對外直接投資與中國全球價值鏈分工地位升級：基于“一帶一路”的視角

，

改革開放以來，我國對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment, 簡稱OFDI)經(jīng)歷了四個發(fā)展階段。*張宏、王建：《中國對外直接投資與全球價值鏈升級》，北京：中國人民大學(xué)出版社，2013年，第45頁。第一階段為初始啟動期(1984年之前)，此時我國改革開放處于初期階段，OFDI流量雖呈持續(xù)增長趨勢，但規(guī)模很小。到1984年時，存量金額為2.71億美元，流量金額為1.34億美元，為該階段最高，占GDP的比重僅為4.23%。第二階段為低速增長期(1985—1991年)，我國改革開放取得了初步成效，OFDI有了一定的資金支持。1991年，我國的OFDI存量規(guī)模為53.68億美元。在該階段，即便是投資流量最低的1986年，也達到了4.5億美元，占GDP的比重為14.83%，流量最高的1991年則達到了9.13億美元，占GDP的比重為21.97%。第三階段為反復(fù)波動期(1992—2003年)，由于1991年以后國家開始加強對海外投資的管控，再加之1998年亞洲金融危機爆發(fā)，我國在這一階段的OFDI規(guī)模出現(xiàn)反復(fù)波動，投資流量從1992年的40億美元減少到2003年的28.55億美元，占GDP的比重也從80.7%回落到17.08%。到2003年，我國的OFDI存量為332.22億美元。第四階段為轉(zhuǎn)型上升期(2004年以來)，隨著“走出去”戰(zhàn)略的深化和一系列配套設(shè)施的出臺，我國的OFDI流量持續(xù)增長，2005年首次突破百億大關(guān)(122.61億美元)，2010年后增速明顯。特別是，在習(xí)近平主席于2013年提出“絲綢之路經(jīng)濟帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”倡議后，我國的OFDI進一步發(fā)展。截至2016年，我國的OFDI流量達1831億美元，居世界第2位(占比12.63%)，存量達12809億美元，升至世界第6位(占比4.9%)。*根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫的對外直接投資數(shù)據(jù)整理得到。即便如此，中國與排名第1的美國相比仍有不小的差距，*2016年，美國的OFDI流量占世界的20.62%，其OFDI存量相當(dāng)于中國的5倍左右。數(shù)據(jù)來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報2016》。OFDI仍有巨大的潛力和較大的提升空間。

而從OFDI的地域分布看，“一帶一路”沿線國家*本文中的“一帶一路”沿線國家范圍采用的是《中國對外直接投資統(tǒng)計公報2016》的口徑，包括阿爾巴尼亞、阿富汗、阿拉伯聯(lián)合酋長國、阿曼、阿塞拜疆、埃及、愛沙尼亞、巴基斯坦、巴勒斯坦、巴林、白俄羅斯、保加利亞、波黑、波蘭、東帝汶、俄羅斯、菲律賓、格魯吉亞、哈薩克斯坦、黑山、吉爾吉斯斯坦、柬埔寨、捷克、卡塔爾、科威特、克羅地亞、拉脫維亞、老撾、黎巴嫩、立陶宛、羅馬尼亞、馬爾代夫、馬其頓、馬來西亞、蒙古、孟加拉、緬甸、摩爾多瓦、尼泊爾、塞爾維亞、沙特阿拉伯、斯里蘭卡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、塔吉克斯坦、泰國、土耳其、土庫曼斯坦、文萊、烏克蘭、烏茲別克斯坦、新加坡、匈牙利、敘利亞、亞美尼亞、也門、伊拉克、伊朗、以色列、印度、印度尼西亞、約旦、越南。在中國OFDI整體格局中的地位有一定提升，但增速尚緩。根據(jù)商務(wù)部公布的歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，2003—2016年間，中國對“一帶一路”沿線國家的OFDI流量由2.02億美元增至153.4億美元，存量由13.17億美元增至1294.1億美元。與總量指標(biāo)的穩(wěn)步增長相比，“一帶一路”沿線國家在中國全部OFDI流量和存量中的占比的發(fā)展態(tài)勢明顯分化。其中，流量占比波動態(tài)勢明顯。2003—2005年間，由7.08%降至6.95%、5.45%，2006—2007年間升至6.77%、12.25%，2008—2009年間降為8.10%、8.01%，2010—2012年間又連續(xù)增至11.25%、13.30%、15.17%，2013—2014年間又分別降至11.72%、11.09%，2015年轉(zhuǎn)增(13.00%)后又在2016年大幅降至7.82%，較2003年僅高出0.74個百分點。相比之下，存量占比的態(tài)勢相對平穩(wěn)。2003—2013年間，除2008年略有下降(當(dāng)年存量占比8.07%)外，總體呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的態(tài)勢，由2003年初的3.96%增至2013年末的10.90%。2014—2016年間有小幅波動，分別為10.48%、10.54%、9.53%。此外，2016年，在我國OFDI流量排名前20的國家和地區(qū)中，有7個是“一帶一路”沿線國家，分別是新加坡(第6)、以色列(第9)、馬來西亞(第10)、印度尼西亞(第14)、俄羅斯(第15)、越南(第16)、泰國(第19)，在我國OFDI存量排名前20的國家和地區(qū)中，也有7個“一帶一路”國家入圍，分別是新加坡(第5)、俄羅斯(第9)、印度尼西亞(第11)、老撾(第16)、哈薩克斯坦(第17)、越南(第19)、阿拉伯聯(lián)合酋長國(第20)。

盡管目前“一帶一路”沿線國家尚未成為我國OFDI的主要目的地，但由于“一帶一路”東連世界最具經(jīng)濟增長活力的亞太經(jīng)濟區(qū)，西接經(jīng)濟一體化程度和經(jīng)濟發(fā)達程度高的歐洲經(jīng)濟圈，中間是經(jīng)濟資源豐富和地理及地緣位置十分重要的中亞、南亞和西亞諸經(jīng)濟體，這些因素決定了“一帶一路”倡議的實施和推進將為我國企業(yè)和資本加快“走出去”提供良好的戰(zhàn)略契機，我國OFDI在“一帶一路”沿線國家具備較大的提升空間。首先，以基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為先導(dǎo)的投資活動，不僅會成為我國“走出去”的有效載體，還將成為推動我國優(yōu)勢產(chǎn)能與“一帶一路”沿線國家要素資源互補合作的新方式。其次，我國積極組建助力“一帶一路”建設(shè)的融資平臺，如亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行(AIIB)、絲路基金、中國-東盟投資合作基金、中國-中東歐投資合作基金等，為我國對“一帶一路”沿線國家的OFDI提供金融支持和融資保障。最后，我國加強與沿線國家之間的政策溝通，有助于為投資項目的落地掃除制度障礙，促進投資便利化的發(fā)展。更為重要的是，從長遠看，擴大和深化對“一帶一路”沿線國家的OFDI，有助于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級、產(chǎn)業(yè)布局的全球優(yōu)化以及資源整合的加速推進。

這本質(zhì)上涉及到三個核心問題：第一，OFDI是否有助于促進我國在全球價值鏈(Global Value Chains, 簡稱GVC)中分工地位的升級？第二，對“一帶一路”沿線國家的OFDI是否有助于我國向GVC的高端位置攀升？第三，如果存在這種積極效應(yīng)，我國該如何具體實施“一帶一路”倡議？為回答上述問題，本文的結(jié)構(gòu)安排如下：首先，梳理國內(nèi)外關(guān)于GVC分工地位測度、OFDI的逆向溢出效應(yīng)、“一帶一路”建設(shè)與我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級及價值鏈地位之間關(guān)系的相關(guān)學(xué)術(shù)文獻。其次，采用Koopman等人構(gòu)建的GVC地位指數(shù)，測度1999—2011年間中國和26個“一帶一路”沿線國家*這26個沿線國家包括新加坡、泰國、馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、越南、菲律賓、文萊、土耳其、沙特阿拉伯、以色列、希臘、塞浦路斯、印度、俄羅斯、波蘭、匈牙利、克羅地亞、保加利亞、羅馬尼亞、拉脫維亞、愛沙尼亞、斯洛文尼亞、立陶宛、捷克、斯洛伐克。在GVC中分工地位的差異及變化趨勢。再次，基于1999—2011年間中國和“一帶一路”沿線國家的面板數(shù)據(jù)，從靜態(tài)效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)兩個層面，運用隨機效應(yīng)模型和系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)，分析OFDI對GVC分工地位的影響，并據(jù)此得出對“一帶一路”沿線國家的OFDI有助于我國GVC分工地位升級的結(jié)論，在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的政策建議。本文的研究將為我國“一帶一路”倡議的實施提供證據(jù)支持，對于實現(xiàn)我國GVC分工地位的升級具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

目前，國內(nèi)外學(xué)者對于GVC分工地位測度的研究較多。Hummels等人提出了通過計算進口中間品在出口中所占份額來測算“垂直專業(yè)化”指數(shù)，該方法是最早利用國家投入產(chǎn)出表測算GVC的方法，但該模型的假設(shè)存在很多局限性。*David Hummels, Jun Ishii, and Kei-MuYi, “The Nature and Growth of Vertical Specialization in World Trade,”Journal of International Economics, Vol.54, No.1, 2001, pp.75-96.Koopman 等人基于增加值視角，將一國或地區(qū)總出口分解為國內(nèi)增加值和國外增加值部分，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了GVC參與指數(shù)和GVC地位指數(shù)來考察各國在GVC中的參與程度和地位。*Robert Koopman, William Powers, Zhi Wang, and Shang-Jin Wei, “Give Credit to Where Credit Is Due: Tracing Value Added in Global Production Chains,”NBER Working Papers, No.16426, 2010.該方法的優(yōu)點是，不僅計算了本國出口后又被第三國再間接出口的國內(nèi)增加值，還將其與出口中的國外增加值相結(jié)合，更加完整地測算了一國在GVC中的參與程度。若只考慮本國出口后又被第三國間接出口的國內(nèi)增加值，將會低估下游生產(chǎn)國和最終消費國在GVC中的參與程度；相反，若只考慮出口中的國外附加值，又會低估上游中間品出口國在GVC中的參與程度。Koopman等人還提出，即使兩國在GVC中的參與程度相同，其所處地位也會有所差別。若是一國處于GVC上游，則該國更多通過向其他國家提供中間品參與GVC；若一國處于GVC下游，則該國更多從其他國家進口中間品進行生產(chǎn)。Antràs、Chor和Antràs等人構(gòu)建了行業(yè)上游度指標(biāo)和行業(yè)下游度指標(biāo)，并使用2002年美國的投入產(chǎn)出表，對美國的各個行業(yè)進行了測算。*Pol Antràs, Davin Chor, Thibault Fally, and Russell Hillberry, “Measuring the Upstreamness of Production and Trade Flows,” The American Economic Review, Vol.102，No.3, 2012, pp.412-416;Pol Antràs, and Davin Chor, “Organizing the Global Value Chain,” Econometrica, Vol.81, No.6, 2013, pp.2127-2204.Wang等人認為，行業(yè)上游度和下游度指標(biāo)作為絕對測量方法存在不一致的問題，即相同行業(yè)通過上游度指標(biāo)和下游度指標(biāo)分別測算，所得出的該行業(yè)地位排名完全不同。為了消除不一致的問題，Wang等人重新定義“生產(chǎn)長度”為一國要素投入在成為最終產(chǎn)品的過程中所經(jīng)歷的價值增值次數(shù)，并利用生產(chǎn)長度重新構(gòu)建了一個測量GVC地位的相對指數(shù)。*Zhi Wang, Shang-Jin Wei, Xinding Yu, and Kunfu Zhu, “Characterizing Global Value Chains: Production Length and Upstreamness,”NBER Working Papers, No.23261, 2017.王嵐利用增加值貿(mào)易分解框架，分析了參與GVC對我國制造業(yè)分工地位的影響。*王嵐：《融入全球價值鏈對中國制造業(yè)國際分工地位的影響》，《統(tǒng)計研究》2014年第5期，第17-23頁。劉琳基于附加值貿(mào)易視角，測算了我國整體及不同技術(shù)層次的制造業(yè)在GVC中的參與程度和分工地位，并得出我國在國際分工中仍處于較低位置的結(jié)論，尤其在高技術(shù)制造業(yè)存在“低端鎖定”風(fēng)險。*劉琳：《中國參與全球價值鏈的測度與分析——基于附加值貿(mào)易的考察》，《世界經(jīng)濟研究》2015年第6期，第71-83頁。尹偉華應(yīng)用Koopman的方法，測算和分析了我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在GVC中的參與程度和地位演變特征。*尹偉華：《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)參與全球價值鏈程度和地位研究》，《世界經(jīng)濟研究》2016年第7期，第64-72頁。

現(xiàn)有文獻有關(guān)一國OFDI的研究主要集中在OFDI的逆向溢出效應(yīng)方面，大多是分析OFDI對一國技術(shù)進步的影響，而對OFDI如何影響GVC地位升級涉及較少，也鮮有實證模型分析二者之間的關(guān)系。Palit認為，一國可通過獲得技術(shù)溢出來促進其技術(shù)水平的升級和國際分工地位的提升。*Amitendu Palit, “Technology Upgradation through Global Value Chains: Challenges before BIMSTEC Nations,”CSIRD Discussion Paper,No.13, 2006.Brach和Kappel強調(diào)，發(fā)展中國家從發(fā)達國家獲得的技術(shù)溢出是其實現(xiàn)技術(shù)進步的重要途徑，有助于提升發(fā)展中國家在GVC中的地位。*Juliane Brach, and Robert T. Kappel, “Global Value Chains, Technology Transfer and Local Firm Upgrading in Non-OECD Countries,”GIGA Working Paper, No.110, 2009.杜群陽和朱勤指出，我國的OFDI呈現(xiàn)出兩大新趨勢，即收購發(fā)達國家科技型公司以及在發(fā)達國家設(shè)置研發(fā)機構(gòu)，并將這種通過獲取東道國技術(shù)優(yōu)勢和研發(fā)資源為目的，以提升本國技術(shù)水平和國際競爭力的OFDI行為，定義為技術(shù)尋求型OFDI。*杜群陽、朱勤：《中國企業(yè)技術(shù)獲取型海外直接投資理論與實踐》，《國際貿(mào)易問題》2004年第11期，第66-69頁。沙文兵利用我國省際面板數(shù)據(jù)，著重研究了OFDI逆向技術(shù)溢出對國內(nèi)創(chuàng)新能力的積極影響，證明該影響存在顯著的地區(qū)差異。*沙文兵：《對外直接投資、逆向技術(shù)溢出與國內(nèi)創(chuàng)新能力——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究》，《世界經(jīng)濟研究》2012年第3期，第69-74頁。王恕立和向姣姣分析了不同投資動機下的OFDI 逆向溢出對全要素生產(chǎn)率的影響，得出積極的OFDI逆向溢出效應(yīng)主要來自發(fā)達經(jīng)濟體的技術(shù)尋求型OFDI的結(jié)論。*王恕立、向姣姣：《對外直接投資逆向技術(shù)溢出與全要素生產(chǎn)率：基于不同投資動機的經(jīng)驗分析》，《國際貿(mào)易問題》2014年第9期，第109-119頁。

在“一帶一路”倡議提出后，國內(nèi)學(xué)者展開了“一帶一路”建設(shè)與我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級及價值鏈地位之間關(guān)系的研究。盧峰等人提出，“一帶一路”倡議為中國與沿線國家之間的合作與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供了平臺，中國與“一帶一路”沿線國家共建“一帶一路”，共同探索投資合作新模式，有助于實現(xiàn)各國之間投資的便利化。*盧鋒等：《為什么是中國?——“一帶一路”的經(jīng)濟邏輯》，《國際經(jīng)濟評論》2015年第3期，第9-34頁。魏龍和王磊通過實證分析了我國“一帶一路”倡議在經(jīng)濟上的可行性，認為“一帶一路”倡議的實施能夠加快我國高端制造業(yè)“走出去”，實現(xiàn)我國從制造大國向制造強國的轉(zhuǎn)型升級。*魏龍、王磊：《從嵌入全球價值鏈到主導(dǎo)區(qū)域價值鏈——“一帶一路”戰(zhàn)略的經(jīng)濟可行性分析》，《國際貿(mào)易問題》2016年第5期，第104-115頁。Du和Zhang通過實證分析證明，“一帶一路”倡議的發(fā)布促使中國的OFDI明顯增加。*Julan Du, and Yifei Zhang, “Does One Belt One Road Strategy Promote Chinese Overseas Direct Investment?” China Economic Review, Vol.47,2018,pp.189-205.周紹東等人提出，無論是局限于構(gòu)建國家價值鏈還是融入發(fā)達國家主導(dǎo)的GVC，都不能有效地提高我國產(chǎn)業(yè)的國際地位，而針對不同國家產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢，構(gòu)建“一帶一路”區(qū)域價值鏈?zhǔn)鞘直匾铱尚械摹?周紹東、邰俊杰、羅金龍：《以“一帶一路” 為核心構(gòu)建區(qū)域價值鏈：比較優(yōu)勢與產(chǎn)業(yè)選擇》，《經(jīng)濟論壇》2017年第3期，第137-141頁。楊連星和羅玉輝指出，通過“一帶一路”倡議的不斷推進，逐漸加快我國“走出去”的步伐，通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)帶動我國價值鏈地位的升級。*楊連星、羅玉輝：《中國對外直接投資與全球價值鏈升級》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2017年第6期，第54-70頁。

二、GVC分工地位測算及描述分析

Hummels等人提出的傳統(tǒng)的垂直專業(yè)化方法包含幾個存在明顯局限性的假設(shè)：第一，假設(shè)進口的中間品用于生產(chǎn)國內(nèi)消費品和出口品的比例是相同的，該假設(shè)在存在加工貿(mào)易的情況下無法成立；第二，假設(shè)一國僅通過使用進口中間品進行生產(chǎn)并出口，忽略了使用進口中間品生產(chǎn)半成品再出口給第三國的情況；第三，假設(shè)所有進口的中間品都是外國制造的，忽略了一國進口的中間品可能包含本國增加值的、經(jīng)國外加工后又重新返回本國的情況。相比而言，Koopman等人提出的增加值貿(mào)易核算方法，是以垂直專業(yè)化為基礎(chǔ)，通過對其存在的問題加以修正而形成的一個更加有效的貿(mào)易統(tǒng)計框架。該方法通過使用世界投入產(chǎn)出表可以更準(zhǔn)確地衡量一國國內(nèi)消費和出口對于進口中間品的使用程度，從而克服了前述第一個假設(shè)的缺陷；且該方法以價值增值為統(tǒng)計口徑，對一國總出口進行細分，進一步測算了一國出口中的間接增加值和再進口增加值，從而克服了前述第二和第三個假設(shè)的局限性。

該方法將一國總出口(E)細分為五個部分：(1)作為最終產(chǎn)品和服務(wù)直接被進口國吸收消費的國內(nèi)價值增值；(2)作為中間品被進口國用來生產(chǎn)進口國國內(nèi)所需產(chǎn)品的國內(nèi)價值增值；(3)作為中間品被進口國用來生產(chǎn)產(chǎn)品并出口給第三國的國內(nèi)價值增值；(4)作為中間品被進口國用來生產(chǎn)產(chǎn)品并出口返回本國的國內(nèi)價值增值；(5)出口中包含的國外價值增值。其中，(3)為間接出口增加值(IV)，(5)為國外價值增值(FV)。在對總出口進行分解的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下兩個指標(biāo)：

本文借鑒Koopman等人的核算方法，利用世界貿(mào)易組織(WTO)與經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)基于增加值貿(mào)易以及各國投入產(chǎn)出表所建立的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(Trade in Value Added，TiVA)*該數(shù)據(jù)庫在2016年12月將數(shù)據(jù)更新至2011年，涵蓋63個經(jīng)濟體、34個行業(yè)。，測算了中國與26個“一帶一路”沿線國家在GVC中分工地位的差異及變化趨勢(見表1)。從中國的發(fā)展趨勢看，1998年亞洲金融危機爆發(fā)后，我國工業(yè)化進程逐漸加快，加工貿(mào)易快速發(fā)展。1999—2003年這段時期，我國開始進口大量中間品進行組裝加工再出口，并承接了大量來自發(fā)達國家和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加工貿(mào)易成為我國占有主導(dǎo)地位的對外貿(mào)易形式。2001年加入WTO，更是刺激了我國加工貿(mào)易的加速發(fā)展，從而導(dǎo)致我國GVC地位指數(shù)的迅速下降，我國在GVC中的位置繼續(xù)向下游移動。2003年后，我國在GVC中的前向參與率升高，后向參與率開始下降。2006年我國在“十一五”期間提出應(yīng)進行加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級，重點提高加工貿(mào)易的技術(shù)水平和加工深度。此外，我國勞動力成本的逐年上升，導(dǎo)致發(fā)達國家將部分加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移至勞動力成本更低的國家。因此，我國加工貿(mào)易出口占總出口的比重開始緩慢下降，我國GVC地位指數(shù)有所提高。2008年，受全球金融危機的影響，我國GVC地位指數(shù)有所下降。目前，我國GVC地位指數(shù)為正，2011年時為0.028。雖然我國的GVC地位指數(shù)與26個“一帶一路”沿線國家相比僅排在第16位，但總體呈上升趨勢。我國的后向參與率逐漸下降，而前向參與率有所上升。這說明，我國在國際分工中不僅大量進口中間品進行組裝加工，部分出口品也作為第三國出口的中間投入品。也就是說，我國開始融入到GVC的中間環(huán)節(jié)(見圖1)。

表1 中國與26個“一帶一路”沿線國家的GVC地位指數(shù)

圖1 中國GVC參與指數(shù)及地位指數(shù)的變化趨勢

為了進一步說明問題，本文選取樣本中排名前10的“一帶一路”沿線國家與中國進行對比分析，如圖2所示。其中排在前4的沙特阿拉伯、文萊、俄羅斯和印度尼西亞，憑借其豐富的自然資源，在GVC中處于相對上游位置。其出口的自然資源、能源以及石油等，將作為中間投入品被第三國的出口所使用，而這些產(chǎn)品幾乎不需要國外投入品。因此，自然資源豐富的國家通常具有較高的前向參與率，而其后向參與率往往較低。另外，即便兩國GVC參與率相同，其在GVC中所處的地位也可能完全不同。例如，中國和立陶宛在2011年的GVC參與率都在68%左右，但我國的GVC地位指數(shù)明顯更低。其中我國的GVC前向參與率為35.90%，立陶宛為44.89%；我國的GVC后向參與率為32.11%，立陶宛為23.71%。這說明，我國出口中被用于下游生產(chǎn)的中間投入品要少于立陶宛。因此，我國相比立陶宛更處于GVC的下游。

圖2 2011年中國與排名前10的“一帶一路”沿線國家的GVC參與率和地位指數(shù)

三、模型設(shè)定、變量與數(shù)據(jù)

(一)變量選取及模型設(shè)定

為了分析OFDI對母國GVC分工地位升級的影響，本文選取Koopman等人構(gòu)建的GVC地位指數(shù)作為被解釋變量，選取OFDI作為核心解釋變量。此外，為了準(zhǔn)確分析OFDI對GVC分工地位的影響，避免遺漏變量產(chǎn)生偏誤，我們還分別選取了外商直接投資(IFDI)、創(chuàng)新能力(RD)、制度質(zhì)量(Insti)、自然資源稟賦(Resource)及人力資本稟賦(HC)作為控制變量。對外資的大量使用是開放性經(jīng)濟的主要特征之一，而引入外商直接投資必定會對其GVC分工地位產(chǎn)生影響。研發(fā)投入一定程度上可以衡量一國的創(chuàng)新能力和技術(shù)水平，擁有高端技術(shù)水平的國家在GVC中通常處于上游環(huán)節(jié)，能夠獲得更多的貿(mào)易利得。制度質(zhì)量會影響一國在國際分工中的比較優(yōu)勢，制度質(zhì)量越差的國家存在的扭曲效應(yīng)越顯著。*Andrei A. Levchenko, “Institutional Quality and International Trade,” Review of Economic Studies, Vol.74, No.3, 2007, pp.791-819.換句話說，制度質(zhì)量在很大程度上會影響一國參與國際分工的機會和能力。自然資源稟賦是一個國家最原始的要素稟賦，一國的國際分工地位受該國是否為初級資源品出口國的影響。*劉海云、毛海歐：《國家國際分工地位及其影響因素——基于“GVC地位指數(shù)”的實證分析》，《國際經(jīng)貿(mào)探索》2015年第8期，第44-53頁。人力資本稟賦狀況通常會影響一國的比較優(yōu)勢，進而影響到一國的分工及專業(yè)化程度，且隨著人力資本水平的提高，一國的生產(chǎn)效率也會有所改善。

本文在進行回歸時對核心解釋變量及控制變量均進行取對數(shù)處理，以消除異方差的影響。根據(jù)上述分析，本文構(gòu)建檢驗OFDI對GVC分工地位升級影響的面板數(shù)據(jù)模型如下:

GVC_Posit=α+β1lnOFDIit+β2lnIFDIit+β3lnRDit+β4lnInstiit

+β5lnResourceit+β6lnHcit+μt+νi+εit

其中，下標(biāo)i和t分別代表國家和年份。GVC_Posit為被解釋變量，表示i國t時期參與GVC的分工地位指數(shù)。選取OFDI存量作為核心解釋變量OFDI的代理變量。對于控制變量，IFDI選取IFDI存量進行度量。創(chuàng)新能力采用一國研發(fā)支出占GDP的比重進行量化。制度質(zhì)量選取全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫中的法律法規(guī)(Rule of law)作為衡量指標(biāo)。自然資源稟賦選取農(nóng)業(yè)及礦石和金屬的出口占總出口的比重進行衡量。人力資本稟賦選取中學(xué)入學(xué)率進行衡量。νi和μt分別代表國家固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

(二)動態(tài)面板估計方法的選擇

動態(tài)面板模型設(shè)定中將被解釋變量的滯后項作為解釋變量引入到回歸模型中，使得模型具有動態(tài)解釋能力，但模型中存在內(nèi)生性問題。為了解決這一內(nèi)生性，Arellano和Bond提出了利用工具變量來推導(dǎo)相應(yīng)矩條件的廣義矩(GMM)方法，即所謂的“差分GMM方法”。*Manuel Arellano, and Stephen Bond, “Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations,” Review of Economic Studies, Vol.58, No.2, 1991, pp.277-297.該方法的基本思想是：先對原模型進行一階差分變換，消除模型中的個體異質(zhì)項。然后，對于變換后的差分方程，將內(nèi)生變量的滯后變量看成該內(nèi)生變量的工具變量。雖然差分GMM方法降低了內(nèi)生性對模型估計帶來的影響，但在有限樣本條件下，差分GMM方法存在嚴重的“弱工具變量”問題，從而導(dǎo)致系數(shù)估計結(jié)果精度較差。Arellano和Blundell等人提出了解決這一問題的辦法，基于新的復(fù)合矩條件，提出了所謂的“系統(tǒng)GMM方法”。*Manue Arellano, and Olympia Bover, “Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error Component Models,” Journal of Econometrics, Vol.68,No.1,1995,pp.29-51；Richard Blundell, and Stephen Bond, “Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel-data Models,” Journal of Econometrics, Vol.87, No.1, 1998, pp.115-143.系統(tǒng)GMM方法對原水平模型和差分變換后的模型同時進行估計，對應(yīng)的矩條件如下：

E(yisαi)=E(yitαi)

(1)

E(xisαi)=E(xitαi)

(2)

對于所有的s、t都成立?？紤]到橫截面?zhèn)€體固定效應(yīng)的系統(tǒng)GMM估計矩條件如下式所示：

E(Δyis(αi+uit))=0

(3)

E(Δxis(αi+uit))=0

(4)

系統(tǒng)GMM能夠修正未觀察到的個體異質(zhì)性問題、遺漏變量偏差、測量誤差和潛在的內(nèi)生性問題，這些問題在使用混合OLS和固定效應(yīng)方法時常常會影響模型的估計效果。系統(tǒng)GMM方法還能減少由于使用一階差分GMM估計方法帶來的潛在偏誤和不精確性。

因此，本文對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型采用系統(tǒng)GMM估計方法。動態(tài)面板GMM估計可以根據(jù)權(quán)重矩陣的不同，分為一步估計和兩步估計。Bond等人認為，在有限樣本的情況下，兩步GMM估計值的標(biāo)準(zhǔn)誤差有明顯的下降偏差。*Stephen R. Bond, Anke Hoeffler, and Jonathan R.W. Temple, “GMM Estimation of Empirical Growth Models,” CEPR Discussion Papers, No.3048, 2001.此外，Roodman指出，隨著時期數(shù)量的增加，系統(tǒng)GMM會默認產(chǎn)生大量的工具變量，這些工具變量的數(shù)量可能會超出內(nèi)生變量，并削弱模型設(shè)定檢驗。*David Roodman, “A Note on the Theme of Too Many Instruments,” Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol.71, No.1, 2009, pp.135-158.因此，本文采用兩步系統(tǒng)GMM方法進行模型的估計。

除非擾動項不存在自相關(guān)，否則GMM不能作為一致估計法。另外，為了確保矩條件不被過度約束，工具變量的個數(shù)不能超過內(nèi)生變量的個數(shù)。若使用滯后內(nèi)生變量和弱外生變量作為有效的工具變量，在基礎(chǔ)模型中的當(dāng)期擾動項εit不存在自相關(guān)是必要的。這就意味著，差分模型的擾動項具有顯著的一階相關(guān)和不顯著的二階自相關(guān)。為此，在一階差分殘差中使用了一階序列相關(guān)和二階序列相關(guān)的Arellano-Bond檢驗。

同時，矩條件的有效性可以通過Sargan檢驗或者Hansen檢驗進行，其原假設(shè)是所有的工具變量都是外生的。因此，若工具變量是有效的，則不應(yīng)拒絕原假設(shè)。然而，Iqbal和Daly認為，Sargen檢驗方法只有在干擾項為同方差的情況下才有效。*Nasir Iqbal, and Vince Daly, “Rent Seeking Opportunities and Economic Growth in Transitional Economies,” Economic Modelling, Vol.37, No.574, 2014, pp.16-22.此外，Bowsher提出，當(dāng)樣本量很小時，Sargan檢驗很難拒絕原假設(shè)，通常認為工具變量是有效的；而在一步GMM估計時，又會過度拒絕序列不相關(guān)誤差的原假設(shè)。*Clive G. Bowsher, “On Testing Overidentifying Restrictions in Dynamic Panel Data Models,” Economics Letters, Vol.77, No.2, 2002, pp.211-220.鑒于Sargen檢驗存在上述缺點，且Hansen檢驗在實踐中常被使用，因此本文選擇Hansen檢驗進行工具變量的有效性檢驗。

(三)數(shù)據(jù)來源

鑒于文萊、柬埔寨、越南以及新加坡四個國家在實證研究中存在數(shù)據(jù)缺失，本文選取了除這四國外OECD-WTO-TiVA數(shù)據(jù)庫中所包含的中國和其余22個“一帶一路”沿線國家1999—2011年13年的面板數(shù)據(jù)進行分析。核心解釋變量OFDI存量和控制變量IFDI存量的數(shù)據(jù)，來源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫；制度質(zhì)量的數(shù)據(jù)，來源于世界銀行全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WGI)；其他控制變量研發(fā)投入、人力資本稟賦和自然資源稟賦的數(shù)據(jù)，全部來自世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

表2 變量統(tǒng)計性描述

四、實證分析

(一)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果分析

本文運用stata14.0對面板數(shù)據(jù)進行回歸。在進行計量回歸之前，首先對各個變量間是否存在多重共線性進行檢驗，各變量的方差膨脹因子(VIF)均小于10，因此該模型各變量之間不存在多重共線性問題。隨后分別使用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型進行了回歸。表3中(1)-(6)列報告了固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，(7)-(12)列為隨機效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。由于本文的核心解釋變量為OFDI，為了使回歸結(jié)果更加穩(wěn)定，在回歸過程中，我們首先將OFDI(lnOFDI)作為基礎(chǔ)變量，隨后依次納入控制變量進行回歸。最后通過穩(wěn)健的Hausman檢驗對兩種模型進行選擇，檢驗結(jié)果不能拒絕使用隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)。因此，本文應(yīng)該選取隨機效應(yīng)模型進行回歸。

表3 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。小括號內(nèi)為t值或z值。

根據(jù)回歸結(jié)果，可得到如下結(jié)論：第(1)列是僅將OFDI(lnOFDI)作為解釋變量進行回歸所得的結(jié)果，結(jié)果表明，OFDI的估計系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平下對GVC地位升級存在顯著的促進作用。第(2)-(6)列，是在計量方程中依次加入外商直接投資變量、創(chuàng)新能力變量、制度質(zhì)量變量、自然資源稟賦變量以及人力資源稟賦變量所得到的回歸結(jié)果。從結(jié)果可以看出，加入上述變量后，并沒有改變OFDI對GVC地位指數(shù)影響的方向及其顯著性，核心變量OFDI的估計系數(shù)始終顯著為正，證明了一國的OFDI對提升該國在GVC中的分工地位具有顯著的正向作用。OFDI影響母國GVC地位的途徑如下：首先，“一帶一路”國家通過對發(fā)達國家的OFDI，會對自身產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，提升其技術(shù)水平進而增加其出口產(chǎn)品的附加值；其次，“一帶一路”國家可以通過OFDI將國內(nèi)處于劣勢的產(chǎn)業(yè)或者部分落后的生產(chǎn)工序轉(zhuǎn)移至分工地位更低的國家，這樣一來，便可以投入更多的生產(chǎn)要素到附加值更高的行業(yè)；最后，“一帶一路”國家可以通過OFDI開拓國際市場，減少貿(mào)易壁壘，降低貿(mào)易成本。因此，OFDI可以促進“一帶一路”國家GVC地位的升級。

其他控制變量方面，IFDI與GVC分工地位之間呈顯著負相關(guān)，說明“一帶一路”國家引入IFDI對其GVC分工地位的提升存在抑制作用。雖然引入IFDI會在一定程度上促進一國的貿(mào)易發(fā)展以及生產(chǎn)分工程度的深化，但外商對“一帶一路”國家的投資大多流入了低技術(shù)行業(yè)，這些行業(yè)所生產(chǎn)的產(chǎn)品附加值通常較低，引入IFDI的國家將面臨“低端鎖定”的風(fēng)險。因此，無計劃引入IFDI無法推動GVC地位的攀升，應(yīng)該重點引導(dǎo)IFDI進入能夠產(chǎn)生高附加值的高技術(shù)行業(yè)，且要加以限制，避免無序競爭。一國的研發(fā)投入與其GVC分工地位顯著正相關(guān)，說明“一帶一路”國家增加研發(fā)投入是實現(xiàn)其技術(shù)進步非常重要的途徑，能夠在很大程度上提高其出口產(chǎn)品的價值增值，從而提升其在GVC中的國際分工地位。制度質(zhì)量的估計系數(shù)為正，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著，說明國家制度質(zhì)量越完善，越有助于“一帶一路”國家國際分工地位的攀升。人力資本稟賦和自然資源稟賦的估計系數(shù)均為正，但二者與GVC分工地位間均不存在顯著相關(guān)性，表明人力資本稟賦和自然資源稟賦對“一帶一路”國家GVC分工地位的提升并無顯著影響。

(二)動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果分析

由于GVC地位指數(shù)可能具有持續(xù)性特征，即一國的GVC地位指數(shù)可能受前期GVC地位指數(shù)的影響，因此，需要引入被解釋變量的滯后項。本文選擇在原有模型的基礎(chǔ)上加入GVC地位指數(shù)的一階滯后項和二階滯后項作為解釋變量。同時，考慮到OFDI以及IFDI對GVC地位指數(shù)的影響可能存在動態(tài)效應(yīng)，在原有模型的基礎(chǔ)上加入OFDI的一階滯后項以及IFDI的一階滯后項。改變后的動態(tài)回歸模型如下：

GVC_Posit=α+γ1GVC_Posit-1+γ2GVC_Posit-2+β1lnOFDIit+β2lnOFDIit-1+β3lnIFDIit

+β4lnIFDIit-1+β5lnRDit+β6lnInstiit+β7lnResourceit+β8lnHcit+μt+νi+εit

其中，GVC_Posit-1、GVC_Posit-2分別為被解釋變量的一階滯后項和二階滯后項，lnOFDIit-1為OFDI存量的一階滯后項，lnIFDIit-1為IFDI存量的一階滯后項。然而，在回歸模型中引入被解釋變量的滯后項很可能會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，為了克服內(nèi)生性問題，本文選擇系統(tǒng)廣義矩估計(GMM)對上述動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行估計。表4報告了動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果：首先，作為解釋變量的滯后一期和滯后二期的GVC地位指數(shù)的估計系數(shù)顯著為正，這表明至少在5%的顯著性水平下對當(dāng)期GVC地位指數(shù)存在顯著正面影響，GVC地位指數(shù)具有“持續(xù)性”的特征。第二，對于核心解釋變量，當(dāng)期OFDI系數(shù)估計均為正，且在1%的水平下顯著。這意味著，OFDI對GVC分工地位的攀升有顯著的促進作用，即一國擴大OFDI的規(guī)模，一定程度上會使得該國實現(xiàn)GVC地位的攀升。且滯后一期的OFDI的估計系數(shù)也顯著為正，說明OFDI對GVC地位指數(shù)的影響存在著動態(tài)效應(yīng)。第三，對于控制變量，當(dāng)期IFDI以及滯后一期的IFDI的估計系數(shù)均顯著為負，表示IFDI對“一帶一路”國家GVC地位的攀升具有動態(tài)的抑制效應(yīng)。研發(fā)投入與制度質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著為正，說明二者對提高“一帶一路”國家的GVC分工地位具有正向作用，這與前文所述的隨機效應(yīng)估計結(jié)果相一致。而人力資本稟賦和自然資源稟賦依然并不顯著。

表4 動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

五、結(jié)論與政策建議

在GVC分工主導(dǎo)國際生產(chǎn)和貿(mào)易的環(huán)境下，我國目前主要參與的是GVC的低端制造環(huán)節(jié)，這些生產(chǎn)環(huán)節(jié)所產(chǎn)生的附加值收益十分微薄，并且始終面臨著“低端鎖定”的風(fēng)險。隨著人口紅利逐漸消失、資源日趨緊張，我國迫切需要實現(xiàn)向GVC高端地位的攀升，從而為我國在國際分工體系中謀求更高的地位。本文采用實證分析與實際數(shù)據(jù)相結(jié)合的方式，重點分析OFDI對一國實現(xiàn)GVC地位升級的作用。主要結(jié)論如下：首先，近年來我國的OFDI呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的趨勢，但無論是在規(guī)模上還是在地域分布上，其投資潛能并未完全得到釋放，尚有較大的提升空間，這在“一帶一路”倡議的大背景下尤為突出。其次，借助Koopman的方法，測算了中國與26個“一帶一路”沿線國家在1999—2011年間的GVC分工參與指數(shù)和地位指數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國在GVC中所處的地位雖處于上升趨勢，但目前仍處在下游地位。最后，使用1999—2011年間中國和“一帶一路”沿線國家的面板數(shù)據(jù)，從靜態(tài)效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)兩個層面，分別利用隨機效應(yīng)模型和系統(tǒng)GMM進行了回歸估計。實證結(jié)果表明，OFDI對GVC分工地位有顯著的正向影響，即增加OFDI的規(guī)模對于實現(xiàn)一國GVC地位的攀升具有積極的促進作用。

綜上，“一帶一路”倡議的有序推進，會為我國OFDI開辟新的地理空間，營造新的投資環(huán)境。對“一帶一路”國家的OFDI，有助于實現(xiàn)我國GVC分工地位的升級。上述結(jié)論對我國加快實施“一帶一路”倡議具有重要的啟示意義：

第一，在既定的對外投資戰(zhàn)略指引下，充分釋放投資潛能，穩(wěn)步擴大我國OFDI規(guī)模。要以“一帶一路”建設(shè)為重大戰(zhàn)略契機，以2015年5月中共中央、國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制的若干意見》中提出的“建立促進走出去戰(zhàn)略的新體制”為重要投資指引，以創(chuàng)新對外投資合作方式(如開展綠地投資、并購?fù)顿Y、證券投資、聯(lián)合投資等)為推動有實力企業(yè)“走出去”的重要激勵手段，以各類互利共贏的投資合作機制為重要溝通紐帶，從而擴大中國對“一帶一路”沿線國家的投資規(guī)模，進而促進我國GVC分工地位的攀升。

第二，優(yōu)化OFDI環(huán)境，完善相關(guān)政策機制。針對“一帶一路”倡議制定相關(guān)的配套政策，統(tǒng)籌管理，強化OFDI的審批程序，加快企業(yè)走出去的步伐。應(yīng)重點鼓勵我國企業(yè)參與對“一帶一路”沿線發(fā)達國家的OFDI，這樣可以獲得發(fā)達國家先進的技術(shù)資源，提高我國吸收先進技術(shù)的能力。通過與發(fā)達國家建立技術(shù)合作的方式，充分發(fā)揮我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，從而促進我國GVC分工地位的升級。

第三，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加速資源整合。我國經(jīng)濟發(fā)展已進入到“從高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級、從要素和投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動”的新常態(tài)。在這一宏大背景下，OFDI特別是對“一帶一路”沿線國家的OFDI，有助于突破我國經(jīng)濟發(fā)展面臨的雙重約束，促進國內(nèi)外兩種資源的加速整合和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級：一是能源消耗約束。對“一帶一路”沿線能源豐富的國家開展OFDI，有助于緩解我國在日益重視發(fā)展低碳、環(huán)保、清潔型經(jīng)濟的過程中短期內(nèi)無法填補的巨大能源缺口，并實現(xiàn)對國內(nèi)和國外兩種資源的整合。二是產(chǎn)能過剩約束。我國的過剩產(chǎn)能主要集中于鋼鐵、建材、化工等行業(yè)。對“一帶一路”沿線基礎(chǔ)設(shè)施落后的國家開展OFDI，既有助于彌補這些國家發(fā)展經(jīng)濟面臨的基建短板，又有利于我國向外消化過剩產(chǎn)能，從而釋放國內(nèi)稀缺生產(chǎn)要素并將其用于高附加值行業(yè)，這樣可優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)布局，在未來更多承擔(dān)價值鏈中的高附加值環(huán)節(jié)，逐步促進國際分工地位的升級。

第四，挖掘自身比較優(yōu)勢，構(gòu)建以我國為主導(dǎo)的“一帶一路”區(qū)域價值鏈。我國在積極融入由發(fā)達國家主導(dǎo)的GVC的同時，不能只局限于追求向GVC高端環(huán)節(jié)的攀升。還要著重發(fā)揮我國的相對技術(shù)優(yōu)勢，走中高端技術(shù)的發(fā)展道路，并有意識地將這一優(yōu)勢與對“一帶一路”沿線國家的OFDI有機結(jié)合起來。具體來說，要考慮我國現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢和對外投資合作基礎(chǔ)，結(jié)合“一帶一路”戰(zhàn)略布局和“十三五”時期對外投資合作的戰(zhàn)略方向，以及我國與“一帶一路”沿線國家對于產(chǎn)業(yè)投資與合作的政策優(yōu)先度，以國務(wù)院在2015年5月印發(fā)的《關(guān)于推進國際產(chǎn)能和裝備制造合作的指導(dǎo)意見》為指南，以鋼鐵、有色金屬、建材、鐵路、電力、化工、輕紡、汽車、通信、工程機械、航空航天、船舶和海洋工程等12大產(chǎn)業(yè)為重點，立足國內(nèi)優(yōu)勢并結(jié)合當(dāng)?shù)厥袌鲂枨箝_展優(yōu)勢產(chǎn)能國際合作，從而延展我國的產(chǎn)業(yè)鏈，構(gòu)建以我國為主導(dǎo)的區(qū)域價值鏈和跨國產(chǎn)能合作體系。