楊亞平 張 俠

（暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632）

一、引言

當(dāng)前，全球經(jīng)濟(jì)面臨重大調(diào)整和轉(zhuǎn)型，掌握全球價值鏈（Global Value Chain，GVC）核心環(huán)節(jié)的國家無疑能夠在全球化經(jīng)濟(jì)下獲得最大化的經(jīng)濟(jì)效益，并且在未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及價值鏈的走向上具有更多的主動權(quán)和話語權(quán)。歐美發(fā)達(dá)國家憑借著先進(jìn)技術(shù)和成熟市場，瓜分了價值鏈中的大部分附加值，處于“微笑曲線”的兩端，包括中國在內(nèi)的廣大發(fā)展中國家處于GVC 的低端。近年來，發(fā)達(dá)國家陸續(xù)將高附加值的制造環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移回本國，比如美國和部分歐洲國家正在通過“制造業(yè)回歸”和“再工業(yè)化”的戰(zhàn)略加速這一進(jìn)程，這無疑是想將這種競爭優(yōu)勢繼續(xù)擴(kuò)大。在此背景下，發(fā)展中國家應(yīng)調(diào)整出口貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平，促使出口貿(mào)易轉(zhuǎn)型和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的升級。出口技術(shù)復(fù)雜度不僅能反映出一個國家或者地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)，而且能在一定程度上反映出該國或地區(qū)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量。中國積極探索國際合作新模式，“一帶一路”（the Belt and Road Initiatives，B&R）倡議就是力圖通過投資和貿(mào)易幫助后發(fā)國家實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和價值鏈升級，在價值鏈提升中實現(xiàn)“經(jīng)濟(jì)起飛”。

從理論上看，外商直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）和進(jìn)口貿(mào)易對東道國的影響比較復(fù)雜。一些研究表明，F(xiàn)DI 的進(jìn)入帶來擠出效應(yīng)，對東道國企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響；但多數(shù)研究認(rèn)為，F(xiàn)DI 有助于東道國資本積累，促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)增長，并通過技術(shù)溢出推動?xùn)|道國企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率提高，從而實現(xiàn)東道國出口貿(mào)易技術(shù)結(jié)構(gòu)升級。另外，東道國企業(yè)通過進(jìn)口國外先進(jìn)技術(shù)和裝備進(jìn)行“干中學(xué)”或“進(jìn)口中學(xué)”，從而提高其生產(chǎn)率水平。既有文獻(xiàn)關(guān)于中國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）和出口貿(mào)易對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度影響的研究相對較少。那么，中國對“一帶一路”沿線國家直接投資和出口貿(mào)易，有沒有對其產(chǎn)生積極作用呢？本文試圖從直接投資和國際貿(mào)易的角度探究中國OFDI 和出口貿(mào)易對沿線國家的出口技術(shù)復(fù)雜度是否產(chǎn)生積極作用。

二、文獻(xiàn)綜述與理論依據(jù)

FDI 和進(jìn)口是國際技術(shù)擴(kuò)散的重要溢出渠道。大多數(shù)研究主要從FDI 和進(jìn)口貿(mào)易影響本土企業(yè)生產(chǎn)率和技術(shù)水平的角度，間接探討兩者對東道國出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。

相關(guān)理論認(rèn)為FDI 對東道國企業(yè)的生產(chǎn)率以及技術(shù)水平存在溢出效應(yīng)，主要包括橫向（行業(yè)內(nèi)）溢出效應(yīng)和縱向（上下游）溢出效應(yīng)。G?rg 和 Greenaway（2004）總結(jié)了FDI 橫向溢出效應(yīng)的渠道，包括示范模仿效應(yīng)、人員流動與培訓(xùn)效應(yīng)以及競爭效應(yīng)。Fosfuri 等（2001）、G?rg 和Strobl（2005）分別通過理論和實證研究認(rèn)為跨國公司雇傭人員的流動會為本土企業(yè)帶來知識和技術(shù)溢出，從而提高本土企業(yè)的技術(shù)和生產(chǎn)率水平。Zhang 等（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 對東道國新興市場企業(yè)的溢出效應(yīng)具有時滯性，為了與涌入的外資企業(yè)競爭，本土企業(yè)通過學(xué)習(xí)外資企業(yè)的長處，不斷提高自身的技術(shù)水平和生產(chǎn)率。中國學(xué)者從橫向溢出的角度研究了FDI 對國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率提高的影響，如張建華和歐陽軼雯（2003）、劉勝和顧乃華（2016）。還有一些學(xué)者認(rèn)為FDI 具有縱向溢出效應(yīng)，主要包括后向關(guān)聯(lián)和前向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。Javorcik（2004）的實證研究表明，立陶宛的國內(nèi)企業(yè)受益于跨國公司通過后向關(guān)聯(lián)發(fā)生的溢出效應(yīng)。楊亞平（2007）、王文治（2008）等國內(nèi)的研究發(fā)現(xiàn)FDI 通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)促進(jìn)本國供應(yīng)商生產(chǎn)率提升，并且其后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)比前向關(guān)聯(lián)效應(yīng)更顯著。另外一些文獻(xiàn)（Kokko，1992；Aitken and Harrison，1994）認(rèn)為FDI 對于東道國技術(shù)水平乃至出口技術(shù)復(fù)雜度的影響比較復(fù)雜，可能存在中性甚至負(fù)面的影響。Barrios 等（2004）的研究則發(fā)現(xiàn)，隨著FDI 的進(jìn)入，本土企業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)U 型，首先是擠出效應(yīng)引發(fā)本土企業(yè)退出，然后積極的市場外部性又促進(jìn)了本土企業(yè)的繁衍；兩種效應(yīng)抵消，最終FDI 凈效應(yīng)很小。

一些文獻(xiàn)分析了進(jìn)口（主要是中間品進(jìn)口）對本土企業(yè)生產(chǎn)率、技術(shù)水平以及出口技術(shù)結(jié)構(gòu)的積極作用。理論上，進(jìn)口中間品通過提供更多的中間品種類即種類選擇效應(yīng)、更高的中間品質(zhì)量即質(zhì)量轉(zhuǎn)移效應(yīng)以及技術(shù)指導(dǎo)和培訓(xùn)帶來的溢出效應(yīng)等提升企業(yè)生產(chǎn)率水平或出口產(chǎn)品質(zhì)量。Grossman 和 Helpman（1991）利用理論模型分析認(rèn)為，進(jìn)口的資本品和中間品在生產(chǎn)效率上高于國內(nèi)產(chǎn)品會帶來技術(shù)外溢，從而促進(jìn)進(jìn)口國生產(chǎn)能力提升。Kasahara（2004）使用智利制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，相比于未進(jìn)口國外中間品的企業(yè)，進(jìn)口國外中間品的企業(yè)顯著提高了其生產(chǎn)率。國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)也存在相似的結(jié)果，即中間品進(jìn)口企業(yè)的生產(chǎn)率水平更高（陳勇兵等，2012；楚明欽和陳啟斐，2013；張翊等，2015；張杰等，2015），中間品進(jìn)口促進(jìn)企業(yè)提升出口產(chǎn)品質(zhì)量（許家云等，2017；沈國兵和于歡，2019）。

綜上所述，目前有關(guān)FDI 和進(jìn)口貿(mào)易對東道國影響的相關(guān)研究集中于技術(shù)水平或生產(chǎn)率方面，有關(guān)中國OFDI 與出口對“一帶一路”沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度影響的文獻(xiàn)尚不多見。在全球國際分工和價值鏈日漸形成之際，明辨中國OFDI 和出口對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的積極作用，將有利于沿線國家增加信心，與中國合作構(gòu)建 “一帶一路”沿線價值鏈，從而打造一個包容的利益共同體和命運(yùn)共同體。

三、模型設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定與方法選擇

本文借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究，將東道國的人口規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本、外商直接投資等變量作為控制變量納入到基本回歸方程，構(gòu)造如下靜態(tài)回歸模型：

在式（1）中，下標(biāo)i和t分別代表國家和年份。EXPYit為被解釋變量，表示“一帶一路”沿線國家i在第t年的制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。lnofdisit和lnexportit為模型的核心解釋變量，分別表示第t年中國對沿線國家i的直接投資和出口額。Xit表示模型的控制變量，包括東道國的人口規(guī)模lnpop、東道國基礎(chǔ)設(shè)施水平lninf、東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平pgdp、東道國人力資本lnedu、東道國引入的外商直接投資lnfdiother、其他經(jīng)濟(jì)體對東道國的出口lnexother。為避免回歸估計中的異方差，更好地體現(xiàn)變量之間的彈性關(guān)系，對解釋變量和控制變量進(jìn)行對數(shù)處理。φi和μt分別表示國家效應(yīng)和年度效應(yīng)，εit則表示模型的隨機(jī)誤差項。

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論表明，很多重要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量和經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象具有非線性特征，線性回歸模型的分析可能出現(xiàn)估計結(jié)果的偏差。本文研究的OFDI 和出口技術(shù)復(fù)雜度屬于宏觀層面的經(jīng)濟(jì)變量，F(xiàn)DI 的技術(shù)溢出可能存在門檻效應(yīng)。以往的研究大多采用分組回歸或者交叉項進(jìn)行門檻效應(yīng)分析，然而分組回歸很難有效估計精確的門檻值，交叉項雖然能夠得到精確的門檻值，卻無法檢驗其真實性。Hansen（1999）提出非動態(tài)面板門檻回歸的方法，不僅能有效估計出門檻值，還可以對門檻值的準(zhǔn)確性及內(nèi)生的“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性檢驗。因此，在模型（1）的基礎(chǔ)上，建立基于東道國人均GDP 的OFDI 與出口技術(shù)復(fù)雜度的雙門檻效應(yīng)模型如下：

其中，pgdp為門檻變量，γ1和γ2為待估計的門檻值，I(·) 為指標(biāo)函數(shù)。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

Lall 等（2006）將“技術(shù)復(fù)雜度”定義為出口某種產(chǎn)品的所有國家或地區(qū)人均GDP 的加權(quán)平均，權(quán)重是各國或地區(qū)該產(chǎn)品出口額占世界總出口額的比重。在此基礎(chǔ)上，Hausmann 等（2007）使用標(biāo)準(zhǔn)化后的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（Revealed Comparative Advantage Index，RCA）作為權(quán)重，提出兩步計算法來測算制成品出口技術(shù)復(fù)雜度，這種權(quán)重可避免國家規(guī)模對產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的度量造成扭曲。本文選取Hausman 的兩步計算法來測算出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)。第一步，先測度每一種出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)（Technological Sophistication Index, TSI），即

其中，下標(biāo)k、j分別表示產(chǎn)品和國家，TSIk即為k產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)。RCAjk表示j國k產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)，xjk是j國k產(chǎn)品的出口額，Xj是j國的出口總額，Yj是j國的人均收入水平，通常使用人均GDP 表示。第二步，對一國所有出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行加權(quán)平均，得到該國總體的出口技術(shù)復(fù)雜度，即

其中，下標(biāo)i表示國家，EXPYi即為i國的出口技術(shù)復(fù)雜度，xjk表示該國k產(chǎn)品的出口額，Xi是該國出口總額，TSIk為第一步所測算的k產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度。

測算貨物出口技術(shù)復(fù)雜度時，參考聯(lián)合國的產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)，采用聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade Database）中的3 位數(shù)（SITC 3.0）出口商品貿(mào)易數(shù)據(jù)。目前“一帶一路”沿線國家（地區(qū)）共有65 個，①根據(jù)《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》的統(tǒng)計口徑，“一帶一路”沿線國家包括亞洲、非洲和歐洲的65個國家。東亞：蒙古國；東盟：新加坡、馬來西亞、印度尼西亞、緬甸、泰國、老撾、柬埔寨、越南、文萊和菲律賓；西亞：伊朗、伊拉克、土耳其、敘利亞、約旦、黎巴嫩、以色列、巴勒斯坦、沙特阿拉伯、也門、阿曼、阿聯(lián)酋、卡塔爾、科威特、巴林、希臘、塞浦路斯和埃及的西奈半島；南亞：印度、巴基斯坦、孟加拉、阿富汗、斯里蘭卡、馬爾代夫、尼泊爾和不丹；中亞：哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦、塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦；獨(dú)聯(lián)體：俄羅斯、烏克蘭、白俄羅斯、格魯吉亞、阿塞拜疆、亞美尼亞和摩爾多瓦；中東歐：波蘭、立陶宛、愛沙尼亞、拉脫維亞、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亞、克羅地亞、波黑、黑山、塞爾維亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、保加利亞和北馬其頓。但由于塔吉克斯坦、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦等3 個國家沒有出口數(shù)據(jù)，本文計算了2003～2017 年62 個國家（地區(qū)）的出口技術(shù)復(fù)雜度。

2.解釋變量

選取中國對沿線國家的直接投資存量和出口額分別表征兩個解釋變量，數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和UN Comtrade Database，數(shù)據(jù)年限為2003～2017 年。

3.控制變量

東道國人口規(guī)模（lnpop）。一般來說，一個國家人口規(guī)模越大，越容易產(chǎn)生“規(guī)模效應(yīng)”，從而使企業(yè)生產(chǎn)率提高，影響該國出口技術(shù)復(fù)雜度。人口規(guī)模數(shù)據(jù)來源于UNCTAD Statistics。

東道國基礎(chǔ)設(shè)施水平（lninf）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)指出，基礎(chǔ)設(shè)施越完備，企業(yè)的調(diào)整成本就越小。王永進(jìn)等（2010）認(rèn)為，國際貿(mào)易面臨著更多的不確定性，企業(yè)需要根據(jù)經(jīng)濟(jì)變動的情況進(jìn)行調(diào)整，而完善的基礎(chǔ)設(shè)施能使生產(chǎn)高技術(shù)產(chǎn)品的企業(yè)有效地進(jìn)行調(diào)整，提高該國的出口技術(shù)復(fù)雜度。本文采用每百萬人使用安全互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)器的數(shù)量來衡量各國基礎(chǔ)設(shè)施水平，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnpgdp）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，則市場規(guī)模越大，從而模仿效應(yīng)（“干中學(xué)”效應(yīng)）會隨著生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大而增加，這將使一個國家的出口技術(shù)復(fù)雜度得到提高。本文采用各國的人均GDP 來表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

東道國人力資本（lnedu）。一般來說，一個國家或地區(qū)的人力資本越高，吸納人才和技術(shù)的能力就越強(qiáng)；而且，較高的人力資本會降低企業(yè)學(xué)習(xí)成本，提高技術(shù)模仿的效率，也有利于勞動分工的深化和生產(chǎn)效率的提高，故有助于提高出口技術(shù)復(fù)雜度。本文采用中學(xué)教育入學(xué)率來表示人力資本，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。由于該變量數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，2017 年數(shù)據(jù)采用增長率方法進(jìn)行補(bǔ)充，其余采用線性插值的方法進(jìn)行調(diào)整。

其他經(jīng)濟(jì)體對東道國的外商直接投資（lnfdiother）。除中國外的其他經(jīng)濟(jì)體的FDI 也會影響東道國的出口技術(shù)復(fù)雜度。本文利用沿線國家吸引的全部FDI 減去中國對其直接投資得到其他經(jīng)濟(jì)體對東道國的FDI。沿線國家FDI 數(shù)據(jù)來源于UNCTAD Statistics，中國對其直接投資數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

其他經(jīng)濟(jì)體對東道國的出口（lnexother）。多數(shù)文獻(xiàn)表明，一國的進(jìn)口對該國本土企業(yè)生產(chǎn)率、技術(shù)水平以及出口技術(shù)復(fù)雜度會產(chǎn)生影響。本文使用沿線國家全部進(jìn)口額減去中國對其出口額得到其他經(jīng)濟(jì)體對東道國的出口額，數(shù)據(jù)均來源于UN Comtrade Database。

數(shù)據(jù)集合的年限和樣本是2003～2017 年62 個“一帶一路”沿線國家。其中中國對沿線國家OFDI、出口額以及東道國人均GDP、東道國引入的外商直接投資數(shù)據(jù)均使用美元GDP 平減指數(shù)轉(zhuǎn)化為2010 年不變美元價格。各變量的統(tǒng)計性描述見表1。

表1 統(tǒng)計性描述

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。由于數(shù)據(jù)是非平衡面板數(shù)據(jù)，故采用ADF-FCS 方法進(jìn)行檢驗，其原假設(shè)是存在有效的單位根過程。檢驗結(jié)果可顯示所有變量均拒絕了原假設(shè)，即不存在單位根，因此序列是平穩(wěn)的。①此處省略檢驗結(jié)果，讀者如有需要可向作者索取。

首先使用全部樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，檢驗中國OFDI 和出口貿(mào)易對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。然后，將樣本分為“一帶一路”倡議提出的前后兩個時期（2010～2013年和2013～2016 年），檢驗倡議提出前后這種作用效果是否發(fā)生了變化。全部樣本和分樣本分別進(jìn)行了面板隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和固定效應(yīng)模型（FE）估計，并進(jìn)行Hausman 檢驗。從表2 的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，全樣本和2013～2016 年樣本更適于FE 估計，而2010～2013 年樣本更適于RE 估計，故下文只對表2 的第3 列、第4 列、第7列進(jìn)行結(jié)果分析。

從表2 的第3 列可以看出，OFDI 與東道國出口技術(shù)復(fù)雜度存在正相關(guān)關(guān)系，但并不顯著。這說明，總體上中國OFDI 對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用還未顯現(xiàn)。與鄭展鵬和王洋東（2017）的回歸結(jié)果一致，中國的出口貿(mào)易對沿線國家的出口技術(shù)復(fù)雜度在1% 顯著水平上正向顯著。這表明在其他因素不變的情況下，中國對沿線國家的出口額每提高1%，平均意義上將使沿線國家的出口技術(shù)復(fù)雜度提高約0.143%。中國對“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗等通過技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)溢出等途徑被應(yīng)用到沿線國家產(chǎn)品生產(chǎn)中；另外，沿線國家通過對進(jìn)口的高科技產(chǎn)品模仿以及在此基礎(chǔ)上進(jìn)行創(chuàng)新，實現(xiàn)技術(shù)追趕，提高其出口技術(shù)復(fù)雜度，實現(xiàn)GVC 的攀升。這初步說明，中國影響世界的方式，不僅是“授人以魚”，而且通過“授人以漁”促使沿線國家和地區(qū)從全球價值鏈低端向上攀升。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從分樣本回歸結(jié)果來看，在“一帶一路”倡議提出前后，中國對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的影響渠道發(fā)生了變化。從表2 第4 列結(jié)果來看，在倡議提出前，OFDI的系數(shù)為正但并不顯著，出口貿(mào)易系數(shù)正向顯著，說明中國出口貿(mào)易對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的提升作用。在表2 第7 列中，出口貿(mào)易系數(shù)仍然正向顯著，OFDI 的系數(shù)為正向而且轉(zhuǎn)為顯著。這說明，“一帶一路”倡議提出之后，一方面，中國OFDI 促使了東道國出口技術(shù)復(fù)雜度提升；另一方面，OFDI 對出口貿(mào)易產(chǎn)生了替代效應(yīng)，出口貿(mào)易的促進(jìn)作用有所下降。可能的原因是，“一帶一路”倡議提出以后，中國對沿線國家的直接投資快速增長，投資規(guī)模的增長和投資質(zhì)量的提高使得技術(shù)溢出效應(yīng)顯著。中國OFDI 企業(yè)通常具備先進(jìn)的經(jīng)營管理理念和技術(shù)水平，其在沿線國家設(shè)立合資經(jīng)營或獨(dú)資經(jīng)營企業(yè)時，會通過示范模仿效應(yīng)將中國先進(jìn)的管理方式和管理理念在東道國傳播，通過競爭效應(yīng)促使東道國企業(yè)不斷提高自身生產(chǎn)效率和技術(shù)水平。另外，中國OFDI 企業(yè)在沿線國家對新員工進(jìn)行系統(tǒng)綜合的專業(yè)技術(shù)和管理技能培訓(xùn)，當(dāng)這些人員發(fā)生流動時，便可以將從跨國企業(yè)學(xué)習(xí)的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗轉(zhuǎn)移到新的崗位中去，從而使東道國企業(yè)在技術(shù)學(xué)習(xí)和知識創(chuàng)造方面得以提升。而且，在東道國投資的中國企業(yè)通過向東道國企業(yè)購買或提供產(chǎn)品和服務(wù)，產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，將促使東道國企業(yè)技術(shù)能力提升。這些溢出效應(yīng)的存在都會促使東道國企業(yè)提升技術(shù)水平，進(jìn)而促進(jìn)東道國出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。

（二）內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

為了避免雙向因果和遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，參考宋凌云和王賢彬（2013）的方法對全樣本進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。第一，加入解釋變量OFDI 和出口貿(mào)易的滯后一期。第二，為了避免因遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，加入出口技術(shù)復(fù)雜度的滯后項作為控制變量。第三，采用工具變量法。較為簡便可行的方法是采用解釋變量的滯后項作為當(dāng)期的工具變量。

通過Hausman 檢驗發(fā)現(xiàn)，更換變量后的模型均適于FE 估計，故表3 只報告了FE 估計結(jié)果。表3 第2 列是以中國對沿線國家的OFDI 和出口的滯后期（L.lnofdis和L.lnexport）作為解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示出口貿(mào)易的滯后一期能夠促進(jìn)沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。表3 第3 列加入了被解釋變量出口技術(shù)復(fù)雜度的滯后項（L.EXPY）作為控制變量，中國出口貿(mào)易系數(shù)仍然顯著為正。表3 第4 列是以中國OFDI 和出口的滯后項作為當(dāng)期的工具變量，使用二階段最小二乘法回歸的結(jié)果，結(jié)果顯示中國出口貿(mào)易系數(shù)仍顯著為正。這3 個回歸結(jié)果均顯示，總體上中國向沿線國家的出口明顯提升了沿線國家的出口技術(shù)復(fù)雜度，和基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表3 內(nèi)生性檢驗

2.穩(wěn)健性檢驗

在表4 中，采用中國對沿線國家OFDI 流量（lnofdif）代替OFDI 存量（lnofdis）進(jìn)行全樣本和跨時期檢驗。通過Hausman 檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，全樣本和2013～2016 年樣本更適于FE 估計，而2010～2013 年樣本更適于RE 估計，故只對表4 的第3 列、第5 列、第6 列進(jìn)行結(jié)果分析。

在全樣本回歸結(jié)果中（表4 第3 列），中國出口貿(mào)易對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是正向顯著的，而OFDI 系數(shù)并不顯著。分樣本結(jié)果如表4 的第5 列、第6列所示，在“一帶一路”倡議提出前，中國對沿線國家的出口會提高東道國的出口技術(shù)復(fù)雜度，但在倡議提出后，OFDI 主導(dǎo)了這種促進(jìn)作用。這與使用OFDI 存量數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果是一致的。

表4 使用投資流量作為解釋變量的檢驗

五、進(jìn)一步實證結(jié)果分析

本文根據(jù)Hansen 的非動態(tài)面板門檻回歸模型構(gòu)建中國OFDI 對東道國出口技術(shù)復(fù)雜度的門檻模型，并在該模型的基礎(chǔ)上，就東道國人均GDP 門檻的假設(shè)進(jìn)行檢驗和分析。由于2017 年可得的樣本數(shù)量有限，門檻效應(yīng)的回歸分析樣本僅限于2013～2016 年數(shù)據(jù)。

（一）門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

使用Stata 14.0 計量軟件確定中國OFDI 對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是否存在門檻效應(yīng)。為此，進(jìn)行了1,000 次“自舉法”重復(fù)，并設(shè)置了100 個網(wǎng)絡(luò)搜尋點進(jìn)行門限回歸。首先，進(jìn)行門檻效應(yīng)的檢驗，如表5 所示。單一門檻效應(yīng)和雙重門檻效應(yīng)分別在5% 和10% 的顯著性水平上顯著，但是三重門檻效應(yīng)在各顯著性水平下均不顯著。因此，選擇雙重門檻模型進(jìn)行分析。以人均GDP 為門檻的門檻值估計結(jié)果顯示，兩個門檻值分別為0.62 萬美元和2.45 萬美元。在此基礎(chǔ)上，接下來進(jìn)行門檻效應(yīng)參數(shù)的估計和分析。

表5 門檻效應(yīng)的參數(shù)估計及檢驗結(jié)果

受到樣本量的限制，本文只對全樣本進(jìn)行門限回歸分析。由表6 結(jié)果可以看出，中國對東道國的OFDI 與其出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在基于東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的雙重門檻效應(yīng)，二者之間存在非線性關(guān)系。根據(jù)東道國人均GDP 的兩個門檻值（0.62 萬美元和2.45 萬美元），可將整個樣本區(qū)間分割成3 個區(qū)間，在東道國不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，中國OFDI 對其出口技術(shù)復(fù)雜度影響的方向和程度差異顯著。當(dāng)東道國人均GDP 小于門檻值0.62 萬美元時，OFDI 系數(shù)估計值為-0.09，并且在5% 顯著水平下顯著，也就是說，對于相對落后的國家，中國OFDI 會降低其出口技術(shù)復(fù)雜度；而東道國人均GDP 位于0.62 萬美元～2.45 萬美元時，中國OFDI 對東道國出口技術(shù)復(fù)雜度的影響并不顯著；在東道國人均GDP 跨越更高的門檻值2.45 萬美元后，中國OFDI 對東道國出口技術(shù)復(fù)雜度的影響是正向顯著的。這些表明，隨著東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，中國OFDI 對其出口技術(shù)復(fù)雜度的積極作用會進(jìn)一步擴(kuò)大。

表6 雙門檻模型估計結(jié)果

中國OFDI 對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在基于人均GDP 的門檻效應(yīng)。一般來說，一國的人均GDP 能反映該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段以及平均技術(shù)水平。人均GDP較低的國家其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，企業(yè)平均的技術(shù)水平和吸收能力也不高。當(dāng)中國企業(yè)在這些國家投資建廠時，就會占領(lǐng)當(dāng)?shù)厥袌?，與本土企業(yè)爭奪有限的市場資源，而東道國企業(yè)由于缺乏相應(yīng)的配套設(shè)施、人力資本和技術(shù)能力，對FDI 外溢知識的吸收能力不足，學(xué)習(xí)成本較大，擠出效應(yīng)就會發(fā)生，所以中國對這些沿線國家的OFDI在短期內(nèi)會對其出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生負(fù)向影響。但是，從長期來看，隨著東道國企業(yè)吸收能力的增強(qiáng)，正向的技術(shù)溢出效應(yīng)將大于負(fù)向擠出效應(yīng)。而對于人均GDP 處于中等水平的國家而言，部分企業(yè)具有一定的技術(shù)水平和較強(qiáng)的吸收能力，所以當(dāng)中國OFDI 企業(yè)進(jìn)入時，這些企業(yè)會通過模仿、學(xué)習(xí)和改進(jìn)不斷提升技術(shù)水平，但一些企業(yè)由于競爭力不強(qiáng)會被擠出市場。所以，中國OFDI 對中等人均GDP 水平國家的出口技術(shù)復(fù)雜度的影響不顯著。當(dāng)中國對較高人均GDP 水平國家直接投資時，由于這些國家大部分企業(yè)具備較強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力，技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)生，中國對其OFDI 能夠顯著提升其出口技術(shù)復(fù)雜度?？偟膩碚f，中國OFDI 對沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的影響會隨著東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)出“U”型。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為保證門限回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用交叉項的方法來檢驗OFDI 與出口技術(shù)復(fù)雜度的非線性關(guān)系。如表7 所示，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入OFDI 和人均GDP的交互項ofdi_pgdp，其中表7 第2 列和第3 列分別為使用FE 和RE 進(jìn)行回歸的結(jié)果。Hausman 檢驗結(jié)果顯示，此模型應(yīng)該采用FE 進(jìn)行估計，下面以FE 結(jié)果為基礎(chǔ)進(jìn)行分析。加入OFDI 與人均GDP 的交互項后，OFDI 對“一帶一路”沿線國家出口技術(shù)復(fù)雜度的總影響為“-0.014+0.010pgdp”，說明對于人均GDP 較低的國家，中國OFDI 對其總影響為負(fù)。隨著人均GDP 的提高，中國OFDI 產(chǎn)生的負(fù)向效應(yīng)和正向效應(yīng)相互抵消，所以總效應(yīng)并不顯著。但對于人均GDP 較高的國家，正向效應(yīng)超過負(fù)向效應(yīng)，總效應(yīng)則表現(xiàn)為正向。這與表6 得出的結(jié)論是一致的，說明本文檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 全樣本交互項估計結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文基于中國對62 個“一帶一路”沿線國家2003～2017 年直接投資和出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，在總體上，中國的出口貿(mào)易能夠顯著提升沿線國家的出口技術(shù)復(fù)雜度，OFDI 的促進(jìn)作用并未顯現(xiàn)。然而，分樣本結(jié)果顯示，在“一帶一路”倡議提出后，中國對沿線國家的直接投資代替出口發(fā)揮著主要促進(jìn)作用。進(jìn)一步來說，通過門檻效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，中國OFDI 與沿線國家的出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在基于東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的雙重門檻效應(yīng)。當(dāng)東道國人均GDP 低于0.62 萬美元時，中國OFDI 對沿線國家的出口技術(shù)復(fù)雜度是負(fù)向影響；只有當(dāng)東道國人均GDP高于2.45 萬美元時，中國OFDI 對東道國出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生正向顯著作用。基于此，提出以下政策建議。

第一，中國要繼續(xù)鼓勵企業(yè)“走出去”，加強(qiáng)與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易和投資互動，通過產(chǎn)能轉(zhuǎn)移實現(xiàn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，同時改變沿線國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展和世界經(jīng)濟(jì)增長格局，致力于構(gòu)建“去中心化”的全球治理體系。中國的OFDI 是與世界深度互動的重要途徑，尤其在共建“一帶一路”的大背景下，中國影響世界的方式不僅僅是通過援助等方式“授人以魚”，更應(yīng)該通過OFDI 和貿(mào)易“授人以漁”，構(gòu)建“去中心化”的全球治理，將欠發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家與地區(qū)鏈接至全球經(jīng)濟(jì)社會網(wǎng)絡(luò)之中，從根本上解決其發(fā)展落后的局面，為推動建立更加公正合理的國際新秩序給出“中國方案”。

第二，對于沿線國家而言，應(yīng)積極引進(jìn)中國企業(yè)和資本，與中國共同構(gòu)建共生共榮的技術(shù)鏈、人才鏈、價值鏈?！耙粠б宦贰背h無疑是一次搭上發(fā)展快車的重要契機(jī)，能夠有效破解沿線國家在美歐等西方發(fā)達(dá)國家主導(dǎo)的國際舊秩序中得不到發(fā)展的困境。沿線國家要抓住機(jī)遇，積極引進(jìn)中國企業(yè)和資本，深度嵌入新型全球價值鏈，主動提升出口技術(shù)復(fù)雜度，突破“俘獲式困境”，走出全球價值鏈“暗角”，為經(jīng)濟(jì)長期可持續(xù)發(fā)展奠定基礎(chǔ)。