中國出口的國內(nèi)增加值的規(guī)模和結(jié)構(gòu)的影響因素——基于投資與貿(mào)易伙伴特征視角的分析

丁一兵，張弘媛

(吉林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長春 130012)

一、引言及文獻(xiàn)評述

改革開放以來，特別是加入WTO后，中國融入全球價值鏈國際分工格局的程度進(jìn)一步加深。中國出口高速增長，以總量的優(yōu)勢躋身于貿(mào)易大國的行列。然而，在中國對外貿(mào)易迅速擴(kuò)張的背后，其巨大的貿(mào)易額和對外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)性等方面問題不斷顯現(xiàn)。以中國為目標(biāo)的貿(mào)易保護(hù)主義不斷抬頭，一些西方發(fā)達(dá)國家與中國的貿(mào)易摩擦不斷加劇甚至升級。實際上，在當(dāng)今全球價值鏈(Global Value Chains，GVCs)的國際分工體系下，跨國公司在全球范圍內(nèi)整合生產(chǎn)鏈條，貿(mào)易結(jié)構(gòu)日益改變，中間品貿(mào)易愈發(fā)成為主流趨勢。中國作為國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)和生產(chǎn)體系下的最終出口平臺，主要利用資源稟賦和人口紅利等要素優(yōu)勢在加工、組裝環(huán)節(jié)形成比較優(yōu)勢[1]。中國對美國等貿(mào)易伙伴的出口多數(shù)產(chǎn)生于加工貿(mào)易，即中國在技術(shù)密集型產(chǎn)品的國際生產(chǎn)分工中專注于低端的加工裝配環(huán)節(jié)，出口中包含有較多的進(jìn)口中間投入和國外增加值[2]。世貿(mào)組織前總干事拉米就曾指出，如果調(diào)整統(tǒng)計方法，美國對華貿(mào)易逆差數(shù)字會減少近一半。OECD和WTO(2011)提出了“增加值貿(mào)易”(Trade in Value-added，TiVA)的概念，旨在在當(dāng)前“碎片化”國際分工模式下，將貿(mào)易統(tǒng)計口徑從產(chǎn)品總值縮小到增加值?！霸黾又蒂Q(mào)易”這一概念超越了傳統(tǒng)貿(mào)易的概念，把研究視角上升到了圍繞跨國生產(chǎn)建立起來的全球投入產(chǎn)出、供給需求和收益格局這一新層面，可以更加準(zhǔn)確地反映各國的真實貿(mào)易利得，能夠更好地理解世界經(jīng)濟(jì)貿(mào)易不平衡的問題。

跨國公司是對外直接投資和貿(mào)易的主要載體。隨著中國經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展以及“一帶一路”倡議的提出與實施，中國OFDI呈現(xiàn)迅猛增長的態(tài)勢，成為對外經(jīng)濟(jì)合作往來和互惠共贏的重要方式。2015年，中國對外直接投資流量達(dá)到1 456.7億美元(約占全球的9.9%)，規(guī)模僅次于美國，首次位列全球第二位(1)數(shù)據(jù)來源于《2015年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。。有關(guān)OFDI對出口國內(nèi)增加值的經(jīng)驗研究大多都從制造業(yè)入手，但不同文獻(xiàn)對OFDI的分類角度不同，劉海云、毛海歐(2016)[3]91-108將OFDI對出口增加值的影響分為規(guī)模效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，認(rèn)為水平OFDI和垂直O(jiān)FDI的影響具有差異性。李曉亮(2016)[4]將中國OFDI分為價值鏈上游、價值鏈中游和價值鏈下游三類，分別檢驗了其對中國制造業(yè)出口國內(nèi)增加值的影響。王宣宣(2017)[5]25-40從順梯度OFDI和逆梯度OFDI的角度分析了中國制造業(yè)OFDI對出口國內(nèi)增加值的影響。也有少數(shù)學(xué)者，如劉小梅(2017)[6]25-38從逆向技術(shù)溢出效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的角度切入，從理論層面分析了OFDI對貿(mào)易增加值的影響機(jī)制。

但是，僅從以上幾個角度論述OFDI對中國出口國內(nèi)增加值的影響是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。首先，本文一方面從雙邊貿(mào)易的角度分析了中國對不同類型國家進(jìn)行OFDI時對出口國內(nèi)增加值的不同影響，從而有助于在對不同類型國家進(jìn)行OFDI時制定差異化的政策；另一方面將出口國內(nèi)增加值按照中間品形式和最終品形式進(jìn)一步細(xì)化，在探究OFDI對中國的出口國內(nèi)增加值規(guī)模的影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究其對增加值結(jié)構(gòu)的影響。其次，本文在從雙邊貿(mào)易角度探究OFDI對中國出口的國內(nèi)增加值的影響的基礎(chǔ)上，加入了一系列貿(mào)易伙伴特征變量。一國貿(mào)易伙伴的選擇會對本國的出口貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)產(chǎn)生較大的影響。關(guān)于貿(mào)易伙伴不同特征對出口的影響，傳統(tǒng)文獻(xiàn)多側(cè)重于貿(mào)易伙伴特征對貿(mào)易總量的影響，但是出口增加值卻很少獲得關(guān)注。Tinbergin(1962)和Poyhonen(1963)最早在國際貿(mào)易領(lǐng)域中應(yīng)用引力模型，認(rèn)為雙邊貿(mào)易水平與貿(mào)易國的國內(nèi)生產(chǎn)總值成正比。林玲等(2004)[7]、曹宏成(2007)[8]、高金田等(2008)[9]均得出貿(mào)易伙伴GDP是影響雙邊貿(mào)易的主要因素之一這一結(jié)論。盛斌等(2004)[10]引入貿(mào)易伙伴人均GDP作為解釋變量研究中國對外貿(mào)易流量及出口潛力。倪克勤等(2011)[11]構(gòu)建國內(nèi)外可貿(mào)易部門和不可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率的計量模型，證明了勞動生產(chǎn)率顯著影響貿(mào)易收支。Aderson 和Marcouiller(2002)[12]最先探討了制度和貿(mào)易的關(guān)系，認(rèn)為制度能夠?qū)σ粐馁Q(mào)易產(chǎn)生重要影響。潘鎮(zhèn)(2006)[13]45-52以153個國家和地區(qū)為樣本，實證檢驗了制度距離對于雙邊貿(mào)易起阻礙作用。萬倫來等(2014)[14]39-48也進(jìn)一步驗證了制度距離對中國進(jìn)出口貿(mào)易的阻礙作用。

當(dāng)前，在中國出口貿(mào)易的重心由“總量增長”向“結(jié)構(gòu)升級”轉(zhuǎn)型的情況下，用出口增加值來研究雙邊貿(mào)易越來越成為研究的重點所在，但以上文獻(xiàn)尚未有將貿(mào)易伙伴的不同特征完整地與中國的出口國內(nèi)增加值置于一個整體分析框架下系統(tǒng)地進(jìn)行實證研究的成果。基于以上背景，本文首先重點分析OFDI和貿(mào)易伙伴特征影響中國出口的國內(nèi)增加值的機(jī)制，主要從OFDI的不同動機(jī)以及貿(mào)易伙伴的GDP、人均GDP、勞動生產(chǎn)率、兩國間制度距離等方面進(jìn)行解析。其次，選取OFDI和出口貿(mào)易伙伴的特征指標(biāo)并進(jìn)行度量，比較分析OFDI和貿(mào)易伙伴特征對中國出口的國內(nèi)增加值的規(guī)模和結(jié)構(gòu)的影響以及中國與不同類型國家進(jìn)行貿(mào)易時的異質(zhì)性對中國出口的國內(nèi)增加值的不同影響。本文采用對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)全球價值鏈研究院的增加值數(shù)據(jù)(時間跨度為2000—2014年)，利用面板數(shù)據(jù)廣義矩估計GMM方法，實證分析了中國對外直接投資和貿(mào)易伙伴特征對中國出口的國內(nèi)增加值的規(guī)模和結(jié)構(gòu)的影響，研究如何在雙邊貿(mào)易中提高出口國內(nèi)增加值的規(guī)模，改善出口國內(nèi)增加值結(jié)構(gòu)，為中國今后貿(mào)易發(fā)展趨勢走向和對外貿(mào)易政策制定提供一定的建議，具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實意義。

二、中國出口貿(mào)易增加值的分解

在本文中，筆者將中國對貿(mào)易伙伴總出口中的國內(nèi)增加值分解為四部分：以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值DVA_FIN，以中間產(chǎn)品形式出口的被直接進(jìn)口國吸收的國內(nèi)增加值DVA_INT，以中間產(chǎn)品形式出口的被直接進(jìn)口國轉(zhuǎn)口至第三國吸收的國內(nèi)增加值DVA_INTrex和返回并被本國吸收的國內(nèi)增加值RDV。各指標(biāo)的數(shù)值(見表1)及變化趨勢(見圖1)分析如下：

表1顯示，將DVA_FIN、DVA_INT和DVA_INTrex加總后，中國出口的國內(nèi)增加值(DVA總)占比較高。2001—2005年，中國對貿(mào)易伙伴的出口國內(nèi)增加值總和(DVA總)占比，不斷下降(如圖2)。這是由于，2001年12月中國加入WTO后吸引了大量外國直接投資，參與全球價值鏈國際分工的程度在不斷加深，出口總值不斷增加，但在加工裝配環(huán)節(jié)獲得的增加值較少，出口總值的增加幅度較大，而出口國內(nèi)增加值卻僅有較少的增長，因此出口的國內(nèi)增加值率呈下降趨勢。2008年DVA開始呈現(xiàn)回升趨勢且2009年DVA總和占比出現(xiàn)跳躍性的回升，其值由2008年的76.3%上升到2009年的80%，上升了3.7個百分點。2008年金融危機(jī)對全球貿(mào)易形成沖擊，發(fā)達(dá)國家進(jìn)口需求衰退，導(dǎo)致對以美、日等發(fā)達(dá)國家為目標(biāo)市場的中間加工貿(mào)易的總出口受到抑制，總出口驟減使得DVA占比受到較大的影響，這也與Stehrer et al.(2012)的結(jié)論相一致(2)Stehrer et al.(2012)指出，隨著全球價值鏈國際分工體系在世界范圍內(nèi)的擴(kuò)展和深化，大多數(shù)國家(或地區(qū))參與這一分工的程度在提升，但在2009年這一程度有著不同比例的下降，主要是因為在全球性金融危機(jī)背景下各國采取貿(mào)易保護(hù)主義。。2012年和2014年DVA開始逐步回升到2004年的水平，說明隨著世界經(jīng)濟(jì)一體化程度的提高，中國開始逐步深化全球價值鏈參與度，優(yōu)化對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，對出口商品結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整和升級，支持出口企業(yè)向價值鏈高端延伸，提高中國在國際分工中的地位。

表1 中國對貿(mào)易伙伴總出口的國內(nèi)增加值分解 %

資料來源：根據(jù)對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)全球價值鏈研究院的數(shù)據(jù)整理得出。

由表1，我們發(fā)現(xiàn)中國出口的國內(nèi)增加值主要是以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值(DVA_FIN)，而以中間產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值(ZJP)較小，這表明中國作為國際生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)和生產(chǎn)體系下的最終出口平臺，仍處于全球價值鏈的下游位置。近年來，DVA_FIN數(shù)值不斷下降，ZJP數(shù)值不斷升高且DVA_INT和DVA_INTrex的數(shù)值都在逐步升高(如圖1)，通過這一現(xiàn)象我們可以看出，中國正在進(jìn)行相應(yīng)的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，擴(kuò)大中間產(chǎn)品增加值的出口。表1中RDV的占比非常小，這是由于中國仍處于國際分工和全球價值鏈的下游位置，處于“微笑曲線”谷底，主要參與以加工、組裝為主的低端生產(chǎn)環(huán)節(jié)，不同于發(fā)達(dá)國家的產(chǎn)品設(shè)計、研發(fā)和核心零部件的出口。因此，很少會有從中國出口的增加值，被其他國家進(jìn)口并用于生產(chǎn)中間產(chǎn)品后，再返回中國并最終在國內(nèi)被吸收?？v觀2000—2014年RDV占比的上升趨勢(如圖2)，可以充分說明中國正在從全球價值鏈的下游位置向全球價值鏈中上游攀升。

圖1 DVA分解后占比變化

圖2 RDV和DVA總占比變化

三、變量選擇與計量模型構(gòu)建

(一)變量選取及計量模型設(shè)定

如已有研究所強(qiáng)調(diào)的，OFDI動機(jī)大致可分為4類：市場尋求型、資源尋求型、效率尋求型和戰(zhàn)略資源尋求型[15]。從OFDI的“二元”路徑分類，又可分為順梯度OFDI和逆梯度OFDI[16-17]。其中，前者是指從發(fā)達(dá)國家流向欠發(fā)達(dá)國家的海外投資活動，傾向于資源與效率尋求型OFDI；后者是指欠發(fā)達(dá)國家對發(fā)達(dá)國家的投資，傾向于戰(zhàn)略資源和市場尋求型OFDI。

(1)市場尋求型OFDI是母國為了擴(kuò)大在東道國的市場份額而進(jìn)行的投資，具體分為開拓新市場和規(guī)避貿(mào)易壁壘等不同情況。如果OFDI以在東道國開辟新市場為目的，則有利于中國擴(kuò)大出口產(chǎn)品份額，從而增加出口的國內(nèi)增加值。Buckley和Casson(1981)[18]認(rèn)為，如果母國 OFDI 的目的是為了規(guī)避貿(mào)易壁壘，那么母國OFDI與對外貿(mào)易之間存在替代關(guān)系。此時，中國的對外直接投資不利于出口國內(nèi)增加值的提升。

(2)資源尋求型OFDI的主要目的是獲取東道國豐富的能源與資源，它能夠通過生產(chǎn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和出口中間產(chǎn)品提升母國生產(chǎn)效率[19]。對境外資源的開發(fā)同時會帶動生產(chǎn)設(shè)備以及技術(shù)和勞務(wù)的出口，對中國國內(nèi)增加值的出口具有正向促進(jìn)作用。

(3)效率尋求型OFDI的投資對象是擁有廉價勞動力和土地資源的發(fā)展中國家，傾向于投資母國已喪失比較優(yōu)勢的邊際產(chǎn)業(yè)。中國在進(jìn)行此類型OFDI時，可以充分發(fā)揮比較優(yōu)勢，將國內(nèi)相對過剩的產(chǎn)能進(jìn)行轉(zhuǎn)移，一方面降低生產(chǎn)成本和擴(kuò)大產(chǎn)品市場，另一方面帶動設(shè)備、技術(shù)以及中間產(chǎn)品和勞務(wù)的輸出，有利于促進(jìn)國內(nèi)增加值的出口。

(4)戰(zhàn)略資源尋求型OFDI的主要目的是獲得發(fā)達(dá)國家的先進(jìn)技術(shù)、高端人才以及營銷和管理經(jīng)驗，也就是中國企業(yè)通過“走出去”主動獲得一些可以作為核心競爭優(yōu)勢的戰(zhàn)略性資源。中國長期處于價值鏈的低端制造環(huán)節(jié)，而戰(zhàn)略資源尋求型OFDI恰可以提高處于微笑曲線兩端的研發(fā)和營銷環(huán)節(jié)上的競爭力。但是否真的能夠通過戰(zhàn)略資源尋求型OFDI，獲得先進(jìn)的技術(shù)和營銷管理經(jīng)驗，促進(jìn)中間產(chǎn)品出口，改善出口國內(nèi)增加值結(jié)構(gòu)，還是中國國內(nèi)仍專注于初級產(chǎn)品的生產(chǎn)和低端加工組裝環(huán)節(jié)，只能顯著提高最終產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值，還是一個有待進(jìn)一步研究的問題。

中國出口的國內(nèi)增加值不僅取決于中國對貿(mào)易伙伴的直接投資，也與貿(mào)易伙伴特征密切相關(guān)。為了研究中國對何種貿(mào)易伙伴的出口能夠更好地促進(jìn)中國出口國內(nèi)增加值的提高，我們從以下四個方面來分析貿(mào)易伙伴特征與中國出口國內(nèi)增加值的關(guān)系。

(1)貿(mào)易伙伴國內(nèi)生產(chǎn)總值。Tinbergen、Poyhonen最早在國際貿(mào)易領(lǐng)域研究中應(yīng)用了引力模型，認(rèn)為兩國間貿(mào)易規(guī)模與二者的經(jīng)濟(jì)規(guī)模(GDP)成正比。已有大量學(xué)者用實證研究結(jié)果證明了這一觀點[20-22]，但上述經(jīng)典文獻(xiàn)均關(guān)注的是GDP與出口總值的關(guān)系。在當(dāng)前全球價值鏈分工背景下，正如Zhang等(2012)[23]指出的，貿(mào)易本質(zhì)上不再是物品的貿(mào)易(Trade in Goods)，而是增加值的貿(mào)易(Trade in Value-added)，用出口增加值衡量出口量更加準(zhǔn)確，因此，本文不再關(guān)注總量的增長，而是將出口總值替換為出口增加值[3]91-108，把中國出口貿(mào)易的重心由“總量增長”向“增加值提高”轉(zhuǎn)移。事實上，貿(mào)易伙伴的GDP與出口增加值也有密切關(guān)系。貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)實力(GDP)的增加，會促進(jìn)中國出口增加值規(guī)模的增加[5]35。

(2)貿(mào)易伙伴人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。主要用來反映貿(mào)易伙伴對進(jìn)口商品的需求層次，如對質(zhì)量、品牌、增加值高低等因素的偏好程度[24]。當(dāng)前全球價值鏈背景下分工愈加復(fù)雜化，出口貿(mào)易增加值的高低與貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密不可分。具體而言，高水平的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對進(jìn)口商品品質(zhì)和技術(shù)水平等會有更高的要求。經(jīng)驗研究表明，在其他條件不變的情況下，貿(mào)易伙伴的需求層次越高，越能促進(jìn)中國出口增加值的增加[5]35。

(3)貿(mào)易伙伴國內(nèi)勞動生產(chǎn)率。比較優(yōu)勢理論認(rèn)為兩國間勞動生產(chǎn)率的差異決定了貿(mào)易模式與規(guī)模。在當(dāng)今垂直專業(yè)化分工模式下，各國實際上是依據(jù)比較優(yōu)勢進(jìn)行價值鏈環(huán)節(jié)的分工，這就意味著勞動生產(chǎn)率也會對價值鏈分工模式和貿(mào)易增加值規(guī)模產(chǎn)生影響?？梢哉f生產(chǎn)率是決定全球價值鏈分工是否處于中高端環(huán)節(jié)的要素。因此，我們假設(shè)：在其他條件不變的情況下，貿(mào)易伙伴的勞動生產(chǎn)率越高，經(jīng)濟(jì)和技術(shù)發(fā)展水平越高，對中國出口高端產(chǎn)品的需求越高，中國出口增加值的規(guī)模越大。

(4)經(jīng)濟(jì)制度距離。經(jīng)濟(jì)制度距離主要表示我國與出口目的地國家的經(jīng)濟(jì)制度條件上的差異。理論上講，制度距離對于雙邊貿(mào)易起阻礙作用。制度距離引發(fā)了國際貿(mào)易的風(fēng)險，增加了國際貿(mào)易的成本[14]39-48，進(jìn)而影響兩國間貿(mào)易流量[13]45-52。因此，我們假設(shè)：貿(mào)易伙伴與中國的經(jīng)濟(jì)制度差異越大，越不利于中國國內(nèi)增加值的出口。

除了以上因素外，還有其他因素會影響中國的出口國內(nèi)增加值。例如，相對要素稟賦，當(dāng)貿(mào)易伙伴與中國的資本充裕度不同時，可能會影響中國對其出口的國內(nèi)增加值；相對匯率，單位人民幣的外幣價值越高，中國出口的國內(nèi)增加值的價值越高；地理距離，根據(jù)傳統(tǒng)引力模型的觀點，兩國之間地理距離變遠(yuǎn)時，出口會降低；其他，如2008年的全球金融危機(jī)也會影響中國國內(nèi)增加值的出口。

根據(jù)以上分析，本文建立了如下探究對外直接投資和貿(mào)易伙伴特征對中國出口國內(nèi)增加值影響的計量經(jīng)濟(jì)模型：

lnDit=α+β1lnOFDIit+β2lngdpit+β3lnpergdpit+β4lnlpit+β5lnzdjlit+β6lnxdysbfit+β7lnxdhlit+β8lndiscapi+β9wjit+μi+εit

(1)

其中，i表示中國的貿(mào)易伙伴；t表示年份；β1-β9為待估參數(shù)；μi表示個體固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)擾動項。被解釋變量lnDit表示反應(yīng)出口國內(nèi)增加值規(guī)模的lndvait以及表示出口國內(nèi)增加值結(jié)構(gòu)的lnfinit和lnzjpit。其中，lndvait為t時期中國對貿(mào)易伙伴i國出口國內(nèi)增加值總和DVA的對數(shù)，lnxdysbfit是t時間i國與中國相對要素稟賦的對數(shù)，lnfinit是t時期i國與中國相對要素稟賦的對數(shù)，lnfinit為t時期中國對貿(mào)易伙伴i國以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值FIN的對數(shù)，lnzjpit為t時期中國對貿(mào)易伙伴i國以中間產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值ZJP的對數(shù)；解釋變量lnOFDIit表示t時期中國對i國直接投資的對數(shù)，lngdpit是t時期貿(mào)易伙伴i國GDP的對數(shù)，lnpergdpit表示t時期i國人均GDP的對數(shù)，lnlpit是t時期i國勞動生產(chǎn)率的對數(shù)，lnzdjlit表示t時期雙方經(jīng)濟(jì)制度距離的對數(shù)，lnxdysbfit是t時期i國與中國相對要素稟賦的對數(shù)，lnxdhlit是t時期人民幣雙邊名義匯率的對數(shù)，lndiscapi表示t時期雙方貿(mào)易距離的對數(shù)，wjit為2008年金融危機(jī)虛擬變量。

(二)樣本、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

被解釋變量：DVA為表1中的DVA總和；FIN為表1中以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值DVA_FIN；ZJP為表1中DVA_INT與DVA_INTrex之和，表示以中間產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值。以上數(shù)據(jù)均來源于對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)全球價值鏈研究院，樣本涵蓋中國對i國(41個主要貿(mào)易伙伴(3)41個國家，包括澳大利亞、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、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、立陶宛、盧森堡、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、美國。)t時期(2003—2014年)出口的國內(nèi)增加值，是本文的被釋變量。

核心解釋變量：(1)OFDI是中國在t時期對貿(mào)易伙伴i國的直接投資，數(shù)據(jù)來源于貿(mào)發(fā)會議UNCTAD。(2)GDP反映了t時期i國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、市場容量。數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。(3)人均GDP為t時期i國的人均收入水平，反映了i國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度以及對進(jìn)口商品的需求水平，如質(zhì)量、品牌等。數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。(4)lp是t時期i國每位雇傭勞動者生產(chǎn)產(chǎn)品的總價值，表示i國的勞動生產(chǎn)率的高低。數(shù)據(jù)來源于The Conference Board的TED數(shù)據(jù)庫。(4)zdjl反映了兩國經(jīng)濟(jì)制度距離的遠(yuǎn)近。zdjlit=Iit-Imt，其中zdjlit為i國與中國之間在t時期的經(jīng)濟(jì)制度距離，Iit是i國t時期經(jīng)濟(jì)自由度上的總得分，Imt是母國(中國)t時期經(jīng)濟(jì)自由度上的總得分。數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會的全球經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)(EFI)。

控制變量：(1)xdysbf為i國的人口/利率與中國的人口/利率之比，用來反映t時期貿(mào)易伙伴i國與中國要素充裕度的差異，其值越低，貿(mào)易伙伴的資本充裕度越高，其中，人口數(shù)據(jù)來源于世界銀行，利率數(shù)據(jù)(4)China、Turkey缺失數(shù)據(jù)用discoun rate補(bǔ)充，Indonesia數(shù)據(jù)用money market rate補(bǔ)充，Brazil數(shù)據(jù)用central bank policy rate補(bǔ)充。來源于IMF和OECD的Government bonds。(2)xdhl表示t時期i國與中國的名義匯率之比，即一單位人民幣的外幣價格，代表貨幣價格的波動情況，其值越高，表示人民幣的價值越高。名義匯率數(shù)據(jù)均來自于IMF。(3)discap為i國首都與中國首都之間的距離，反映了貿(mào)易成本的大小，與時期t無關(guān)。數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。(4)wjit為2008年金融危機(jī)虛擬變量，考慮到金融危機(jī)對中國出口國內(nèi)增加值的影響，將2008年取值為1，其余年份取值為0。

注：變量對外直接投資和制度距離存在負(fù)數(shù)據(jù)，因而作者采用先取絕對值再取對數(shù)，然后再添加負(fù)號的方式對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

表2報告了對全部變量的描述性統(tǒng)計。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了492個樣本，涵蓋了41個貿(mào)易伙伴2003—2014年的數(shù)據(jù)。通過對各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值的分析可知，不同國家間的變量數(shù)值存在著較大差異。

四、實證結(jié)果分析與穩(wěn)健性檢驗

(一)對出口增加值的回歸

本文首先對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗，以觀察變量間是否存在嚴(yán)重的共線性。經(jīng)檢驗變量lngdp和lnxdysbf以及變量lnpergdp和lnlp具有極強(qiáng)的相關(guān)性，于是本文進(jìn)一步將解釋變量重新分組，設(shè)立了三組模型如下：

模型1：lnDit=α+βlnOFDIit+β2lngdpit+β3lnlpit+β4lnzdjlit+β5lnxdhlit+β6lndiscapi+β7wjit+μi+εit

(2)

模型2：lnDit=α+βlnOFDIit+β2lnpergdpit+β3lnzdjlit+β4lnxdysbfit+β5lnxdhlit+β6lndiscapi+β7wjit+μi+εit

(3)

模型3：lnDit=α+βlnOFDIit+β2lnlpit+β3lnzdjlit+β4lnxdysbfit+β5lnxdhlit+β6lndiscapi+β7wjit+μi+εit

(4)

其中，模型1將GDP和生產(chǎn)率分為一組，模型2將人均GDP和要素稟賦分為一組，模型3將生產(chǎn)率和要素稟賦分為一組。此后，對模型1—模型3分別進(jìn)行了Hausman檢驗，結(jié)果表明，模型1—模型3使用固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。此外，本文進(jìn)一步采用了Wald檢驗的LR統(tǒng)計量進(jìn)行異方差檢驗，結(jié)果均強(qiáng)烈拒絕同方差的原假設(shè)，認(rèn)為模型存在組間異方差問題，因此本文的固定效應(yīng)模型均采用了異方差穩(wěn)健型估計，如表3所示。

盡管我們加入了多個控制變量，試圖控制所有可能影響出口國內(nèi)增加值的因素，但回歸方程仍然表現(xiàn)出一定的內(nèi)生性問題。具體來講是指，貿(mào)易伙伴的GDP、人均GDP、生產(chǎn)率和制度距離等貿(mào)易伙伴特征變量與中國出口的國內(nèi)增加值之間存在內(nèi)生性?？紤]到回歸方程可能因具有反向因果和遺漏變量的問題導(dǎo)致內(nèi)生性，使得估計結(jié)果有偏和非一致，為了增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文在運用固定效應(yīng)Fe進(jìn)行估計的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步使用面板廣義矩估計GMM對模型1—模型3進(jìn)行回歸，其中內(nèi)生變量的處理選擇其一階滯后項作為工具變量進(jìn)行回歸，估計結(jié)果如表4所示。

表3 全樣本回歸結(jié)果

注：***和**和*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號中為t統(tǒng)計量；下同。

表4 全樣本回歸結(jié)果

表3和表4報告了全樣本國家的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示Fe與GMM的估計結(jié)果具有較高的一致性，但GMM的估計結(jié)果更為顯著。綜合以上兩種效應(yīng)，表3和表4中第(1)到(9)列匯報了OFDI對中國出口的國內(nèi)增加值的影響，結(jié)果表明中國對外直接投資與出口國內(nèi)增加值總和DVA、出口最終產(chǎn)品的國內(nèi)增加值FIN以及出口中間產(chǎn)品的國內(nèi)增加值ZJP均顯著正相關(guān)，說明中國對貿(mào)易伙伴的直接投資確實能夠拓寬市場，優(yōu)化和改善中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和資源配置，提升中國出口國內(nèi)增加值的規(guī)模以及改善出口國內(nèi)增加值的結(jié)構(gòu)。第(1)、(4)、(7)列中貿(mào)易伙伴GDP的系數(shù)均顯著為正，與預(yù)期結(jié)果一致，說明貿(mào)易伙伴GDP越高，越有利于中國國內(nèi)增加值的出口。第(2)、(5)、(8)列貿(mào)易伙伴人均GDP的系數(shù)顯著為正，表明貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，中國出口的國內(nèi)增加值DVA、FIN和ZJP均越高，說明與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的貿(mào)易伙伴進(jìn)行貿(mào)易，對中國出口的國內(nèi)增加值的規(guī)模和結(jié)構(gòu)均有正向影響，與預(yù)期結(jié)果一致。因此，中國“一帶一路”倡議在大力推進(jìn)與發(fā)展中國家經(jīng)貿(mào)合作的同時，也應(yīng)加強(qiáng)拓展與發(fā)達(dá)國家的經(jīng)貿(mào)往來，從而有效提高出口國內(nèi)增加值的規(guī)模，改善出口國內(nèi)增加值的結(jié)構(gòu)。第(1)、(3)、(4)、(6)、(7)、(9)列匯報了貿(mào)易伙伴生產(chǎn)率對中國出口國內(nèi)增加值的影響，結(jié)果表明貿(mào)易伙伴勞動生產(chǎn)率與中國出口國內(nèi)增加值顯著正相關(guān)。這也與前文結(jié)論相一致，說明中國對高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、高生產(chǎn)率的國家出口，能夠顯著促進(jìn)出口國內(nèi)增加值的提升。第(1)到(9)列詳盡地列示了貿(mào)易伙伴與中國間經(jīng)濟(jì)制度距離的負(fù)向效應(yīng)，說明制度距離確實對出口國內(nèi)增加值的增長起了一定的阻礙作用，即與貿(mào)易伙伴之間過大的制度差異，增加了雙邊貿(mào)易的成本，不利于中國國內(nèi)增加值的出口。

為了充分考慮貿(mào)易伙伴的群組異質(zhì)性，得到更為穩(wěn)健的分組回歸結(jié)果，我們把總樣本按照區(qū)域整合分為歐盟和“一帶一路”沿線國家，按照貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為發(fā)達(dá)國家和新興市場國家。按照上文同樣的處理方式，我們選擇更為穩(wěn)健的GMM模型對不同類型國家進(jìn)行分組單獨回歸，結(jié)果如表5、7、8、9所示。

表5 歐盟(5)歐盟國家包括：奧地利、比利時、保加利亞、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、愛爾蘭、意大利、立陶宛、盧森堡、拉脫維亞、馬耳他、荷蘭、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典。國家回歸結(jié)果

表5是以歐盟國家為樣本的回歸結(jié)果。與全樣本不同，核心解釋變量OFDI對DVA總和的影響不再顯著，說明對歐盟貿(mào)易伙伴的OFDI不能顯著拉動中國出口國內(nèi)增加值規(guī)模的提升。對于OFDI對增加值結(jié)構(gòu)的影響，變量OFDI與FIN顯著正相關(guān)，但對ZJP的回歸結(jié)果并不顯著，說明中國對歐盟的直接投資只能對以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值有一定的正向影響，并不能改善中國國內(nèi)增加值的出口大量集中于最終產(chǎn)品出口這一現(xiàn)象。這也與劉會政等(2018)[25]的結(jié)論相一致(6)中國向歐盟出口的增加值仍然以資本和低技術(shù)勞動力創(chuàng)造的最終產(chǎn)品為主。。2011年，我國對歐盟直接投資排名前三位的主要行業(yè)為租賃與商務(wù)服務(wù)業(yè)、制造業(yè)與采礦業(yè)，而科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)等行業(yè)的投資僅占2011年中國對歐盟總投資的0.9%[26]。雖然戰(zhàn)略資源獲取也是中國企業(yè)對歐盟投資的動機(jī)之一，但大部分中國企業(yè)(85%)的投資行為還是注重進(jìn)入歐洲市場，為其提供商品或服務(wù)[27]。由此可見，市場獲取型動機(jī)是中國企業(yè)對歐盟直接投資的最主要動機(jī)。因此，從拉動中國出口國內(nèi)增加值的角度而言，中國在制定實施對歐盟直接投資戰(zhàn)略時，還應(yīng)加大推進(jìn)戰(zhàn)略資源尋求型OFDI，注重OFDI動機(jī)背后的真實投資情況，主動獲得一些可以作為核心競爭優(yōu)勢的戰(zhàn)略性資源，提高處于微笑曲線兩端的研發(fā)和營銷環(huán)節(jié)上的競爭力，從而有效擴(kuò)大出口增加值的規(guī)模，改善出口增加值的結(jié)構(gòu)。對貿(mào)易伙伴特征的回歸結(jié)果顯示，貿(mào)易伙伴GDP、人均GDP、生產(chǎn)率和制度距離的估計結(jié)果均與全樣本保持高度的一致性，本文此處不再贅述。

表6 “一帶一路”(7)“一帶一路”國家包括：保加利亞、捷克、愛沙尼亞、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、印度、立陶宛、拉脫維亞、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、土耳其。國家回歸結(jié)果

表6是以“一帶一路”國家為樣本的回歸結(jié)果。第(1)到(3)列和第(7)到(9)列結(jié)果中OFDI變量系數(shù)顯著正，說明中國對外直接投資不但能夠顯著拉動出口國內(nèi)增加值規(guī)模的擴(kuò)大，還能夠提升以中間產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值，從而有效改善我國的出口國內(nèi)增加值結(jié)構(gòu)。該研究結(jié)果對中國“一帶一路”倡議的實施具有十分重要的啟示意義。從估計結(jié)果和實際情況來看，中國企業(yè)對“一帶一路”國家的直接投資類型傾向于開拓市場、資源尋求和效率尋求?！耙粠б宦贰倍鄶?shù)相關(guān)國家的技術(shù)水平相對有限，在加快同周邊國家基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通的過程中，需要中國提供相應(yīng)的零部件、機(jī)械設(shè)備等具有高增加值的中間產(chǎn)品。在這一過程中，中國一方面能夠帶動國內(nèi)設(shè)備、技術(shù)以及中間產(chǎn)品和勞務(wù)的輸出從而顯著提高出口國內(nèi)增加值，獲得更多的貿(mào)易利得，改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)，保證對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展；另一方面能夠充分發(fā)揮與各國的貿(mào)易互補(bǔ)性，同各國一道推動世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，以實際行動推動經(jīng)濟(jì)全球化，造福世界各國人民。貿(mào)易伙伴特征變量GDP、人均GDP、生產(chǎn)率的估計結(jié)果與全樣本一致。制度距離變量對出口國內(nèi)增加值總和DVA和以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值FIN的影響不再顯著，但對以中間產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值ZJP有顯著的負(fù)向影響。研究結(jié)果表明，中國與“一帶一路”國家間過大的制度距離會阻礙中間產(chǎn)品國內(nèi)增加值的出口。

表7 發(fā)達(dá)國家(8)發(fā)達(dá)國家包括：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、德國、丹麥、西班牙、英國、芬蘭、法國、愛爾蘭、日本、韓國、盧森堡、荷蘭、挪威、葡萄牙、瑞典、美國、塞浦路斯、馬耳他、斯洛文尼亞?；貧w結(jié)果

表7是發(fā)達(dá)國家的回歸結(jié)果。第(4)到(6)列OFDI變量顯著為正，由此可見，雖然與歐盟樣本相比，對發(fā)達(dá)國家全體的直接投資對于提高中國出口國內(nèi)增加總值的作用更加積極一些，但其主要仍是拉動了以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值，并不能有效地改善出口國內(nèi)增加值的結(jié)構(gòu)。這說明，雖然中國對于美、日等非歐洲發(fā)達(dá)國家的直接投資在類型上更加多元化，但總體而言中國對發(fā)達(dá)國家仍主要是進(jìn)行市場尋求型和戰(zhàn)略資源尋求型OFDI，這一因素加上中國國內(nèi)產(chǎn)能相對更多集中于加工組裝環(huán)節(jié)，導(dǎo)致最終相關(guān)投資只能顯著提高最終產(chǎn)品中出口的國內(nèi)增加值。這是由于中國的制度環(huán)境、研發(fā)水平和人力資本水平相對落后于發(fā)達(dá)國家，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展也滯后于發(fā)達(dá)國家。因此，本地公司在國際化的過程中可能會出現(xiàn)將“總部服務(wù)”(9)大型跨國公司將資源獲取環(huán)節(jié)、非核心零部件生產(chǎn)環(huán)節(jié)、加工裝配環(huán)節(jié)和銷售售后環(huán)節(jié)布局到海外，注重在母國生產(chǎn)核心零部件和提供以研發(fā)、財務(wù)、法律、設(shè)計等高端生產(chǎn)性服務(wù)為代表的“總部服務(wù)”。布局到發(fā)達(dá)國家的情況，導(dǎo)致國內(nèi)高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)“空心化”[3]91-108。綜上，中國還應(yīng)注重戰(zhàn)略資源尋求型對外直接投資的真實效果，在逆梯度OFDI的模式下，通過獲得發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)、加大創(chuàng)新研發(fā)力度、引進(jìn)和培養(yǎng)高端人才、提高營銷管理水平，從根本上提高增加值規(guī)模，優(yōu)化增加值出口結(jié)構(gòu)，從而有效提高中國的出口貿(mào)易利得，保證對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展。貿(mào)易伙伴GDP、人均GDP、生產(chǎn)率的回歸結(jié)果均與全樣本一致，在1%的統(tǒng)計水平上正顯著。與全樣本不同的是，制度距離變量的系數(shù)全部顯著為正。對比表7發(fā)達(dá)國家和表5歐盟貿(mào)易伙伴對于制度距離變量的回歸的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)中國對除歐盟以外的其他發(fā)達(dá)國家，如美國、日本、加拿大和澳大利亞等國家的出口，制度因素對其出口增加值沒有明顯的阻礙作用。

表8是新興市場國家的回歸結(jié)果。核心解釋變量OFDI在被解釋變量為DVA和ZJP時系數(shù)顯著為正。這驗證了中國對新興經(jīng)濟(jì)體及其他發(fā)展中國家的直接投資主要為市場尋求型和效率尋求型OFDI的觀點[28]。顯然，中國在對新興市場國家直接投資的過程中，對出口國內(nèi)增加值規(guī)模的擴(kuò)大和結(jié)構(gòu)的調(diào)整起到了積極的正向作用。貿(mào)易伙伴GDP、人均GDP、生產(chǎn)率的估計結(jié)果與全樣本基本一致；制度距離變量在被解釋變量為DVA和ZJP時顯著為負(fù)，說明貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)制度安排與中國的經(jīng)濟(jì)制度安排差異越大，貿(mào)易成本越大，越會阻礙中間產(chǎn)品國內(nèi)增加值的出口。當(dāng)前，新興市場國家的群體性崛起成為不可逆轉(zhuǎn)的時代潮流，中國應(yīng)加強(qiáng)對新興市場國家的直接投資，與新興市場國家團(tuán)結(jié)協(xié)作，共同構(gòu)建開放型世界經(jīng)濟(jì)，攜手開辟公平、開放、全面、創(chuàng)新的發(fā)展之路，為世界經(jīng)濟(jì)增長做出更大貢獻(xiàn)。

表8 新興市場國家(10)新興市場國家(廣義的)包括：保加利亞、巴西、捷克、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、印度、韓國、立陶宛、拉脫維亞、墨西哥、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、土耳其?；貧w結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

首先本文設(shè)立了多個模型。由上文表3到表8的回歸分析結(jié)果可以看出，上述核心解釋變量在不同模型的回歸結(jié)果中均顯示出了較為穩(wěn)定的結(jié)論，這在一定程度上說明了本文計量模型設(shè)定的合理性，表明實證結(jié)論具有強(qiáng)烈的穩(wěn)健性，可以作為討論依據(jù)。

其次，本文對比分析了不同類型國家的分組回歸結(jié)果。表5到表8按照區(qū)域特征和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將總樣本劃分為歐盟和“一帶一路”國家以及發(fā)達(dá)國家和新興市場國家，并對分組回歸結(jié)果進(jìn)一步對比分析，充分驗證了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

最后，本文為了進(jìn)一步檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，采用生產(chǎn)率的不同測量指標(biāo)進(jìn)行回歸，再次作為穩(wěn)健性檢驗的結(jié)論。上文對于生產(chǎn)率指標(biāo)的衡量口徑為每位雇傭勞動者生產(chǎn)產(chǎn)品的總價值，因此下文將生產(chǎn)率指標(biāo)的衡量口徑替換為每一小時生產(chǎn)產(chǎn)品的總價值，數(shù)據(jù)來源于The Conference Board的TED數(shù)據(jù)庫。依照上文同樣的估計方法對全樣本的模型1—模型3進(jìn)行重新回歸，結(jié)果如表9所示。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，替換生產(chǎn)率變量的回歸結(jié)果和前文結(jié)果基本一致，第(1)、(3)、(4)、(6)、(7)、(9)列顯示貿(mào)易伙伴生產(chǎn)率對中國出口的國內(nèi)增加值存在正向效應(yīng)，并在1%的水平上顯著。其他變量的系數(shù)和顯著性也無明顯變化，再次說明了本文回歸估計的實證結(jié)果具有一定的可靠性和穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與政策建議

本文選取了2000—2014年中國對41個貿(mào)易伙伴出口國內(nèi)增加值的面板數(shù)據(jù)，將出口國內(nèi)增加值分為以中間品形式出口的國內(nèi)增加值和以最終品形式出口的國內(nèi)增加值，運用廣義矩估計GMM方法研究了對外直接投資和貿(mào)易伙伴特征對出口國內(nèi)增加值規(guī)模和結(jié)構(gòu)的影響。從而了解在近年來對外投資迅猛發(fā)展的背后，中國對不同類型國家的直接投資如何會對中國出口的國內(nèi)增加值的規(guī)模和結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同的影響，以及在當(dāng)前中國貿(mào)易環(huán)境急遽變化，伙伴國需要更加多元化的情況下，中國對何種貿(mào)易伙伴的出口能夠更好地促進(jìn)出口國內(nèi)增加值的提高。實證檢驗結(jié)果表明，中國對“一帶一路”國家和新興市場國家的直接投資能夠顯著提高以中間品形式出口的國內(nèi)增加值和出口國內(nèi)增加值總和，由此可見，這類對外直接投資既能提高出口國內(nèi)增加值的規(guī)模又能改善出口國內(nèi)增加值結(jié)構(gòu)。而中國對歐盟和其他發(fā)達(dá)國家的直接投資只能顯著提高以最終產(chǎn)品形式出口的國內(nèi)增加值，并不能有效改善中國國內(nèi)增加值的出口大量集中于最終產(chǎn)品出口這一現(xiàn)象。貿(mào)易伙伴經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和勞動生產(chǎn)率對出口國內(nèi)增加值規(guī)模和結(jié)構(gòu)均具有顯著正向影響，說明中國與高GDP、高人均GDP和高生產(chǎn)率的國家進(jìn)行雙邊貿(mào)易，對其國內(nèi)增加值的出口有促進(jìn)作用。兩國間的制度距離對中國國內(nèi)增加值的出口具有一定的阻礙作用，但其并不會阻礙中國對歐盟以外其他發(fā)達(dá)國家(如美國、日本、加拿大，等)出口的國內(nèi)增加值。上述結(jié)論對于不同的模型設(shè)定具有穩(wěn)健性。本文的政策建議如下:

第一，中國應(yīng)積極推進(jìn)“一帶一路”國際合作的實施，加大對沿線國家OFDI的力度，進(jìn)一步強(qiáng)化交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，深化雙邊經(jīng)貿(mào)合作，拉動沿線國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展，構(gòu)建利益共同體、責(zé)任共同體和命運共同體。加大對新興市場國家的直接投資，堅持對外開放且積極參與全球價值鏈分工協(xié)作，延伸國內(nèi)增加值鏈條，促進(jìn)中國價值鏈地位的提升。

第二，中國應(yīng)該重視和改善對歐盟等發(fā)達(dá)國家直接投資的類型和動機(jī)，積極對技術(shù)領(lǐng)先國家實施戰(zhàn)略資源尋求型OFDI。一方面，通過嵌入發(fā)達(dá)國家研發(fā)資源集聚區(qū)，有效利用全球高水平研發(fā)資源，獲得先進(jìn)核心技術(shù)，引進(jìn)和培養(yǎng)高端人才，提升營銷管理水平，從而有效提高中國國內(nèi)增加值的出口。另一方面，通過加強(qiáng)國內(nèi)研發(fā)水平以提高對發(fā)達(dá)國家技術(shù)溢出的吸收能力，防止國際化的過程中可能會出現(xiàn)的將“總部服務(wù)”布局到發(fā)達(dá)國家和國內(nèi)高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空心化等一些不利于中國國內(nèi)增加值出口的情況。

第三，當(dāng)前中國國內(nèi)貿(mào)易環(huán)境急遽變化，貿(mào)易伙伴需要更加多元化。中國在推進(jìn)與發(fā)展中國家和新興市場國家經(jīng)貿(mào)合作時，應(yīng)選擇經(jīng)濟(jì)規(guī)模相對較大、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和生產(chǎn)率相對較高的國家進(jìn)行出口貿(mào)易，同時也應(yīng)加強(qiáng)拓展與美國、日本和加拿大等一些發(fā)達(dá)國家之間的經(jīng)貿(mào)往來，從而有效提高中國國內(nèi)增加值的出口。

第四，重視中國與“一帶一路”沿線國家、新興市場國家和歐盟國家間的制度共建，中國政府應(yīng)牽頭更多的國際多邊投資、貿(mào)易規(guī)則等的磋商，讓更多的貿(mào)易伙伴參與進(jìn)來，規(guī)避因制度距離過大而造成的阻礙國內(nèi)增加值出口的現(xiàn)象。中國與“一帶一路”沿線國家、新興市場國家和歐盟之間應(yīng)該通力合作，共同降低進(jìn)出口清關(guān)時間，提高產(chǎn)品運輸?shù)男?，簡化非必要程序，打破雙邊貿(mào)易的隱性壁壘，實現(xiàn)中國對主要貿(mào)易伙伴出口增加值的提升。