的計算方法將相關(guān)數(shù)據(jù)代入，可計算出2000-2016年金磚國家出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，計算結(jié)果如圖2所示。

圖2 金磚國家出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的演變(2000-2016年)數(shù)據(jù)來源：作者利用聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和世界銀行發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫根據(jù)公式(1)、(2)計算所得。

整體來看，在所考察的樣本區(qū)間內(nèi)，除2008年受經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響，各國出口技術(shù)復(fù)雜度均有輕微下降，金磚國家總體上呈現(xiàn)出在波動中持續(xù)上升的走勢。中國、俄羅斯、印度、巴西和南非出口技術(shù)復(fù)雜度的波動范圍和變化趨勢基本相近，均在以一定的增速逐年遞增，然而實際水平相對于發(fā)達(dá)國際來說仍存在著不小的差距，這也從另一方面說明了金磚國家的出口技術(shù)復(fù)雜度目前尚有相當(dāng)大的提升空間。具體來看，中國和俄羅斯的出口產(chǎn)品技術(shù)水平長期以來要表現(xiàn)出微弱的領(lǐng)先地位，而印度、巴西和南非的出口技術(shù)復(fù)雜度要相對低一些，但值得一提的是，印度的出口復(fù)雜度增速相比其他金磚國家來說要快得多。

2.2 影響機(jī)制分析

鄧寧將跨國公司的對外直接投資動機(jī)分為四大類[21]，結(jié)合趙偉等對技術(shù)尋求型OFDI的研究[8]，本文將OFDI動機(jī)分為以下四種類型：自然資源尋求型、市場尋求型、技術(shù)尋求型以及戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型。企業(yè)不同的投資動機(jī)對OFDI影響出口技術(shù)升級的作用機(jī)制也不同，因此，本文根據(jù)上述對投資動機(jī)的分類，對OFDI促進(jìn)出口產(chǎn)品技術(shù)升級的機(jī)制進(jìn)行分析。

資源尋求型OFDI，主要是通過尋求東道國資源，降低企業(yè)生產(chǎn)成本；獲取更大的利潤，收益反饋母公司；促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入，增強(qiáng)企業(yè)自主創(chuàng)新能力等方式推動本國出口技術(shù)水平的提升。

市場尋求型OFDI，主要是通過打破貿(mào)易壁壘，擴(kuò)大市場份額；獲得東道國相關(guān)的優(yōu)惠政策，優(yōu)化生產(chǎn)布局；降低交易成本，提高企業(yè)的運行效率等途徑促進(jìn)本國企業(yè)出口技術(shù)升級。

技術(shù)尋求型OFDI，主要是通過研發(fā)費用分?jǐn)偅邪l(fā)成果反饋，逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移，外圍研發(fā)剝離等方式提高母國企業(yè)核心技術(shù)競爭力、研發(fā)能力和自主創(chuàng)新能力，從而促進(jìn)本國企業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)升級。

戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型OFDI，主要通過獲取先進(jìn)技術(shù)、品牌、經(jīng)營管理經(jīng)驗、市場營銷體系等戰(zhàn)略資產(chǎn)，彌補(bǔ)企業(yè)自身的劣勢，提高企業(yè)競爭優(yōu)勢，從而促進(jìn)本國企業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)升級。

圖3 OFDI促進(jìn)企業(yè)出口技術(shù)升級的機(jī)制分析

通過獲取自然資源、擴(kuò)大市場份額、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、積累戰(zhàn)略資產(chǎn)，OFDI促進(jìn)了本國企業(yè)技術(shù)升級，而本土技術(shù)升級為出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度提升創(chuàng)造了條件(見圖3)?；谝陨纤姆N影響機(jī)制分析，本文接下來利用金磚五國2000-2016年的面板數(shù)據(jù)測度OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)水平的影響效應(yīng)。

2.3 計量模型構(gòu)建

上文的理論分析表明，OFDI對出口技術(shù)水平的影響主要通過四種渠道實現(xiàn)，其作用機(jī)制和影響路徑是不同的。直觀的數(shù)據(jù)顯示，OFDI總量(OFDIS)和人均OFDI(OFDIP)與出口技術(shù)復(fù)雜度之間都存在較明顯的正相關(guān)關(guān)系(見圖4)。

圖4 金磚國家OFDI與出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系(2000-2016年)數(shù)據(jù)來源：OFDI的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展數(shù)據(jù)庫(UNCTAD)，選取存量數(shù)據(jù)并取自然對數(shù)，EXPY數(shù)據(jù)是作者計算所得。

為了分別考察資源尋求型、市場尋求型、技術(shù)尋求型、戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型OFDI在影響出口技術(shù)水平提升過程中的作用機(jī)制，本文設(shè)計如下計量模型：

EXPYit=α1+β11OFDIit-1+λ1Xit+ε1it

(3)

Mit=α2+β21OFDIit-1+λ2Xit+ε2it

(4)

EXPYit=α3+β31OFDIit-1+β32Mit+λ3Xit+ε3it

(5)

EXPYit=α4+β41OFDIit-1+β42Mit+β43OFDIit-1*

Mit+λ4Xit+ε4it

(6)

其中，EXPY為出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，用來衡量某國或地區(qū)出口產(chǎn)品技術(shù)水平，是模型中的被解釋變量；OFDI分別用某國或地區(qū)人均OFDI存量和總OFDI存量來衡量，考慮到OFDI對出口技術(shù)水平的影響存在滯后性[22]，我們選擇滯后一期的OFDI作為自變量；M為中介變量，分別代表東道國資源(Resource)、海外市場(Trade)、技術(shù)進(jìn)步(Tech)、戰(zhàn)略資產(chǎn)(Patent)，用來檢驗OFDI通過尋求東道國資源、擴(kuò)大海外市場、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和獲取戰(zhàn)略資產(chǎn)這四種途徑影響出口產(chǎn)品技術(shù)水平的作用機(jī)制。

Xit為控制變量，表示其他影響出口技術(shù)水平的因素。根據(jù)Hausmann等[2]的“成本發(fā)現(xiàn)”模型，影響出口技術(shù)水平的主要因素有：人均資本和自然資源，內(nèi)部知識積累(如研發(fā)、人力資本)和外部知識獲得(如FDI、貿(mào)易)，促進(jìn)內(nèi)外部知識積累的其他要素(如基礎(chǔ)設(shè)施、制度)等。有據(jù)于此，參考以往的研究[23-27]，我們引入反映要素稟賦的人均資本投入(Capital)、自然資源租金總額占GDP的比重(Nature)，反映內(nèi)部知識的研發(fā)資金投入占GDP的比重(RD)，反映外部知識積累的外商直接投資存量占GDP的比重(IFDI)，反映基礎(chǔ)設(shè)施的每百人擁有固定寬帶用戶(Net)作為控制變量。α0為常數(shù)項，ε為殘差項，下標(biāo)i和t分別表示國家和時間。各變量的定義和描述見表1所示。

在模型回歸中，對變量M中介作用的檢驗：如果系數(shù)β11顯著，則說明OFDI與出口技術(shù)復(fù)雜度(EXPY)之間呈線性相關(guān)關(guān)系；如果系數(shù)β21顯著，則說明OFDI與中介變量之間存在線性相關(guān)關(guān)系；如果系數(shù)β32顯著而β31下降或者變得不顯著，則說明OFDI通過中介變量對出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響。對變量M的調(diào)節(jié)作用的檢驗：如果系數(shù)β43顯著，則說明OFDI與變量M的交叉項對EXPY的影響顯著，那么，變量M起到了調(diào)節(jié)作用。

表1 各變量的定義和描述

2.4 數(shù)據(jù)實證分析

我們利用中國、俄羅斯、印度、巴西、南非2000-2016年的面板數(shù)據(jù)，對上文的影響機(jī)制進(jìn)行驗證。通過豪斯曼檢驗(Hausman Test)，我們發(fā)現(xiàn)選用固定效應(yīng)模型具有較好的回歸結(jié)果。同時進(jìn)行截面加權(quán)(Cross-section SUR)用以處理可能對實證結(jié)果造成影響的截面異方差和同期相關(guān)。此外，考慮到中介變量之間存在共線性問題，本文在回歸方程中逐項引入中介變量進(jìn)行回歸。回歸中對外直接投資數(shù)據(jù)分別采用各國OFDI人均存量和OFDI總量存量數(shù)據(jù)。一方面，存量更加穩(wěn)定，波動較小；另一方面，人均OFDI消除了經(jīng)濟(jì)規(guī)模的差異。

首先，針對OFDI總量存量運用面板廣義最小二乘法(Pooled EGLS)進(jìn)行實證分析，結(jié)果如下表2所示。其中，(1-1)是方程(3)的回歸結(jié)果，(1-2)、(1-3)、(1-4)、(1-5)是方程(5)中依次引入中介變量的回歸結(jié)果，(1-6)、(1-7)、(1-8)、(1-9)是方程(6)中依次引入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果。

其次，針對OFDI人均存量運用面板廣義最小二乘法(Pooled EGLS)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如下表3所示。其中，(2-1)是方程(3)的回歸結(jié)果，(2-2)、(2-3)、(2-4)、(2-5)是方程(5)中依次引入中介變量的回歸結(jié)果。(2-6)、(2-7)、(2-8)、(2-9)是方程(6)中依次引入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果。

比較OFDI總量和人均OFDI對出口技術(shù)水平的影響機(jī)制，雖然存在些許差異，但總體而言可以得出以下一致性結(jié)論。

第一，金磚國家OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)水平有明顯的促進(jìn)作用。表2中回歸方程(1-1)和表3中回歸方程(2-1)的結(jié)果表明，金磚國家的OFDI對出口技術(shù)水平存在顯著的正向作用。此外，在對四個中介變量的逐步引進(jìn)過程中，OFDI的系數(shù)也顯著為正。這不僅說明金磚國家OFDI能夠促進(jìn)出口產(chǎn)品技術(shù)水平不斷提升，加快五國出口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，更體現(xiàn)了這種影響的穩(wěn)健性。

第二，金磚國家OFDI通過擴(kuò)大海外市場和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步這兩種途徑對出口技術(shù)水平的影響顯著。逐步將東道國資源、海外市場、技術(shù)進(jìn)步和戰(zhàn)略資產(chǎn)引進(jìn)OFDI對出口技術(shù)水平的影響方程發(fā)現(xiàn)，方程(1-3)、(1-4)和(2-3)、(2-4)中OFDI的回歸系數(shù)顯著下降，海外市場和技術(shù)進(jìn)步在金磚國家OFDI對出口復(fù)雜度的影響過程中起到了部分中介作用，但戰(zhàn)略資產(chǎn)的中介作用不顯著。東道國資源則是通過吸引OFDI從而促進(jìn)母國出口技術(shù)水平提升。

表2 OFDI總量對出口技術(shù)水平的影響機(jī)制

表3 人均OFDI對出口技術(shù)水平的影響機(jī)制

第三，在金磚國家OFDI對出口技術(shù)水平的影響過程中，東道國資源、海外市場、技術(shù)進(jìn)步和戰(zhàn)略資產(chǎn)起到了差異化的調(diào)節(jié)作用。方程(1-7)和(2-7)顯示，OFDI與海外市場的交叉項回歸系數(shù)顯著為正，表明隨著海外市場的擴(kuò)大，OFDI對出口技術(shù)水平的邊際影響會逐漸遞增。這說明OFDI與對外貿(mào)易之間起到了相互強(qiáng)化的促進(jìn)作用。(1-8)、(1-9)和(2-6)、(2-8)、(2-9)顯示，OFDI與東道國資源、技術(shù)進(jìn)步和戰(zhàn)略資產(chǎn)的交叉項回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，表明隨著東道國資源、技術(shù)進(jìn)步的提升和戰(zhàn)略資產(chǎn)的積累，OFDI對出口技術(shù)水平的邊際影響會逐漸遞減。這符合資源、技術(shù)、資產(chǎn)等要素的投入產(chǎn)出遞減規(guī)律。

3 結(jié)論及建議

本文構(gòu)建了OFDI影響出口技術(shù)水平的理論分析框架，對OFDI通過尋求東道國資源、擴(kuò)大海外市場、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和獲取戰(zhàn)略資產(chǎn)影響出口技術(shù)水平的機(jī)制進(jìn)行理論分析，并實證檢驗了東道國資源、海外市場、技術(shù)進(jìn)步和戰(zhàn)略資產(chǎn)在OFDI影響出口技術(shù)水平中的中介作用和調(diào)節(jié)作用。研究表明金磚國家OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)升級的影響存在一些獨有的特征：第一，金磚國家OFDI對出口產(chǎn)品技術(shù)水平有明顯的促進(jìn)作用，其促進(jìn)作用主要是通過獲取東道國資源、擴(kuò)大海外市場和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步來實現(xiàn)，但戰(zhàn)略資產(chǎn)的中介作用不顯著。第二，在金磚國家OFDI對出口技術(shù)水平的影響過程中，東道國資源、海外市場、技術(shù)進(jìn)步和戰(zhàn)略資產(chǎn)起到了差異化的調(diào)節(jié)作用。隨著海外市場的擴(kuò)大，OFDI對出口技術(shù)水平的邊際影響會逐漸遞增，而隨著所東道國資源的增加、技術(shù)進(jìn)步的提升和戰(zhàn)略資產(chǎn)的積累，OFDI對出口技術(shù)水平的邊際影響會逐漸遞減。

總體而言，金磚國家通過對外直接投資(OFDI)實施“走出去”戰(zhàn)略，關(guān)鍵是可以獲取東道國資源，優(yōu)化資源配置；擴(kuò)大海外市場，增強(qiáng)與世界其他國家的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系；實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的全球布局，提升本國產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈中的地位，從而進(jìn)一步促進(jìn)出口技術(shù)升級。為更好地發(fā)揮OFDI對金磚國家出口產(chǎn)品技術(shù)升級的促進(jìn)作用，我們結(jié)合現(xiàn)實情況并基于主要結(jié)論提出一些對策及建議。

首先，金磚國家對OFDI的政策風(fēng)向標(biāo)應(yīng)該從鼓勵量的提升轉(zhuǎn)向追求質(zhì)的提高。

第一，金磚國家應(yīng)當(dāng)制定出臺更多的優(yōu)惠政策，鼓勵企業(yè)對外直接投資。一方面，讓企業(yè)更大膽、無后顧之憂地“走出去”，提高本國的對外直接投資規(guī)模，通過對外直接投資的技術(shù)溢出及研發(fā)外溢效應(yīng)，使金磚國家的出口結(jié)構(gòu)得到更好的改善；另一方面還要學(xué)習(xí)借鑒發(fā)達(dá)國家的稅收激勵以及財政支持政策，充分激發(fā)企業(yè)在“走出去”的過程中對新技術(shù)的消化吸收再創(chuàng)新能力，以此達(dá)到本國出口產(chǎn)品技術(shù)升級的目標(biāo)。

第二，金磚國家應(yīng)該加強(qiáng)對美國、英國、日本和歐盟等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的投資，以此獲取發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗等，促使本國企業(yè)實現(xiàn)跨越式發(fā)展。對發(fā)達(dá)國家的反向型投資非常有利于提高本國企業(yè)的技術(shù)水平、管理水平以及創(chuàng)新能力，進(jìn)而改善和優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，達(dá)到出口技術(shù)升級。

其次，金磚國家在積極參與全球治理的同時應(yīng)重視國內(nèi)經(jīng)濟(jì)制度和投資營商環(huán)境建設(shè)。

第一，當(dāng)前金磚國家出口產(chǎn)品技術(shù)水平偏低，部分原因是由于發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家不平等的國際分工體系所導(dǎo)致的。金磚國家有共同的利益訴求，要以更加積極主動的姿態(tài)參與到“一帶一路”建設(shè)中，加大在“一帶一路”沿線地區(qū)的投資。一方面可以利用該地區(qū)廣闊的市場和豐富的自然資源發(fā)展國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)，另一方面可以通過對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)實現(xiàn)亞洲、歐洲以及非洲的互聯(lián)互通，縮小市場距離。本著“共商、共建、共享”的“一帶一路”建設(shè)理念和“開放、包容、合作、共贏”的金磚精神，積極參與全球治理，共同提升國際分工地位，有效促進(jìn)出口產(chǎn)品技術(shù)提升。

第二，金磚國家雖然有共同的訴求，但也存在經(jīng)濟(jì)制度、國情政治、內(nèi)外政策、經(jīng)濟(jì)周期等諸多差異，并非所有國家都可以通過加大國內(nèi)研發(fā)和對外投資高效的實現(xiàn)出口產(chǎn)品技術(shù)水平的提升。對于國內(nèi)基礎(chǔ)薄弱的國家，改善國內(nèi)投資營商環(huán)境，有效激發(fā)企業(yè)的本土投資熱情則更為迫切。