劉輝群, 彭傳立

(天津商業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 天津 300134)

一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通常有兩條途徑：一是依靠全要素生產(chǎn)率(TFP)提高；二是依靠資本、勞動(dòng)、土地等要素投入增加。前者稱之為集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，后者稱之為粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，即由粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式向集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變，成為新時(shí)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主題。我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行的計(jì)劃生育政策導(dǎo)致人口紅利逐漸消失，人口生育率的持續(xù)走低也使得依靠勞動(dòng)要素增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式難以為繼。同時(shí)，前期經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)為我國(guó)積累了較高水平的資本存量，大大提高了企業(yè)對(duì)外直接投資(OFDI)的能力。商務(wù)部等部門(mén)聯(lián)合發(fā)布的《2019年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)對(duì)外直接投資流量自2012年以來(lái)連續(xù)八年穩(wěn)居全球前三位。按照Dunning的投資發(fā)展周期理論，我國(guó)國(guó)際直接投資正實(shí)現(xiàn)從第三階段向第四階段的過(guò)渡。對(duì)外直接投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用日益凸顯，勢(shì)必在一定程度上催化我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變。

從理論上解釋對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型的作用機(jī)理，并實(shí)證評(píng)估我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平發(fā)揮的作用，成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的問(wèn)題。本文將在理論說(shuō)明對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式作用的機(jī)理的基礎(chǔ)上，構(gòu)建包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化和對(duì)外直接投資在內(nèi)的計(jì)量模型，運(yùn)用廣義矩估計(jì)(GMM)方法，實(shí)證檢驗(yàn)兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系與傳導(dǎo)路徑，以期從中得出啟示。

一、對(duì)外直接投資影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的理論機(jī)制

從定量角度來(lái)看，如果全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)與要素投入增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)之比上升了，或者全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中的貢獻(xiàn)份額增加了，就可以認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式趨于集約化或者說(shuō)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平提高了。為理論解釋對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的作用機(jī)制，首先假定柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為以下形式：

(1)

式(1)中，Y為總產(chǎn)出，A為全要素生產(chǎn)率，K為資本投入，L為勞動(dòng)投入，i表示省份，t表示年份，α和β分別為資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。假定規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β=1，同時(shí)在保持希克斯中性技術(shù)進(jìn)步的條件下，對(duì)式(1)兩端同時(shí)取對(duì)數(shù)并求全微分得到：

(2)

根據(jù)式(2)，總產(chǎn)出增長(zhǎng)率可分解為兩部分,一部分是全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，另一部分是以產(chǎn)出彈性為權(quán)重的資本投入增長(zhǎng)率與勞動(dòng)投入增長(zhǎng)率的加權(quán)平均數(shù)，從而從數(shù)理角度闡明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的兩條主要路徑。本文用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的變化反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的變化。厲無(wú)畏和王振[1]、唐未兵等[2]將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平(IEG)定義為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)與要素投入增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)之比，即

(3)

而趙文軍和于津平[3]、劉亮等[4]則直接用全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之比來(lái)測(cè)度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平，即

(4)

由于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)與要素投入增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)此消彼長(zhǎng)，故式(3)與式(4)并無(wú)本質(zhì)區(qū)別。根據(jù)式(3)，判斷經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平是否提高，要看全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的增長(zhǎng)幅度與要素投入增長(zhǎng)率的增長(zhǎng)幅度的不同組合情況。只有當(dāng)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的增長(zhǎng)幅度超過(guò)要素投入增長(zhǎng)率的增長(zhǎng)幅度時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)才趨向集約化。同時(shí)，式(3)和式(4)說(shuō)明,只要全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)份額增加，那么經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平也就提高了。全要素生產(chǎn)率提高主要源于生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步和資源配置效率提高[5-6]。因此，分析對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的影響，主要是分析對(duì)外直接投資是否提高了微觀生產(chǎn)效率和資源配置效率，而二者的提高則是通過(guò)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)的。

(一)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制

對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)的逆向技術(shù)溢出能夠有力地推動(dòng)母國(guó)技術(shù)進(jìn)步。大多數(shù)國(guó)內(nèi)學(xué)者運(yùn)用Pottelsberghe和Lichtenberg[7]提出的擴(kuò)展的國(guó)際技術(shù)溢出模型來(lái)檢驗(yàn)我國(guó)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，研究表明我國(guó)對(duì)外直接投資是實(shí)現(xiàn)逆向技術(shù)溢出的有效渠道[8-10]。為了更好地解釋對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平發(fā)揮作用的技術(shù)溢出傳導(dǎo)機(jī)制，本文根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)針對(duì)不同投資動(dòng)機(jī)劃分的四種投資類(lèi)型①進(jìn)行進(jìn)一步闡述。

市場(chǎng)尋求型對(duì)外直接投資主要有商貿(mào)服務(wù)型和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型兩大類(lèi)。一方面，在母國(guó)勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)和東道國(guó)高昂新建成本的權(quán)衡下，母國(guó)生產(chǎn)率水平較低的部分企業(yè)會(huì)選擇在東道國(guó)建立營(yíng)銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)，而非在東道國(guó)直接生產(chǎn)。東道國(guó)與母國(guó)在宗教信仰、風(fēng)俗習(xí)慣等方面的差異導(dǎo)致的兩國(guó)消費(fèi)需求差異，會(huì)倒逼母國(guó)以出口銷(xiāo)售為主的企業(yè)進(jìn)行差異性新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)或?qū)υ挟a(chǎn)品進(jìn)行改良，從而產(chǎn)生提高技術(shù)水平的激勵(lì)。另一方面，根據(jù)異質(zhì)企業(yè)投資理論[11]，如果母國(guó)企業(yè)的生產(chǎn)率超過(guò)母國(guó)對(duì)東道國(guó)出口所獲得的利潤(rùn)與母國(guó)對(duì)東道國(guó)直接投資所獲得的利潤(rùn)相等時(shí)的生產(chǎn)率臨界值②，為繞過(guò)貿(mào)易壁壘和降低運(yùn)輸成本，母公司在東道國(guó)的子公司或分支機(jī)構(gòu)(以下簡(jiǎn)稱“子公司”)可能會(huì)放棄從母國(guó)進(jìn)口，而選擇在東道國(guó)直接投資進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。東道國(guó)企業(yè)已經(jīng)發(fā)展成熟的產(chǎn)品和生產(chǎn)工藝為子公司在當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)經(jīng)營(yíng)起到了良好的示范作用，與東道國(guó)企業(yè)的激烈競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)迫使子公司進(jìn)行技術(shù)革新以爭(zhēng)奪海外市場(chǎng)份額。此外，中間產(chǎn)品市場(chǎng)的存在也為對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出創(chuàng)造了條件。為保持技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)并實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張，東道國(guó)企業(yè)更傾向于將先進(jìn)技術(shù)、生產(chǎn)工藝和管理經(jīng)驗(yàn)傳授給產(chǎn)業(yè)鏈上游或下游的子公司[12]，因此母國(guó)企業(yè)更容易通過(guò)東道國(guó)關(guān)聯(lián)企業(yè)的前向和后向技術(shù)溢出實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。不管是需求倒逼、水平溢出還是垂直溢出，都能在一定程度上推動(dòng)母國(guó)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。

創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對(duì)外直接投資比較典型的投資形式有綠地投資、跨國(guó)并購(gòu)和建立國(guó)際戰(zhàn)略聯(lián)盟等。母國(guó)企業(yè)通過(guò)在發(fā)達(dá)國(guó)家建立工業(yè)園、研發(fā)中心和實(shí)驗(yàn)室，可以充分利用當(dāng)?shù)厝瞬?、技術(shù)和管理等方面的優(yōu)勢(shì)，同時(shí)還為母國(guó)職工創(chuàng)造了學(xué)習(xí)和模仿的機(jī)會(huì)，促進(jìn)了東道國(guó)知識(shí)和技術(shù)的反向溢出，從而使母國(guó)更快實(shí)現(xiàn)在尖端技術(shù)上的突破。資金實(shí)力雄厚的母國(guó)企業(yè)則可以通過(guò)跨國(guó)并購(gòu)直接實(shí)現(xiàn)專利和技術(shù)內(nèi)部化，彌補(bǔ)自身技術(shù)上的不足。此外，母國(guó)企業(yè)與東道國(guó)企業(yè)開(kāi)展國(guó)際經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作，也在很大程度上促進(jìn)了技術(shù)人員和管理人員的國(guó)際交流，拓寬了逆向技術(shù)溢出的途徑。如果戰(zhàn)略資產(chǎn)的獲取和由此所帶來(lái)的逆向技術(shù)溢出使得母國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的增幅超過(guò)要素投入增長(zhǎng)率的增幅，那么母國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平也就提高了。

資源尋求型和效率尋求型對(duì)外直接投資屬于順梯度對(duì)外直接投資，這兩類(lèi)投資的技術(shù)溢出效應(yīng)可能并沒(méi)有前兩者顯著。

基于以上分析，本文提出理論假說(shuō)1：市場(chǎng)尋求型對(duì)外直接投資和創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對(duì)外直接投資在我國(guó)對(duì)外直接投資中占據(jù)了較大比重，總體而言，對(duì)外直接投資可能通過(guò)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)推動(dòng)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。

(二)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制

許多研究利用改進(jìn)的Chenery標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)模型對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，對(duì)外直接投資不僅能夠促進(jìn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，還能夠通過(guò)空間溢出機(jī)制促進(jìn)鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[13-14]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是通過(guò)提高資源配置效率進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的，具有集約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)[15]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)意味著資源會(huì)在各部門(mén)之間重新配置。一般而言，資源會(huì)從生產(chǎn)率增長(zhǎng)率低的部門(mén)向生產(chǎn)率增長(zhǎng)率高的部門(mén)轉(zhuǎn)移，這就導(dǎo)致生產(chǎn)率增長(zhǎng)較快部門(mén)的產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占的比重增加，而生產(chǎn)率增長(zhǎng)較慢部門(mén)的產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占的比重降低，從而提高全行業(yè)的平均生產(chǎn)率；此外，要素逐利性意味著各部門(mén)的投入量也會(huì)隨產(chǎn)出的增加(或減少)而增加(或減少)，這也有助于實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高[16]。

發(fā)展中國(guó)家在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，一般也伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失調(diào)、產(chǎn)能過(guò)剩、資源開(kāi)發(fā)過(guò)度以及環(huán)境污染等諸多弊病，而對(duì)外直接投資通過(guò)主動(dòng)配置全球資源有效緩解了其中的陣痛。市場(chǎng)尋求型對(duì)外直接投資拓寬了海外市場(chǎng)，由此所引致的母公司在東道國(guó)的子公司或分支機(jī)構(gòu)對(duì)原材料、中間品以及產(chǎn)成品的需求增長(zhǎng)，帶動(dòng)了母國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展，消化了母國(guó)國(guó)內(nèi)多余的產(chǎn)能。同時(shí)，母國(guó)企業(yè)為了謀求長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，還會(huì)將對(duì)外直接投資所獲得的收益再投資于一些戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對(duì)外直接投資能夠以綠地投資、跨國(guó)并購(gòu)和國(guó)際經(jīng)濟(jì)技術(shù)合作等多種形式，將從東道國(guó)獲取的先進(jìn)技術(shù)通過(guò)示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)反饋給母國(guó)，從而帶動(dòng)母國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)向智能化、集約化方向發(fā)展。資源尋求型對(duì)外直接投資可以吸收東道國(guó)豐富且廉價(jià)的資源，有效降低生產(chǎn)成本，緩解母國(guó)資源緊缺的難題，提高資源利用效率，為母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供原材料和動(dòng)力支持。效率尋求型對(duì)外直接投資可以直接將母國(guó)國(guó)內(nèi)已經(jīng)或即將喪失比較優(yōu)勢(shì)的“邊際產(chǎn)業(yè)”剝離到具備該種比較優(yōu)勢(shì)的其他發(fā)展中國(guó)家，降低國(guó)內(nèi)的人力資本成本，同時(shí)將國(guó)內(nèi)閑暇的生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)移到資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)，從而提高全行業(yè)的生產(chǎn)效率。

基于以上分析，本文提出理論假說(shuō)2：對(duì)外直接投資可能通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)提高資源配置效率，進(jìn)而提高我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。

對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的影響機(jī)制可以用圖1來(lái)形象表示。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

除對(duì)外直接投資(OFDI)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IND)會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響外，市場(chǎng)化進(jìn)程(MAR)[5]、對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度(OPEN)[17]和人力資本(HC)[6]也是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素，從而全要素生產(chǎn)率與各影響因素的關(guān)系可以表述為：

TFP(t)=eOFDI(t)+IND(t)+HC(t)+OPEN(t)+MAR(t)+μ(t)

(5)

式(5)中，μ(t)為隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)式(5)兩端同時(shí)取對(duì)數(shù)并對(duì)時(shí)間求導(dǎo)后得到：

gTFP=OFDI+IND+HC+OPEN+MAR+μ

(6)

不論采取式(3)還是式(4)的表達(dá)形式，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平IEG都是全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率gTFP的函數(shù)，即IEG=F(gTFP)?？梢?jiàn)，各影響因素都是通過(guò)作用于全要素生產(chǎn)率進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平產(chǎn)生影響的。為克服模型潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文建立以下動(dòng)態(tài)面板計(jì)量模型：

IEGit=α+λIEGit-1+β1OFDIit+β2OFDIit-1+β3INDit+β4HCit+β5OPENit+β6MARit+μit

(7)

考慮到對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)可能與以人力資本為表征的吸收能力相關(guān)，本文借鑒Borensztein等[18]關(guān)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究，在模型(7)基礎(chǔ)上引入對(duì)外直接投資與人力資本的交叉項(xiàng)HCit×OFDIit,得到如下模型：

IEGit=γ+ζ1OFDIit+ζ2HCit×OFDIit+ΨXit+μit

(8)

為驗(yàn)證對(duì)外直接投資是否通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化，本文還在模型(7)的基礎(chǔ)上引入了對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的交叉項(xiàng)INDit×OFDIit,得到如下模型：

IEGit=λ+ξ1OFDIit+ξ2INDit×OFDIit+ψXit+μit

(9)

在模型(8)和模型(9)中，控制變量組X均為上文提到的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IND)、人力資本(HC)、對(duì)外開(kāi)放度(OPEN)和市場(chǎng)化進(jìn)程(MAR)。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平(IEG)。為便于計(jì)算，選擇式(4)作為計(jì)算公式。本文采用增長(zhǎng)核算方法測(cè)算全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，根據(jù)式(2)，在規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)下，只需求得資本產(chǎn)出彈性α即可。首先將式(1)兩端同除以就業(yè)人數(shù)L然后取對(duì)數(shù)，得到：

lnyit=lnAit+αlnkit

(10)

式(10)中，y=Y/L，k=K/L。按照習(xí)慣做法，將Ait=Ai0e代入式(10)，得到：

lnyit=lnAi0+t+αlnkit

(11)

式(11)中，Ai0為i地區(qū)的期初技術(shù)水平，為技術(shù)進(jìn)步率。利用該式便可以估計(jì)出資本產(chǎn)出彈性α，為消除自相關(guān)影響并且作為對(duì)照，對(duì)式(11)兩端取一階差分后得到：

Δlnyit=+αΔlnkit

(12)

圖1 對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平的影響機(jī)制

同時(shí)使用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)式(11)和式(12)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果顯示，資本產(chǎn)出彈性α數(shù)值相差不大。本文基于模型可能存在自相關(guān)的考慮，選擇式(12)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果選擇了隨機(jī)效應(yīng)模型，最終取α=0.555。如此，根據(jù)式(2)(4)便可求出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平IEG。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為對(duì)外直接投資(OFDI)，用各省份每年的對(duì)外直接投資流量表示，并且按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的每年年末人民幣兌美元的中間匯率將其折算為人民幣計(jì)價(jià)，對(duì)于個(gè)別省份或年份的缺失數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)充完整。

3.控制變量

(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IND)。用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在總產(chǎn)值中的比重來(lái)反映。

(3)對(duì)外開(kāi)放度(OPEN)。首先用進(jìn)出口總額與GDP之比得出外貿(mào)依存度，然后用實(shí)際利用外資額與GDP之比得出外資依存度，最后通過(guò)熵值法確定兩者權(quán)重并進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，得出一個(gè)反映對(duì)外經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的綜合指標(biāo)對(duì)外開(kāi)放度。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

受數(shù)據(jù)可獲得性的限制，本文樣本區(qū)間為2003—2017年，匯率數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，基年資本存量來(lái)自張軍等[19]的數(shù)據(jù)，市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)自王小魯?shù)葘W(xué)者編制的各年度《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》。如未加以說(shuō)明，其他數(shù)據(jù)主要來(lái)自Wind金融終端和EPS知識(shí)服務(wù)平臺(tái)。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表1，OFDI、HC和MAR的標(biāo)準(zhǔn)差均較大，說(shuō)明在不同地區(qū)、不同年份，對(duì)外直接投資、人力資本和市場(chǎng)化程度存在較大差異。尤其是對(duì)外直接投資，西部地區(qū)的某些省份在早期對(duì)外直接投資額較少，與東部地區(qū)的對(duì)外直接投資額形成了較大反差。此外，解釋變量相關(guān)系數(shù)均未超過(guò)0.7，且方差膨脹因子取值范圍為[1.54，2.21]，遠(yuǎn)低于10，表明解釋變量之間不存在多重共線性。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、實(shí)證結(jié)果與討論

(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免面板數(shù)據(jù)不平穩(wěn)造成的偽回歸問(wèn)題，本文運(yùn)用HT檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)三種方法對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。根據(jù)表2，IND和MAR存在單位根，但一階差分通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其他變量及其一階差分也都通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明所有變量數(shù)據(jù)均為一階單整序列。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(二)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

GMM估計(jì)為克服模型內(nèi)生性問(wèn)題提供了一種解決方案?？紤]到系統(tǒng)GMM可能比差分GMM的估計(jì)結(jié)果更有效率[22]，本文同時(shí)使用差分GMM和系統(tǒng)GMM分別對(duì)模型(7)、模型(8)和模型(9)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果分別如表3、表4所示。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，一階自相關(guān)檢驗(yàn)拒絕而二階自相關(guān)檢驗(yàn)未拒絕“擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)”的原假設(shè)，Sargan檢驗(yàn)并未拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，從而驗(yàn)證了模型設(shè)定的合理性。

表3 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果一

表4 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果二

從表3可以看出，核心解釋變量對(duì)外直接投資(OFDI)及其一階滯后項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，表明不僅當(dāng)期對(duì)外直接投資能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化，往期對(duì)外直接投資也能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型。這可能是由于對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)在當(dāng)期無(wú)法完全呈現(xiàn)出來(lái)，兩種效應(yīng)發(fā)揮存在一定時(shí)滯性：一方面，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮有賴于母國(guó)的吸收能力，而吸收能力的大小往往同母國(guó)與東道國(guó)之間初始技術(shù)水平以及人力資本水平的差距相關(guān)。如果東道國(guó)的初始技術(shù)水平和人力資本水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)領(lǐng)先于母國(guó)，那么母國(guó)可能需要花費(fèi)更長(zhǎng)的時(shí)間進(jìn)行學(xué)習(xí)、交流和模仿，才能將東道國(guó)的先進(jìn)技術(shù)徹底吸收、利用和轉(zhuǎn)化。另一方面，無(wú)論是逆梯度對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)資本、技術(shù)等的反饋，還是順梯度對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)“邊際產(chǎn)業(yè)”的轉(zhuǎn)移，并不都能立即促成母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。例如，市場(chǎng)尋求型對(duì)外直接投資利用外部市場(chǎng)積累的資本對(duì)新興產(chǎn)業(yè)再投資的過(guò)程中，產(chǎn)品研發(fā)周期可能比較漫長(zhǎng)，成效需要在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)才能顯現(xiàn)出來(lái)。效率尋求型對(duì)外直接投資所引致的國(guó)內(nèi)要素重新配置也需要花費(fèi)一定的時(shí)間，從而對(duì)母國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)產(chǎn)生漸進(jìn)式而非突變式的影響。

從控制變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IND)的系數(shù)顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的確能夠通過(guò)資源配置效率的提高來(lái)實(shí)現(xiàn)集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)外開(kāi)放度(OPEN)的系數(shù)也顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)對(duì)外開(kāi)放不僅實(shí)現(xiàn)了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而且提高了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中的貢獻(xiàn)份額，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化。然而，人力資本(HC)和市場(chǎng)化進(jìn)程(MAR)的系數(shù)均顯著為負(fù)，對(duì)此的解釋是：即使人力資本和市場(chǎng)化進(jìn)程促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率提高，也未必促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化，因?yàn)槿厣a(chǎn)率提高僅僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平提高的一個(gè)必要條件，而非充分條件[2]。衡量集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，要看全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中的份額是否增加，或者說(shuō)要看全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的增加幅度是否超過(guò)了要素投入增長(zhǎng)率的增加幅度。人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化產(chǎn)生制約作用的主要原因可能是人力資本提高背后投入的要素增長(zhǎng)率增幅超過(guò)了其帶來(lái)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的增幅，而市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化產(chǎn)生制約作用的主要原因可能是非國(guó)有企業(yè)追求利潤(rùn)最大化的動(dòng)機(jī)使其投入了更多的資本、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素，卻忽視了技術(shù)進(jìn)步和效率提升對(duì)其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)。

為驗(yàn)證對(duì)外直接投資是否通過(guò)上述兩種渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型發(fā)揮作用，本文還對(duì)模型(8)和模型(9)分別進(jìn)行了檢驗(yàn)。如表4所示，列(1)和列(4)分別是用一階差分GMM和一階系統(tǒng)GMM估計(jì)的未加入OFDI一階滯后項(xiàng)的結(jié)果，各變量系數(shù)大小及顯著性與表3基本一致。列(2)和列(3)分別為一階差分GMM估計(jì)的模型(8)和模型(9)的結(jié)果，列(5)和列(6)分別為一階系統(tǒng)GMM估計(jì)的模型(8)和模型(9)的結(jié)果。由結(jié)果可知，人力資本與對(duì)外直接投資的交叉項(xiàng)(HC×OFDI)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與對(duì)外直接投資的交叉項(xiàng)(IND×OFDI)的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明對(duì)外直接投資與人力資本之間以及對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間具有互補(bǔ)效應(yīng)。一方面，以人力資本水平為表征的吸收能力的提高，增強(qiáng)了對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，推動(dòng)了母國(guó)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高了母國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。另一方面，對(duì)外直接投資促進(jìn)了母國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)了資源配置效率的提高，進(jìn)而推動(dòng)了母國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)型。因此，本文的理論假說(shuō)得到驗(yàn)證，即對(duì)外直接投資通過(guò)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)兩種渠道提高了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。

(三)內(nèi)生性討論

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平越高，意味著全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中的貢獻(xiàn)越大，此時(shí)企業(yè)可能擁有了某種技術(shù)或其他方面的壟斷優(yōu)勢(shì)，從而產(chǎn)生對(duì)外直接投資的意愿。這就導(dǎo)致對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平之間可能存在雙向因果關(guān)系。此外，遺漏重要的解釋變量以及測(cè)量誤差的存在也可能導(dǎo)致模型的內(nèi)生性問(wèn)題。除了在上文中用GMM估計(jì)進(jìn)行補(bǔ)救外，為進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果的合理性，本文借鑒劉亮等[4]的做法，選用各省份每年的專利授權(quán)數(shù)(TI)作為工具變量，然后運(yùn)用差分GMM和系統(tǒng)GMM方法分別對(duì)模型(7)、模型(8)和模型(9)進(jìn)行重新估計(jì),結(jié)果分別如表5、表6所示。二階自相關(guān)檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)均未拒絕原假設(shè)，說(shuō)明模型設(shè)定具有合理性。

表5的估計(jì)結(jié)果顯示，核心解釋變量對(duì)外直接投資(OFDI)及其一階滯后項(xiàng)的系數(shù)依舊顯著為正。表6的估計(jì)結(jié)果顯示，一階系統(tǒng)GMM估計(jì)的人力資本與對(duì)外直接投資交叉項(xiàng)(HC×OFDI)的系數(shù)不顯著，而一階系統(tǒng)GMM估計(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與對(duì)外直接投資交叉項(xiàng)(IND×OFDI)的系數(shù)顯著為正。一階差分GMM估計(jì)的人力資本與對(duì)外直接投資交叉項(xiàng)(HC×OFDI)的系數(shù)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與對(duì)外直接投資交叉項(xiàng)(IND×OFDI)的系數(shù)均顯著為正,這與基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果基本保持一致。此外，三個(gè)模型中控制變量的系數(shù)符號(hào)以及顯著性也均未發(fā)生明顯變化，從而說(shuō)明了基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果的合理性。

表5 以TI為工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果一

表6 以TI為工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果二

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基于增長(zhǎng)核算方法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)具體生產(chǎn)函數(shù)形式有較強(qiáng)依賴性，并且按照索洛余值法，將資本和勞動(dòng)以外的其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)都?xì)w為全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，這可能高估了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的絕對(duì)數(shù)值。為了保證基本模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文基于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的非參數(shù)方法，運(yùn)用DEAP 2.1軟件對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了重新測(cè)算。在此基礎(chǔ)上重新計(jì)算出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平IEG′，然后用IEG′替代基準(zhǔn)回歸中的IEG，并用差分GMM和系統(tǒng)GMM對(duì)模型(7)(8)(9)進(jìn)行了重新估計(jì),模型(7)估計(jì)結(jié)果如表7所示，模型(8)(9)估計(jì)結(jié)果如表8所示。二階自相關(guān)檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)也都未拒絕原假設(shè)，說(shuō)明計(jì)量模型設(shè)定具有合理性。

表7的估計(jì)結(jié)果顯示，系統(tǒng)GMM估計(jì)的對(duì)外直接投資(OFDI)的系數(shù)不顯著，而對(duì)外直接投資一階滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，再次驗(yàn)證了對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平發(fā)揮作用的時(shí)滯性。差分GMM估計(jì)的對(duì)外直接投資(OFDI)及其一階滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果一致。表8的估計(jì)結(jié)果顯示，不論采用差分GMM還是系統(tǒng)GMM，人力資本與對(duì)外直接投資的交叉項(xiàng)(HC×OFDI)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與對(duì)外直接投資的交叉項(xiàng)(IND×OFDI)的系數(shù)顯著為正，也與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果一致。從控制變量來(lái)看，模型(7)估計(jì)結(jié)果中除了市場(chǎng)化進(jìn)程(MAR)的系數(shù)不顯著外，其余變量系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)且與基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果的符號(hào)一致；模型(8)(9)估計(jì)結(jié)果中除了市場(chǎng)化進(jìn)程(MAR)和對(duì)外開(kāi)放度(OPEN)的系數(shù)不顯著外，其余變量系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)且與基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果的符號(hào)一致。這均表明基準(zhǔn)模型穩(wěn)健性良好。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果一

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果二

四、結(jié)論與建議

在探究對(duì)外直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系時(shí)，本文首先通過(guò)理論分析提出對(duì)外直接投資影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型的兩種渠道，然后為了定量考察其影響并驗(yàn)證這兩種影響渠道，構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的量化指標(biāo)——經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平，并基于2003—2017年我國(guó)省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用GMM方法進(jìn)行了實(shí)證分析。

(一)結(jié)論

研究結(jié)果表明：(1)在樣本區(qū)間內(nèi)，對(duì)外直接投資顯著提高了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平，但該作用的發(fā)揮存在一定時(shí)滯。(2)以人力資本水平為表征的吸收能力的提高能夠更好地發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，從而提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化水平。(3)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在良性互動(dòng)關(guān)系，對(duì)外直接投資通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)渠道實(shí)現(xiàn)了集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(二)建議

第一，對(duì)外直接投資是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集約化的重要因素，應(yīng)提振企業(yè)對(duì)外直接投資的信心，減少對(duì)外直接投資限制，給予對(duì)外投資企業(yè)適當(dāng)激勵(lì)。在全球疫情大流行的背景下，單邊主義和保護(hù)主義乘勢(shì)而起，世界經(jīng)濟(jì)面臨諸多不確定性。在后疫情時(shí)代，我國(guó)要深化對(duì)外開(kāi)放，不僅要“穩(wěn)外資”，同時(shí)也要促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資。既要重視向發(fā)達(dá)國(guó)家的逆梯度直接投資，又要重視向發(fā)展中國(guó)家的順梯度直接投資，充分發(fā)揮對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型的積極作用。

第二，重視發(fā)揮人力資本的作用，提升人力資本回報(bào)率，提高對(duì)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的吸收能力。提高人力資本水平，不能單純注重學(xué)歷教育，而是要進(jìn)一步加強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研深度融合，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，將知識(shí)、技術(shù)和發(fā)明專利轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力。同時(shí)，重視從業(yè)人員技能培訓(xùn)，通過(guò)提高從業(yè)人員的學(xué)習(xí)和模仿能力以更好地吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)。

第三，利用發(fā)達(dá)國(guó)家產(chǎn)業(yè)空心化契機(jī)，加快實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，構(gòu)筑穩(wěn)固安全的國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈。我國(guó)正處于低端制造業(yè)向高端制造業(yè)轉(zhuǎn)型時(shí)期，在許多尖端科技領(lǐng)域仍處于被動(dòng)地位，要充分利用國(guó)外產(chǎn)業(yè)空心化所營(yíng)造的外部市場(chǎng)機(jī)遇，努力縮短產(chǎn)品研發(fā)周期，加速國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，通過(guò)對(duì)外直接投資和國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的良性互動(dòng)進(jìn)一步推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)型。

注釋：

① 聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)針對(duì)不同的投資動(dòng)機(jī)，將對(duì)外直接投資劃分為市場(chǎng)尋求型、效率尋求型、資源尋求型和創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型四種類(lèi)型。