戴 翔，王如雪

(1.無錫太湖學院商學院，江蘇 無錫 214064；2.南京審計大學經(jīng)濟學院，江蘇 南京 211815)

一、引 言

20世紀80年代以來，經(jīng)濟全球化進入新一輪的高速發(fā)展時期，以最終產(chǎn)品為界限的傳統(tǒng)國際分工模式難以滿足企業(yè)對低成本和高效率的追求。生產(chǎn)分割技術的快速發(fā)展和信息通信等技術革命的突飛猛進使跨國公司有條件在全球范圍內(nèi)布局生產(chǎn)，從而促使分工界限演進至產(chǎn)品價值增值環(huán)節(jié)，全球價值鏈應運而生。從本質(zhì)上看，全球價值鏈實際上就是跨國公司在全球范圍內(nèi)整合和利用資源，以盡可能實現(xiàn)生產(chǎn)全球化的最優(yōu)化安排和布局。而從跨國公司布局全球價值鏈的具體方式和手段上看，主要體現(xiàn)為兩種：一種是采取外包的形式，即通過發(fā)布訂單將部分生產(chǎn)環(huán)節(jié)和階段外包給其他國家(地區(qū))的企業(yè)，自己只保留產(chǎn)品生產(chǎn)的部分環(huán)節(jié)和階段或與產(chǎn)品生產(chǎn)相關的部分功能，“保留核心的，外包其余的”正是全球價值鏈分工條件下跨國公司采取的全球發(fā)展戰(zhàn)略之一[1]；另一種是通過開展對外直接投資來推動產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)節(jié)的國際梯度轉移，即跨國公司將自己的優(yōu)勢要素通過跨境流動與東道國的優(yōu)勢要素相結合，共同從事某個或某些環(huán)節(jié)和階段的生產(chǎn)經(jīng)營活動。相比較而言，通過開展對外直接投資的方式比實施外包策略更為普遍和重要。這不僅表現(xiàn)為當前全球?qū)ν庵苯油顿Y的增長比全球貿(mào)易增長的速度更快，更為重要的是全球?qū)ν庵苯油顿Y改變了生產(chǎn)的國家性質(zhì)和國際貿(mào)易的流量及流向，超越貿(mào)易而成為推動當代經(jīng)濟全球化運行的主要機制[2]。

實踐表明，在參與全球價值鏈的過程中，中國承接的大多是勞動密集型產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，嵌入的是附加值創(chuàng)造相對較低的全球價值鏈的中低端部分。這不僅影響分工和貿(mào)易的獲益能力，還面臨可能的“低端鎖定”的發(fā)展困局。伴隨國內(nèi)外環(huán)境的深刻變化尤其是外部環(huán)境日趨復雜、嚴峻，風險和不確定性因素增多及內(nèi)部傳統(tǒng)比較優(yōu)勢的逐步喪失，“低端嵌入”全球價值鏈的參與方式面臨可持續(xù)的難題，“孔雀東南飛”等產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品的生產(chǎn)環(huán)節(jié)外遷壓力逐漸增大[3][4]，簡單融入全球價值鏈的“浮萍經(jīng)濟效應”開始顯現(xiàn)[5][6]。但經(jīng)過改革開放幾十年的發(fā)展積累及經(jīng)濟實力的不斷增強，中國“走出去”的能力日漸提高、步伐也持續(xù)加快。這就提出了一個很有理論意義和實踐價值的課題：中國開展OFDI有助于推動構建雙邊價值鏈關聯(lián)嗎？在國內(nèi)國際環(huán)境發(fā)生深刻變化的背景下，在中國參與全球價值鏈亟待“固鏈”和“強鏈”的關鍵發(fā)展階段，對上述問題的回答顯然是當前理論和實踐部門面臨的重要課題。

二、相關文獻綜述

伴隨開放型經(jīng)濟進入新階段尤其是“一帶一路”倡議提出以來，中國參與全球化的方式由“引進來”為主向“引進來”與“走出去”并重轉變。在此背景下，越來越多的學者開始關注對外直接投資與全球價值鏈之間的關系，特別是開展對外直接投資對全球價值鏈分工地位的影響。在產(chǎn)業(yè)中觀層面上，遲歌(2018)從行業(yè)和國家兩個角度證明我國不斷增加的對外直接投資有效地促進了我國在全球價值鏈地位的提升[7]。李超和張誠(2017)則著重考察不同技術層次的產(chǎn)業(yè)可能受到的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資顯著提升高技術制造業(yè)全球價值鏈的分工地位，但對低技術制造業(yè)和中低技術制造業(yè)的全球價值鏈升級沒有產(chǎn)生顯著的影響[8]。戴翔等(2018)則從不同行業(yè)處于不同價值鏈分工地位的特征事實出發(fā)，指出對外直接投資總體上對中國制造業(yè)攀升全球價值鏈具有積極的促進作用，但對位于全球價值鏈中端行業(yè)的促進作用顯著強于價值鏈低端和高端的行業(yè)[9]。在企業(yè)微觀層面上，王杰等(2019)的研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資有助于企業(yè)降低退出全球價值鏈的風險，有利于發(fā)展中國家企業(yè)的工藝升級、產(chǎn)品升級、功能升級和鏈條升級，從而促進企業(yè)不斷攀升全球價值鏈的高端環(huán)節(jié)[10]。鄭丹青(2019)采用基于傾向得分匹配的倍差法，發(fā)現(xiàn)對外直接投資明顯促進企業(yè)全球價值鏈分工地位的提升并呈現(xiàn)遞增的持續(xù)滯后效應[11]。

OFDI對全球價值鏈地位的提升效應反映的是一種持續(xù)動態(tài)作用。換句話說，在中國擴大對外直接投資后，通過一系列的作用機制使中國在全球價值鏈中的地位得到了提升。對此，已有學者做了深入的探討。楊連星和羅玉輝(2017)基于逆向技術溢出效應的作用機制，解釋了中國OFDI對其攀升全球價值鏈的現(xiàn)實效應[12]。彭澎和李佳熠(2018)則以“一帶一路”倡議為例，認為中國對“一帶一路”沿線國家的OFDI通過產(chǎn)業(yè)分離效應的作用機制提升了我國在全球價值鏈中的分工地位[13]。而我們更關心的問題是：中國開展OFDI本身對參與全球價值鏈的方式有何影響，即是否有助于構建雙邊價值鏈關聯(lián)。雖然價值鏈關聯(lián)效應在一定程度上與價值鏈分工地位相關，但其體現(xiàn)的分工地位更多的是“嵌入”問題，即對投資的產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)節(jié)的選擇及由此產(chǎn)生的價值鏈關聯(lián)關系直接決定的價值鏈分工地位，而非通過現(xiàn)有文獻揭示的諸如技術溢出等作用機制帶來的動態(tài)調(diào)整問題。從這一角度看，現(xiàn)有研究中尤為值得一提的是，戴翔和宋婕(2020)構建國與國之間的雙邊價值鏈關聯(lián)指數(shù)，發(fā)現(xiàn)中國對東道國的對外直接投資能顯著提升中國與該國的價值鏈關聯(lián)程度[14]。但遺憾的是，該文沒有進一步細化研究價值鏈關聯(lián)方式，即沒有討論OFDI對不同價值鏈關聯(lián)方式可能產(chǎn)生的不同效果。余海燕和沈桂龍(2020)將全球價值鏈參與程度劃分為前向關聯(lián)和后向關聯(lián)[15]。這一研究雖然區(qū)分了價值鏈關聯(lián)方式，發(fā)現(xiàn)對外直接投資能促進母國全球價值鏈前向參與程度的加深，但其主要視角是基于世界范圍，并未探討中國的具體情況且缺乏雙邊價值鏈的實際考察。

鑒于此，本文擬基于中國經(jīng)驗數(shù)據(jù)，研究中國開展OFDI的雙邊價值鏈關聯(lián)效應，并重點探討其對價值鏈前向關聯(lián)程度和后向關聯(lián)程度可能存在的異質(zhì)性影響。與現(xiàn)有的研究文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：第一，從研究內(nèi)容上看，本文可能是國內(nèi)首篇探討中國開展OFDI產(chǎn)生雙邊價值鏈關聯(lián)效應的文獻；第二，在對價值鏈關聯(lián)效應的考察上，不僅關注中國開展OFDI在整體層面上對價值鏈關聯(lián)可能具有的驅(qū)動效應，從而明晰其可能具有的價值鏈“固鏈”效應，而且區(qū)分OFDI對前向關聯(lián)和后向關聯(lián)可能具有的不同效應，進而力圖回答中國開展OFDI是否具有改善分工地位的“強鏈”效應；第三，探討中國對不同類型的東道國開展OFDI在驅(qū)動價值鏈關聯(lián)效應方面可能具有的異質(zhì)性影響。

三、理論分析及假說

在全球價值鏈分工條件下，開展對外直接投資并非是將母國的生產(chǎn)活動進行簡單的空間轉移或復制，其本質(zhì)更多地體現(xiàn)為整合和利用全球資源，在資源的優(yōu)化配置中構建更具競爭力的價值鏈分工體系。當整個生產(chǎn)過程被分解到母國和東道國后，最終產(chǎn)品的生產(chǎn)完成必然涉及母國與東道國之間的產(chǎn)出和投入的關聯(lián)問題，即形成價值鏈關聯(lián)關系。已有研究發(fā)現(xiàn)，進口來自發(fā)達國家的中間投入品和資本設備是實現(xiàn)出口高速增長的重要基礎[16][17]。換言之，中國出口貿(mào)易中其實內(nèi)含了大量的來自發(fā)達國家的進口中間品?？傊旈_展對外直接投資超越傳統(tǒng)國際分工條件下復制母國經(jīng)濟活動的簡單功能、著眼構建價值鏈的戰(zhàn)略需求時，顯然會強化母國和東道國的雙邊價值鏈關聯(lián)。進一步地，價值鏈關聯(lián)從供給和使用角度可分為價值鏈前向關聯(lián)和價值鏈后向關聯(lián)。從供給者的角度看，某個經(jīng)濟體出口中間品中隱含的自身創(chuàng)造的增加值被出口市場進行再出口，這被稱為出口國與下游出口市場之間的價值鏈前向關聯(lián)；從使用者的角度看，某個經(jīng)濟體出口中間品中隱含的上游經(jīng)濟體的增加值部分被稱為出口國與上游經(jīng)濟體之間的價值鏈后向關聯(lián)[18][19]。通過對外直接投資的方式布局價值鏈，因其轉移或安排的具體生產(chǎn)環(huán)節(jié)和活動的不同，既有可能強化母國與東道國之間的前向關聯(lián)，也有可能強化后向關聯(lián)，這主要取決于跨國公司對東道國開展對外直接投資的動機及看重和整合利用的是東道國的何種優(yōu)勢資源。當對外直接投資轉移出去的是本國已失去比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，保留上游仍然具有比較優(yōu)勢的生產(chǎn)環(huán)節(jié)和階段時，形成的價值鏈關聯(lián)關系就表現(xiàn)為前向關聯(lián)。當開展對外直接投資是出于戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求(如尋求技術或確保關鍵零部件和中間品的供應)，那么此時形成的價值鏈關聯(lián)關系就表現(xiàn)為后向關聯(lián)。事實上，中國開展對外直接投資的動機是多元化而非單一型的，主要是通過走出去的方式整合和利用全球資源。因此，對外直接投資可能同時具有價值鏈前向關聯(lián)效應和價值鏈后向關聯(lián)效應。據(jù)此，我們提出待檢驗理論假說1：中國開展對外直接投資對推動構建雙邊價值鏈總體關聯(lián)、前向關聯(lián)和后向關聯(lián)均具有驅(qū)動作用。

改革開放以來，我國主要以加工貿(mào)易的方式融入全球價值鏈，加強了與上游出口國之間的價值鏈后向關聯(lián)，但長期以生產(chǎn)符合國外需求的產(chǎn)品進行出口的方式來參與全球價值鏈將很難攀升到全球價值鏈的上游和高端環(huán)節(jié)。中國開放型經(jīng)濟發(fā)展至新階段后，企業(yè)加快對外直接投資以構建全球價值鏈。雖然開展對外直接投資和加工貿(mào)易均表現(xiàn)為參與全球價值鏈的分工體系，但二者在主動性方面截然不同。具體而言，前者更具有主動性，后者往往是被動融入。正因如此，現(xiàn)有文獻指出在以往發(fā)達國家跨國公司推動構建全球價值鏈過程中，中國主要是以“被整合者”的身份融入的[20]。而中國企業(yè)走出去構建全球價值鏈可改變以往的被動性特征、提高主動性，在價值鏈分工的具體產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品的生產(chǎn)環(huán)節(jié)上進行更加有利的安排。換言之，中國企業(yè)在進行對外直接投資時，借鑒以往發(fā)達國家布局全球價值鏈的方式，可更加主動地選擇一些價值鏈前向關聯(lián)程度較高的行業(yè)進行投資，將一些低端環(huán)節(jié)放到其他國家去生產(chǎn)，繼而提高價值鏈前向關聯(lián)程度?？傊?，雖然中國開展對外直接投資同時驅(qū)動了雙邊價值鏈的前向關聯(lián)和后向關聯(lián)，但前者的效應可能更強。據(jù)此，我們提出待檢驗理論假說2：中國開展對外直接投資對推動構建雙邊價值鏈前向關聯(lián)的驅(qū)動作用強于后向關聯(lián)的驅(qū)動作用。

中國開展對外直接投資雖然起步較晚，但發(fā)展迅速，在全球?qū)ν庵苯油顿Y中的影響力不斷擴大。商務部發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，目前全球80%以上的國家(地區(qū))都有中國的投資。但對不同的國家和地區(qū)，中國投資的范圍和力度存在明顯差異。如前文所述，企業(yè)開展對外直接投資的目的是在全球范圍內(nèi)尋找合適的資源，因此不同東道國具有的資源稟賦差異會影響中國對外直接投資的動機。而某一國家或地區(qū)的資源稟賦無疑會隨著地理位置和收入水平的變化而變化，因此針對不同的東道國，中國通過OFDI利用其優(yōu)勢要素構建全球價值鏈時的定位也應隨之變化，進而對雙邊價值鏈關聯(lián)程度的影響作用產(chǎn)生差異。據(jù)此，我們提出待檢驗理論假說3：對外直接投資的價值鏈關聯(lián)效應在不同地理位置和收入水平的東道國存在異質(zhì)性。

四、典型事實分析

(一)對外直接投資的典型事實

圖1顯示了中國對樣本國家對外直接投資存量總額的變化趨勢。從整體上看，2014年中國對樣本國家的對外直接投資總額超過1000億美元，約是2003年的60倍，呈現(xiàn)明顯的上升趨勢且增幅巨大。圖1的曲線從平緩上升到陡峭狀態(tài)，說明我國對外直接投資的增長速度在逐年加快，充分體現(xiàn)了我國對外直接投資的迅猛發(fā)展。

圖1 中國對樣本國家總體直接投資存量的變化趨勢

圖2 雙邊價值鏈關聯(lián)程度的變化趨勢

(二)價值鏈關聯(lián)的典型事實

考慮到數(shù)據(jù)的一致性，本文計算了2003—2014年39個樣本國家和中國的雙邊價值鏈總體關聯(lián)、前向關聯(lián)和后向關聯(lián)指數(shù)(計算方法見后文)，將39個國家的樣本數(shù)據(jù)各年份的三個不同層面的價值鏈關聯(lián)指數(shù)的平均值做折線圖(見圖2所示)。圖2顯示，隨著時間的推移，除2008年受國際金融危機的影響而出現(xiàn)短暫下滑外，價值鏈總體關聯(lián)指數(shù)和前向關聯(lián)指數(shù)均呈現(xiàn)上升的趨勢，而價值鏈后向關聯(lián)指數(shù)整體上呈現(xiàn)下降的趨勢。

(三)對外直接投資與價值鏈關聯(lián)的關系

為初步考察對外直接投資對價值鏈關聯(lián)的影響，我們將樣本數(shù)據(jù)中對外直接投資存量取對數(shù)，并與相應的價值鏈總體關聯(lián)指數(shù)、價值鏈前向關聯(lián)指數(shù)及價值鏈后向關聯(lián)指數(shù)分別做散點圖(如圖3、4、5所示)?？梢姡瑢ν庵苯油顿Y與價值鏈總體關聯(lián)指數(shù)呈現(xiàn)顯著的正相關關系。將價值鏈總體關聯(lián)細分為價值鏈前向關聯(lián)和價值鏈后向關聯(lián)后，對外直接投資僅與價值鏈前向關聯(lián)之間具有明顯的正相關關系，與價值鏈后向關聯(lián)之間的關系并不明顯。因此，從直觀上看，中國對外直接投資確實提高了中國與東道國之間的價值鏈關聯(lián)程度，且顯著提高了融入全球價值鏈的前向關聯(lián)程度。

圖3 對外直接投資與價值鏈總體關聯(lián)指數(shù)的關系

圖4 對外直接投資與價值鏈前向關聯(lián)指數(shù)的關系

圖5 對外直接投資與價值鏈后向關聯(lián)指數(shù)的關系

五、研究設計

(一)計量模型的建立

由上述理論探討及典型事實分析發(fā)現(xiàn)，中國對外直接投資與雙邊價值鏈關聯(lián)程度之間存在密切關系。為此，本文建立如下的計量模型(1)、(2)、(3)，分別表示OFDI對價值鏈總體關聯(lián)程度、價值鏈前向關聯(lián)程度和價值鏈后向關聯(lián)程度的影響，進一步從實證層面檢驗中國OFDI的價值鏈關聯(lián)效應：

GVCpijt=α0+α1OFDIijt+Controls+μj+λt+εijt

(1)

GVCp_fijt=β0+β1OFDIijt+Controls+μj+λt+εijt

(2)

GVCp_bijt=γ0+γ1OFDIijt+Controls+μj+λt+εijt

(3)

其中，i代表開展對外直接投資國(中國)，j表示東道國，t為年份，GVCpijt表示t時期i國與j國之間的價值鏈總體關聯(lián)程度，GVCp_fijt和GVCp_bijt分別表示t時期i國與j國之間的價值鏈前向關聯(lián)程度和價值鏈后向關聯(lián)程度，OFDIijt代表t時期i國對j國的對外直接投資額，Controls為其他控制變量，μj和λt分別為個體固定效應和時間固定效應。

(二)指標度量

1.價值鏈關聯(lián)。Wang et al.(2013)基于全球投入產(chǎn)出關系提出的WWZ方法第一次將出口貿(mào)易按照價值進行解構，把一個經(jīng)濟體的出口貿(mào)易總額分解成國內(nèi)增加值、返回國內(nèi)增加值、國外增加值和純重復計算部分，并進一步細分成16個小部分[21]。以往的文獻大多從一國價值鏈參與的角度展開分析，利用出口國出口到出口市場中包含的間接增加值和出口的國外增加值之和占總出口的比重來衡量一國的全球價值鏈參與程度。該值越大，說明一國參與全球分工的程度越深[14][22]。與以往的研究文獻不同，本文的解釋變量OFDI是一個雙邊數(shù)據(jù)，因此在分解出口增加值時需考慮雙邊因素，不能僅從出口國的角度出發(fā)，還要區(qū)分不同的目的國進行考察。由于本文考慮的是兩國之間價值鏈關聯(lián)程度，因此在出口增加值分解時將國外增加值分為來源于出口市場的國外增加值和來源于出口市場以外的其他國家的國外增加值，并參照劉斌和顧聰(2019)的做法，在構建雙邊價值鏈指標時將來源于出口市場以外的其他國家的國外增加值部分予以剝離[23]。純重復計算部分也做類似的分解，即分解為來源于出口市場的國外投入的純重復計算部分和來源于出口市場以外的其他國家的國外投入的純重復計算部分(1)限于篇幅，本文使用的出口增加值結構分解圖未在文中列示，作者備索。。

在現(xiàn)有文獻的基礎上，本文構建如下的雙邊價值鏈關聯(lián)指數(shù)：

(4)

其中，DVA_INT_REXijt為i國出口到j國再被j國出口到其他國家的中間品中的國內(nèi)增加值，MVAijt表示i國出口到j國中來自j國的國外增加值，DDCijt和MDCijt分別表示t時期i國出口到j國增加值中的國內(nèi)純重復計算部分和國外純重復計算部分，Esrijt為t時期i國對j國的出口總額，GVCpijt為t時期i國與j國之間的雙邊價值鏈關聯(lián)程度(該值越大，說明兩國之間的分工合作越密切)。在式(4)的基礎上，可進一步將其分解為價值鏈前向關聯(lián)指數(shù)和價值鏈后向關聯(lián)指數(shù)，具體的測算公式為：

(5)

(6)

上述價值鏈關聯(lián)指數(shù)測算的原始數(shù)據(jù)來源于對外經(jīng)濟貿(mào)易大學全球價值鏈研究院構建的UIBE GVC指標體系中的WIOD2016數(shù)據(jù)庫(2)資料來源：RIGVC UIBE,2016,UIBE GVC Index,http://rigvc.uibe.edu.cn/english/D_E/database_database/index.htm。。該數(shù)據(jù)庫主要是基于2016年公布的WIOD數(shù)據(jù)庫進行貿(mào)易增加值核算得到的，最新數(shù)據(jù)統(tǒng)計年份為2014年。由于中國對外直接投資的數(shù)據(jù)統(tǒng)計是從2003年開始的，因此選取2003—2014年為本文研究的時間跨度。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，在WIOD2016數(shù)據(jù)庫的基礎上，我們剔除臺灣地區(qū)、愛爾蘭、盧森堡及“其他國家(地區(qū))”樣本，對剩余的39個國家和中國的雙邊價值鏈關聯(lián)指數(shù)進行測算(3)39個樣本國家具體為：澳大利亞、奧地利、比利時、保加利亞、巴西、加拿大、瑞士、塞浦路斯、捷克、德國、丹麥、西班牙、愛沙尼亞、芬蘭、法國、英國、希臘、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、印度、意大利、日本、韓國、立陶宛、拉脫維亞、墨西哥、馬耳他、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典、土耳其和美國。。

2.中國對外直接投資。根據(jù)研究需要，本文選取歷年的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》中提供的中國對其他國家對外直接投資存量作為解釋變量的測度指標。

3.控制變量。本文納入兩類變量作為控制變量：一類是反映中國和東道國的經(jīng)濟特征的變量，主要包括中國的人均GDP(gdpper_d)、東道國的人均GDP(gdpper_f)、東道國的開放程度(open)及東道國的關稅水平(tax)；另一類是反映中國與東道國之間的雙邊關系的變量，主要包括中國對東道國的出口總額(export)及東道國與中國之間的距離成本(distc)。

表1 變量的含義及數(shù)據(jù)來源

六、實證結果及分析

(一)基準回歸結果

本文選取39個國家2003—2014年的面板數(shù)據(jù)，使用雙向固定效應模型，運用stata16.0軟件對模型(1)、(2)、(3)進行回歸分析。為克服可能存在的多重共線性問題，我們將核心解釋變量和部分控制變量進行對數(shù)處理(結果如表2所示)。

表2 固定效應模型的回歸結果(N=443)

表2的(1)、(2)、(3)列報告的結果分別是基于前文計量模型(1)、(2)、(3)的回歸估計。從(1)列的回歸估計結果可見，當以雙邊價值鏈總體關聯(lián)指數(shù)作為被解釋變量時，中國對外直接投資的系數(shù)估計值為正且在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，說明中國開展對外直接投資在總體層面對雙邊價值鏈關聯(lián)指數(shù)確實具有顯著的正向影響，有助于提高中國全球價值鏈的參與程度。同時，這一結果也意味著開展對外直接投資可通過強化中國與東道國的雙邊價值鏈關系而實現(xiàn)“固鏈”效果。(2)列報告的回歸估計結果顯示，當以雙邊價值鏈前向關聯(lián)指數(shù)作為被解釋變量時，作為核心解釋變量的中國對外直接投資的系數(shù)估計值同樣為正且在1%的顯著性水平上通過統(tǒng)計檢驗，說明中國開展對外直接投資從具體的價值鏈關聯(lián)方式上看，的確對前向關聯(lián)產(chǎn)生顯著的正向促進作用。進一步地，當我們將被解釋變量換成雙邊價值鏈后向關聯(lián)指數(shù)時，(3)列報告的回歸估計結果同樣表明中國開展對外直接投資對雙邊價值鏈后向關聯(lián)也具有顯著的正向促進作用。據(jù)此，前文的理論假說1得到了邏輯一致性計量檢驗。比較(2)和(3)列報告的回歸估計結果發(fā)現(xiàn)，本文最關心的核心解釋變量中國對外直接投資雖然均顯著為正，但(2)列報告的估計值顯著高于(3)列，說明開展對外直接投資對價值鏈前向關聯(lián)的促進作用明顯強于價值鏈后向關聯(lián)。據(jù)此，前文的理論假說2得到了邏輯一致性計量檢驗。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.基于變量替換法的穩(wěn)健性檢驗。按照Koopman et al.(2010)的做法，我們構建未加入純重復計算部分的價值鏈關聯(lián)指標[24]，并基于前述的計量模型(1)、(2)、(3)進行重新回歸(結果匯報于表3)。可見，相比于替換變量之前的結果，本文最關心的核心解釋變量在表3報告的檢驗結果中無論從影響的方向性上看還是從影響的顯著性上看，均未出現(xiàn)明顯變化，由此初步證明本文的回歸結果是穩(wěn)健的。

表3 基于變量替換法的穩(wěn)健性檢驗(N=443)

2.基于工具變量法的穩(wěn)健性檢驗。參照賀培等(2017)的做法[25]，引入OFDI滯后一期項和世界銀行“DOING BUSINESS”數(shù)據(jù)庫中的“建設許可”這一工具變量，采取二階段最小二乘法(2SLS)對模型(1)、(2)、(3)進行回歸?！敖ㄔO許可”指標包含在該地區(qū)獲得建設許可所需的程序、時間、成本及建筑質(zhì)量控制、安全機制的力度、責任和保險制度、專業(yè)認證要求等內(nèi)容。這在一定程度上會直接影響中國對外直接投資，但對雙邊價值鏈關聯(lián)程度并不產(chǎn)生直接影響，因此作為OFDI的工具變量是合理的?？紤]到東道國“建設許可”對雙邊價值鏈關聯(lián)的影響程度可能因中國對其OFDI份額的不同而不同，本文對“建設許可”指標加以進一步處理：采用中國對該國的對外直接投資額占中國對外直接投資總額的比重作為權重，再與原始“建設許可”指標的乘積作為工具變量，具體的計算公式為：

(7)

其中，constructionjt是t時期j國的“建設許可”分值，OFDIijt為t時期中國對j國的對外直接投資存量，Cijt為本文選取的工具變量。

回歸結果匯報于表4。從第一階段的回歸結果看，工具變量OFDI滯后一期和Cijt均與核心解釋變量OFDI高度相關，滿足工具變量與內(nèi)生解釋變量存在相關性的要求且通過不可識別檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗(4)限于篇幅，此處未報告檢驗的具體結果，作者備索。，所以本文選取的工具變量是有效的。在解決內(nèi)生性問題之后，表4中核心解釋變量的回歸估計結果仍在1%的水平上顯著為正，且對外直接投資對價值鏈前向關聯(lián)的促進作用仍大于價值鏈后向關聯(lián)，進一步證明了本文回歸結果的穩(wěn)健性。

表4 基于工具變量法的穩(wěn)健性檢驗(N=403)

(三)進一步的異質(zhì)性檢驗

按照區(qū)域和收入水平兩種分類標準對總樣本進行劃分，據(jù)此檢驗可能具有的異質(zhì)性影響。

1.基于歐洲地區(qū)和非歐洲地區(qū)的分樣本檢驗。按照地理位置的不同，我們將全樣本分為歐洲地區(qū)和非歐洲地區(qū)，考察東道國地理位置不同時中國對外直接投資的價值鏈關聯(lián)效應可能具有的異質(zhì)性影響(回歸結果報告于表5)?？梢?，中國對歐洲地區(qū)國家的對外直接投資顯著提高其雙邊價值鏈前向關聯(lián)程度，與前文基于全樣本的回歸估計結果相比，同歐洲地區(qū)國家的雙邊價值鏈前向關聯(lián)程度受中國對外直接投資的驅(qū)動作用效果更好，即中國對外直接投資的價值鏈前向關聯(lián)效應在歐洲地區(qū)更為顯著。與之相比，對非歐洲地區(qū)的國家，中國對外直接投資在一定程度上提高了二者之間的價值鏈后向關聯(lián)程度，對提升價值鏈前向關聯(lián)程度沒有顯著的促進作用甚至起到抑制作用。

表5 東道國地理位置不同的異質(zhì)性分析

2.基于高收入國家和中等收入國家的分樣本檢驗。根據(jù)收入水平的不同，我們將全樣本分為高收入國家和中等收入國家(5)根據(jù)世界銀行2019年對世界經(jīng)濟水平的劃分標準，高收入經(jīng)濟體的人均國民總收入達到或超過12376美元，中等收入經(jīng)濟體的人均國民總收入在1026～12375美元之間(樣本中沒有低收入經(jīng)濟體)。。表6的回歸結果表明，中國與高收入國家的雙邊價值鏈前向關聯(lián)程度和后向關聯(lián)程度均隨中國對外直接投資的提高而提高，且前向關聯(lián)的提高程度顯著大于后向關聯(lián)。對東道國為中等收入的國家來說，中國對外直接投資的價值鏈前向關聯(lián)效應效果顯著為負，價值鏈后向關聯(lián)效應效果則不顯著?？梢?，針對不同收入水平的東道國，中國對外直接投資的價值鏈關聯(lián)效應具有顯著的差異。

表6 東道國收入水平不同的異質(zhì)性分析

七、結論與啟示

本文在理論分析的基礎上，借鑒WWZ法構建和測度2003—2014年中國與39個樣本國家之間的雙邊價值鏈關聯(lián)指標，利用雙向固定效應模型實證研究中國開展對外直接投資的價值鏈關聯(lián)效應。結果表明，中國開展對外直接投資確實提高了與東道國之間的價值鏈關聯(lián)程度，且OFDI對價值鏈前向關聯(lián)的促進作用大于后向關聯(lián)，這一結論經(jīng)替換變量法和工具變量法的穩(wěn)健性檢驗后依然成立。此外，區(qū)分東道國地理位置和收入水平后的進一步檢驗證實，中國OFDI產(chǎn)生的雙邊價值鏈前向關聯(lián)效應在歐洲地區(qū)和高收入國家的作用效果明顯好于非歐洲地區(qū)和中等收入國家。

伴隨國內(nèi)勞動力等初級要素成本的上升及新冠肺炎疫情的沖擊等因素的影響，中國產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈和供應鏈面臨“外遷”的壓力巨大。如何穩(wěn)定產(chǎn)業(yè)鏈和價值鏈，穩(wěn)定外資外貿(mào)的基本盤，成為當前理論和實踐部門面臨的極具挑戰(zhàn)性的課題。本文的研究結論不僅有助于我們深化認識中國開展對外直接投資的價值鏈關聯(lián)效應，而且對破解新形勢下中國參與全球價值鏈分工面臨的上述挑戰(zhàn)也提供了可能的政策思路，因而具有一定的政策含義：通過加快“走出去”的方式，由于可強化雙邊價值鏈關聯(lián)關系，從而有助于中國進一步深度融入全球價值鏈，或者說有助于中國進一步“扎根”全球價值鏈，在參與全球價值鏈分工中實現(xiàn)“固鏈”效應。與此同時，從具體的價值鏈關聯(lián)方式上看，中國開展對外直接投資對雙邊價值鏈前向關聯(lián)的驅(qū)動作用明顯強于后向關聯(lián)。如果不求苛刻，從微笑曲線的理論角度看，前向關聯(lián)往往意味著更高的分工地位，即全球價值鏈的中高端。從這個意義上說，中國開展對外直接投資不僅具有“固鏈”作用，由于促進了價值鏈分工地位的改善，從而又發(fā)揮“強鏈”功能。因此，在中國開放發(fā)展新階段尤其是進入“引進來”與“走出去”并重的發(fā)展階段，我們理應緊緊扣住作為構建全球價值鏈重要方式的對外直接投資這一重要抓手，加快實施“走出去”戰(zhàn)略，為企業(yè)“走出去”提供政策、設施、貿(mào)易、資金和人文等方面的保障，加快轉變參與全球價值鏈的方式，助推中國“扎根”全球價值鏈并提高在全球價值鏈構建中的地位和作用，加快實現(xiàn)十九大報告提出的“邁向全球產(chǎn)業(yè)鏈中高端”的戰(zhàn)略目標。