中國(guó)OFDI、技術(shù)創(chuàng)新與“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究

牛秀敏

（樂(lè)山師范學(xué)院跨喜馬拉雅研究中心 四川樂(lè)山 614000）

引言

自2013年習(xí)近平主席提出“一帶一路”倡議以來(lái)，中國(guó)始終以負(fù)責(zé)任大國(guó)的形象和擔(dān)當(dāng)在共商、共建、共享的原則下與“一帶一路”沿線國(guó)家在資源開(kāi)發(fā)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)等多領(lǐng)域開(kāi)展了廣泛而深入的合作。近十幾年來(lái)，作為中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家戰(zhàn)略合作主要方式的對(duì)外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，縮寫(xiě)為OFDI）規(guī)模迅速增加，其變化趨勢(shì)如圖1所示。2006年中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線65國(guó)的對(duì)外直接投資額為51.70億美元，到2017年這一數(shù)字增加至1529.52億美元，后者是前者的29.60倍，年均增速達(dá)136.07%。由于大多數(shù)“一帶一路”沿線國(guó)家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中面臨著嚴(yán)重的資金短缺問(wèn)題，中國(guó)不斷增加的投資規(guī)模可以彌補(bǔ)沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的資金缺口，同時(shí)，也給沿線國(guó)家?guī)?lái)了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，通過(guò)技術(shù)和知識(shí)溢出提升“一帶一路”沿線國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新水平，從而促進(jìn)沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。基于此，本文通過(guò)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用及其技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)，以期為進(jìn)一步推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)提供政策參考。

圖1 中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資的變化趨勢(shì)圖

文獻(xiàn)綜述

（一）對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方式

對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到底會(huì)帶來(lái)怎樣的影響，對(duì)于這一問(wèn)題國(guó)內(nèi)外學(xué)者已做了大量研究，但至今仍未得到統(tǒng)一的結(jié)論。

一種觀點(diǎn)認(rèn)為對(duì)外直接投資可以顯著地推動(dòng)?xùn)|道國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，該部分學(xué)者主要是從東道國(guó)資金需求和資源配置的角度進(jìn)行分析，從資金的需求來(lái)看，東道國(guó)可以利用該資金彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)的資金缺口（Chenery H B，1968）從而促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)（張林，2016）；從資源的配置來(lái)看，具有更高資源配置效率的對(duì)外直接投資可以提高東道國(guó)的資金利用效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)（Leandro Do Rosario Viana Duarte Y K A L,2017）。

另一種觀點(diǎn)認(rèn)為對(duì)外直接投資將抑制東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，持有該觀點(diǎn)的學(xué)者主要是從投資國(guó)企業(yè)與東道國(guó)企業(yè)形成競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系從而擠占東道國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模（高鐵梅等，2006）的角度進(jìn)行分析的，在東道國(guó)進(jìn)行投資的跨國(guó)企業(yè)一般具有較強(qiáng)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，當(dāng)其進(jìn)入東道國(guó)后會(huì)與本土企業(yè)形成激烈的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系（李連波，2017），處于相對(duì)弱勢(shì)的本土企業(yè)在競(jìng)爭(zhēng)過(guò)程中將面臨縮小規(guī)模甚至是破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)，從而不利于東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

最后一種觀點(diǎn)認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響微乎其微甚至無(wú)影響。Elkomy S等（2016）和Agbloyor E K等（2016）分別以61個(gè)轉(zhuǎn)型期發(fā)展中國(guó)家和撒哈拉以南非洲國(guó)家為研究對(duì)象研究了兩者之間的關(guān)系，Elkomy S等認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響非常小，Agbloyor E K等則認(rèn)為沒(méi)有顯著的影響。

（二）外商直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響途徑

關(guān)于外商直接投資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響途徑，隋廣軍等（2017）指出至少存在以下四條途徑：一是技術(shù)和知識(shí)的溢出；二是物質(zhì)資本積累和人力資本的改善；三是東道國(guó)的制度變遷；四是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的改善。

表1 中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

學(xué)者們?cè)谘芯恐袊?guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響時(shí)，當(dāng)前主要集中在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)改善和東道國(guó)制度變遷兩個(gè)方面，隋廣軍等（2017）、姜慧和孫玉琴（2018）分別研究了中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施中介效應(yīng)和東道國(guó)制度質(zhì)量門(mén)檻效應(yīng)，關(guān)于其他兩條途徑的研究還比較少。

綜上所述，本文將從技術(shù)和知識(shí)溢出的角度出發(fā)，研究中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并分析其技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)。

實(shí)證分析

（一）模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以 “一帶一路”沿線國(guó)家的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（lngdp）為被解釋變量，中國(guó)對(duì)沿線各國(guó)的直接投資額（lnofdi）為核心解釋變量，構(gòu)建模型（1）式：

其中i、t、j分別表示第i個(gè)國(guó)家、第t年和第j個(gè)控制變量；β0為常數(shù)項(xiàng)，β1和βj分別為核心解釋變量和各控制變量的系數(shù)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和可信性，本文對(duì)“一帶一路”沿線48個(gè)國(guó)家2006-2017年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，控制變量包括反映投資規(guī)模的資本形成總額（capital）、反映勞動(dòng)力規(guī)模的就業(yè)人員數(shù)（employ）、反映自然資源規(guī)模的自然資源稟賦（resou），參考徐俊和李金葉（2020）的做法，本文選取一國(guó)礦石、金屬和燃料出口占商品出口所占的比重進(jìn)行衡量；反映對(duì)外開(kāi)放程度、工業(yè)化程度、城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的外貿(mào)依存度（ftd）、工業(yè)增加值所占比重（indus）、城鎮(zhèn)人口所占比重（urban）和人均GDP（pgdp）。為消除物價(jià)變動(dòng)的影響，沿線各國(guó)的GDP、人均GDP、資本形成總額數(shù)據(jù)以2010年的不變價(jià)計(jì)算。此外，本文對(duì)資本形成總額、就業(yè)人員數(shù)、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行了量綱化處理，對(duì)其取了對(duì)數(shù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》和《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》。

（二）基準(zhǔn)回歸分析

為選擇合適的模型對(duì)（1）式進(jìn)行估計(jì)，本文利用收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，其P值小于0.001，故選擇固定效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，將各解釋變量逐步加入到回歸方程，得到的估計(jì)結(jié)果如表2所示。第（1）列至第（8）列8個(gè)回歸方程中，中國(guó)對(duì)外直接投資lnofdi的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下均大于零，表明中國(guó)OFDI顯著促進(jìn)了“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在總回歸第（8）列中，核心解釋變量lnofdi的回歸系數(shù)為0.012，表明中國(guó)向“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資每增加1%將使得沿線國(guó)家的實(shí)際GDP平均增加0.012%。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證估計(jì)結(jié)果的可靠性，借鑒宋凌云和王賢彬（2013）提出的幾種方法對(duì)模型（1）式估計(jì)的結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是以中國(guó)OFDI的滯后項(xiàng)（L.lnofdi）作為解釋變量；二是以中國(guó)OFDI的滯后項(xiàng)（L.lnofdi）作為中國(guó)OFDI當(dāng)期的工具變量；三是將被解釋變量lngdp的滯后項(xiàng)作為控制變量運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板回歸，以解決遺漏重要解釋變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題；四是采用弱內(nèi)生性子樣本，為解決中國(guó)OFDI與沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能存在的反向因果關(guān)系，即中國(guó)在向沿線國(guó)家進(jìn)行投資時(shí)可能會(huì)有意識(shí)地選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的國(guó)家，本文選擇低于各國(guó)人均GDP（lnpgdp）中位數(shù)的弱內(nèi)生性樣本進(jìn)行回歸。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表2中的第（1）列是以中國(guó)OFDI的滯后一期（L.lnofdi）代替其當(dāng)前變量進(jìn)行的回歸，其系數(shù)在1%的顯著性水平下大于零；第（2）列是用中國(guó)OFDI的滯后一期作為當(dāng)前解釋變量的工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，由結(jié)果可知，其系數(shù)在1%的顯著性水平下也大于零；第（3）列是將被解釋變量的滯后項(xiàng)（L.lngdp）作為控制變量運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板回歸的結(jié)果，此時(shí)，核心解釋變量lnofdi的系數(shù)在10%的顯著性水平下也大于零；列（4）是采用弱內(nèi)生性樣本進(jìn)行的回歸的，核心解釋變量lnofdi的系數(shù)也顯著地為正，因此，本文估計(jì)的結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為分析中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)，本文選取技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)作為中介變量，借鑒Baron和Kenny（1986）兩位學(xué)者提出的方法，建立（2）-（4）式所示的模型。

其中，反映沿線各國(guó)技術(shù)創(chuàng)新水平的變量用innov表示，其數(shù)據(jù)來(lái)源于《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》；式（2）中的系數(shù)α1和式（4）中τ1分別衡量的是中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總效應(yīng)和直接效應(yīng)；交乘項(xiàng)γ1τ2衡量的是中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)，若回歸系數(shù)α1、γ1、τ2均顯著，則中介效應(yīng)顯著。

顯而易見(jiàn)，中介效應(yīng)分析的模型（2）式正是前文的模型（1）式，為便于比較，將以上三個(gè)式子的估計(jì)結(jié)果均放在表3中。其中第（1）和（4）列是模型（1）式的估計(jì)結(jié)果，第（2）和（5）列是模型（3）式的估計(jì)結(jié)果，第（3）和（6）列是模型（4）式的估計(jì)結(jié)果。

從表3中可以看出，無(wú)論模型中有無(wú)控制變量，所有模型系數(shù)的估計(jì)值在1%的顯著性水平下均大于零，結(jié)果表明中國(guó)對(duì)外直接投資通過(guò)提升“一帶一路”沿線國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新水平促進(jìn)了沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。包含控制變量的估計(jì)結(jié)果顯示，中介效應(yīng)占總效用的比重為5.167%（0.062*0.010/0.012），即中國(guó)對(duì)外直接投資促進(jìn)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總效應(yīng)中約有5.167%是通過(guò)提升沿線國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新水平來(lái)實(shí)現(xiàn)的。

結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文運(yùn)用2006-2017年48個(gè)“一帶一路”沿線國(guó)家的面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其技術(shù)創(chuàng)新中介效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，研究結(jié)果表明：中國(guó)OFDI顯著促進(jìn)了“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，中國(guó)OFDI每增加1%可使沿線國(guó)家的實(shí)際GDP平均增加0.012%。在研究期間，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的OFDI增加了2857.169%，從而可以得出在此期間中國(guó)OFDI對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家實(shí)際GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到了34.286%（2857.169%*0.012%）；在中國(guó)OFDI促進(jìn)沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總效應(yīng)中，技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)率約為5.167%。

（二）建議

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出如下建議：一是為實(shí)現(xiàn)“一帶一路”沿線國(guó)家的共同繁榮，中國(guó)應(yīng)主動(dòng)承擔(dān)大國(guó)責(zé)任，適當(dāng)加大對(duì)沿線國(guó)家的投資，彰顯中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)世界經(jīng)濟(jì)尤其是“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要貢獻(xiàn)；二是中國(guó)在不斷擴(kuò)大對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家投資時(shí)應(yīng)注重先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的輸出，同時(shí)加強(qiáng)“一帶一路”沿線國(guó)家的科技創(chuàng)新合作，通過(guò)共建聯(lián)合實(shí)驗(yàn)室、構(gòu)建科技園區(qū)和技術(shù)轉(zhuǎn)移平臺(tái)、加強(qiáng)人文交流等措施不斷提高沿線國(guó)家的技術(shù)創(chuàng)新水平，實(shí)現(xiàn)沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。