對外直接投資促進(jìn)了中國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型嗎？
——基于廣義矩估計的實證分析

劉輝群, 彭傳立

(天津商業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 天津 300134)

一國經(jīng)濟增長通常有兩條途徑：一是依靠全要素生產(chǎn)率(TFP)提高；二是依靠資本、勞動、土地等要素投入增加。前者稱之為集約型經(jīng)濟增長方式，后者稱之為粗放型經(jīng)濟增長方式。近年來，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，即由粗放型經(jīng)濟增長方式向集約型經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變，成為新時代經(jīng)濟發(fā)展的主題。我國長期實行的計劃生育政策導(dǎo)致人口紅利逐漸消失，人口生育率的持續(xù)走低也使得依靠勞動要素增長的經(jīng)濟增長模式難以為繼。同時，前期經(jīng)濟高速增長為我國積累了較高水平的資本存量，大大提高了企業(yè)對外直接投資(OFDI)的能力。商務(wù)部等部門聯(lián)合發(fā)布的《2019年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》數(shù)據(jù)顯示，我國對外直接投資流量自2012年以來連續(xù)八年穩(wěn)居全球前三位。按照Dunning的投資發(fā)展周期理論，我國國際直接投資正實現(xiàn)從第三階段向第四階段的過渡。對外直接投資在經(jīng)濟發(fā)展中的作用日益凸顯，勢必在一定程度上催化我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變。

從理論上解釋對外直接投資對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的作用機理，并實證評估我國對外直接投資對經(jīng)濟增長集約化水平發(fā)揮的作用，成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的問題。本文將在理論說明對外直接投資對經(jīng)濟增長方式作用的機理的基礎(chǔ)上，構(gòu)建包括經(jīng)濟增長集約化和對外直接投資在內(nèi)的計量模型，運用廣義矩估計(GMM)方法，實證檢驗兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系與傳導(dǎo)路徑，以期從中得出啟示。

一、對外直接投資影響經(jīng)濟增長方式的理論機制

從定量角度來看，如果全要素生產(chǎn)率增長率對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)與要素投入增長率對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)之比上升了，或者全要素生產(chǎn)率增長率在經(jīng)濟增長率中的貢獻(xiàn)份額增加了，就可以認(rèn)為經(jīng)濟增長方式趨于集約化或者說經(jīng)濟增長集約化水平提高了。為理論解釋對外直接投資對經(jīng)濟增長方式的作用機制，首先假定柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為以下形式：

(1)

式(1)中，Y為總產(chǎn)出，A為全要素生產(chǎn)率，K為資本投入，L為勞動投入，i表示省份，t表示年份，α和β分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性。假定規(guī)模報酬不變，即α+β=1，同時在保持希克斯中性技術(shù)進(jìn)步的條件下，對式(1)兩端同時取對數(shù)并求全微分得到：

(2)

根據(jù)式(2)，總產(chǎn)出增長率可分解為兩部分,一部分是全要素生產(chǎn)率增長率，另一部分是以產(chǎn)出彈性為權(quán)重的資本投入增長率與勞動投入增長率的加權(quán)平均數(shù)，從而從數(shù)理角度闡明了經(jīng)濟增長的兩條主要路徑。本文用經(jīng)濟增長集約化水平的變化反映經(jīng)濟增長方式的變化。厲無畏和王振[1]、唐未兵等[2]將經(jīng)濟增長集約化水平(IEG)定義為全要素生產(chǎn)率增長率對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)與要素投入增長率對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)之比，即

(3)

而趙文軍和于津平[3]、劉亮等[4]則直接用全要素生產(chǎn)率增長率與經(jīng)濟增長率之比來測度經(jīng)濟增長集約化水平，即

(4)

由于全要素生產(chǎn)率增長率對經(jīng)濟增長率的貢獻(xiàn)與要素投入增長率對經(jīng)濟增長率的貢獻(xiàn)此消彼長，故式(3)與式(4)并無本質(zhì)區(qū)別。根據(jù)式(3)，判斷經(jīng)濟增長集約化水平是否提高，要看全要素生產(chǎn)率增長率的增長幅度與要素投入增長率的增長幅度的不同組合情況。只有當(dāng)全要素生產(chǎn)率增長率的增長幅度超過要素投入增長率的增長幅度時，經(jīng)濟增長才趨向集約化。同時，式(3)和式(4)說明,只要全要素生產(chǎn)率增長率對經(jīng)濟增長率的貢獻(xiàn)份額增加，那么經(jīng)濟增長集約化水平也就提高了。全要素生產(chǎn)率提高主要源于生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步和資源配置效率提高[5-6]。因此，分析對外直接投資對經(jīng)濟增長集約化水平的影響，主要是分析對外直接投資是否提高了微觀生產(chǎn)效率和資源配置效率，而二者的提高則是通過對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)來實現(xiàn)的。

(一)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)傳導(dǎo)機制

對外直接投資對母國的逆向技術(shù)溢出能夠有力地推動母國技術(shù)進(jìn)步。大多數(shù)國內(nèi)學(xué)者運用Pottelsberghe和Lichtenberg[7]提出的擴展的國際技術(shù)溢出模型來檢驗我國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，研究表明我國對外直接投資是實現(xiàn)逆向技術(shù)溢出的有效渠道[8-10]。為了更好地解釋對外直接投資對經(jīng)濟增長集約化水平發(fā)揮作用的技術(shù)溢出傳導(dǎo)機制，本文根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議(UNCTAD)針對不同投資動機劃分的四種投資類型①進(jìn)行進(jìn)一步闡述。

市場尋求型對外直接投資主要有商貿(mào)服務(wù)型和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型兩大類。一方面，在母國勞動力成本優(yōu)勢和東道國高昂新建成本的權(quán)衡下，母國生產(chǎn)率水平較低的部分企業(yè)會選擇在東道國建立營銷網(wǎng)絡(luò)，而非在東道國直接生產(chǎn)。東道國與母國在宗教信仰、風(fēng)俗習(xí)慣等方面的差異導(dǎo)致的兩國消費需求差異，會倒逼母國以出口銷售為主的企業(yè)進(jìn)行差異性新產(chǎn)品開發(fā)或?qū)υ挟a(chǎn)品進(jìn)行改良，從而產(chǎn)生提高技術(shù)水平的激勵。另一方面，根據(jù)異質(zhì)企業(yè)投資理論[11]，如果母國企業(yè)的生產(chǎn)率超過母國對東道國出口所獲得的利潤與母國對東道國直接投資所獲得的利潤相等時的生產(chǎn)率臨界值②，為繞過貿(mào)易壁壘和降低運輸成本，母公司在東道國的子公司或分支機構(gòu)(以下簡稱“子公司”)可能會放棄從母國進(jìn)口，而選擇在東道國直接投資進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營活動。東道國企業(yè)已經(jīng)發(fā)展成熟的產(chǎn)品和生產(chǎn)工藝為子公司在當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)經(jīng)營起到了良好的示范作用，與東道國企業(yè)的激烈競爭也會迫使子公司進(jìn)行技術(shù)革新以爭奪海外市場份額。此外，中間產(chǎn)品市場的存在也為對外直接投資的逆向技術(shù)溢出創(chuàng)造了條件。為保持技術(shù)競爭優(yōu)勢并實現(xiàn)生產(chǎn)規(guī)模擴張，東道國企業(yè)更傾向于將先進(jìn)技術(shù)、生產(chǎn)工藝和管理經(jīng)驗傳授給產(chǎn)業(yè)鏈上游或下游的子公司[12]，因此母國企業(yè)更容易通過東道國關(guān)聯(lián)企業(yè)的前向和后向技術(shù)溢出實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。不管是需求倒逼、水平溢出還是垂直溢出，都能在一定程度上推動母國技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高母國經(jīng)濟增長集約化水平。

創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對外直接投資比較典型的投資形式有綠地投資、跨國并購和建立國際戰(zhàn)略聯(lián)盟等。母國企業(yè)通過在發(fā)達(dá)國家建立工業(yè)園、研發(fā)中心和實驗室，可以充分利用當(dāng)?shù)厝瞬拧⒓夹g(shù)和管理等方面的優(yōu)勢，同時還為母國職工創(chuàng)造了學(xué)習(xí)和模仿的機會，促進(jìn)了東道國知識和技術(shù)的反向溢出，從而使母國更快實現(xiàn)在尖端技術(shù)上的突破。資金實力雄厚的母國企業(yè)則可以通過跨國并購直接實現(xiàn)專利和技術(shù)內(nèi)部化，彌補自身技術(shù)上的不足。此外，母國企業(yè)與東道國企業(yè)開展國際經(jīng)濟技術(shù)合作，也在很大程度上促進(jìn)了技術(shù)人員和管理人員的國際交流，拓寬了逆向技術(shù)溢出的途徑。如果戰(zhàn)略資產(chǎn)的獲取和由此所帶來的逆向技術(shù)溢出使得母國全要素生產(chǎn)率增長率的增幅超過要素投入增長率的增幅，那么母國的經(jīng)濟增長集約化水平也就提高了。

資源尋求型和效率尋求型對外直接投資屬于順梯度對外直接投資，這兩類投資的技術(shù)溢出效應(yīng)可能并沒有前兩者顯著。

基于以上分析，本文提出理論假說1：市場尋求型對外直接投資和創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對外直接投資在我國對外直接投資中占據(jù)了較大比重，總體而言，對外直接投資可能通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)推動我國技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高我國的經(jīng)濟增長集約化水平。

(二)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)傳導(dǎo)機制

許多研究利用改進(jìn)的Chenery標(biāo)準(zhǔn)結(jié)構(gòu)模型對我國對外直接投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)進(jìn)行檢驗，結(jié)果表明，對外直接投資不僅能夠促進(jìn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，還能夠通過空間溢出機制促進(jìn)鄰近地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[13-14]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是通過提高資源配置效率進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率來實現(xiàn)經(jīng)濟增長的，具有集約經(jīng)濟增長效應(yīng)[15]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級意味著資源會在各部門之間重新配置。一般而言，資源會從生產(chǎn)率增長率低的部門向生產(chǎn)率增長率高的部門轉(zhuǎn)移，這就導(dǎo)致生產(chǎn)率增長較快部門的產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占的比重增加，而生產(chǎn)率增長較慢部門的產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占的比重降低，從而提高全行業(yè)的平均生產(chǎn)率；此外，要素逐利性意味著各部門的投入量也會隨產(chǎn)出的增加(或減少)而增加(或減少)，這也有助于實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率增長率的提高[16]。

發(fā)展中國家在經(jīng)濟高速增長的同時，一般也伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失調(diào)、產(chǎn)能過剩、資源開發(fā)過度以及環(huán)境污染等諸多弊病，而對外直接投資通過主動配置全球資源有效緩解了其中的陣痛。市場尋求型對外直接投資拓寬了海外市場，由此所引致的母公司在東道國的子公司或分支機構(gòu)對原材料、中間品以及產(chǎn)成品的需求增長，帶動了母國出口貿(mào)易的發(fā)展，消化了母國國內(nèi)多余的產(chǎn)能。同時，母國企業(yè)為了謀求長遠(yuǎn)發(fā)展，還會將對外直接投資所獲得的收益再投資于一些戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而實現(xiàn)母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對外直接投資能夠以綠地投資、跨國并購和國際經(jīng)濟技術(shù)合作等多種形式，將從東道國獲取的先進(jìn)技術(shù)通過示范效應(yīng)和競爭效應(yīng)反饋給母國，從而帶動母國相關(guān)產(chǎn)業(yè)向智能化、集約化方向發(fā)展。資源尋求型對外直接投資可以吸收東道國豐富且廉價的資源，有效降低生產(chǎn)成本，緩解母國資源緊缺的難題，提高資源利用效率，為母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供原材料和動力支持。效率尋求型對外直接投資可以直接將母國國內(nèi)已經(jīng)或即將喪失比較優(yōu)勢的“邊際產(chǎn)業(yè)”剝離到具備該種比較優(yōu)勢的其他發(fā)展中國家，降低國內(nèi)的人力資本成本，同時將國內(nèi)閑暇的生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)移到資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)，從而提高全行業(yè)的生產(chǎn)效率。

基于以上分析，本文提出理論假說2：對外直接投資可能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)提高資源配置效率，進(jìn)而提高我國的經(jīng)濟增長集約化水平。

對外直接投資對經(jīng)濟增長集約化水平的影響機制可以用圖1來形象表示。

二、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

除對外直接投資(OFDI)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(IND)會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響外，市場化進(jìn)程(MAR)[5]、對外經(jīng)濟開放度(OPEN)[17]和人力資本(HC)[6]也是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素，從而全要素生產(chǎn)率與各影響因素的關(guān)系可以表述為：

TFP(t)=eOFDI(t)+IND(t)+HC(t)+OPEN(t)+MAR(t)+μ(t)

(5)

式(5)中，μ(t)為隨機誤差項。對式(5)兩端同時取對數(shù)并對時間求導(dǎo)后得到：

gTFP=OFDI+IND+HC+OPEN+MAR+μ

(6)

不論采取式(3)還是式(4)的表達(dá)形式，經(jīng)濟增長集約化水平IEG都是全要素生產(chǎn)率增長率gTFP的函數(shù)，即IEG=F(gTFP)?？梢?，各影響因素都是通過作用于全要素生產(chǎn)率進(jìn)而對經(jīng)濟增長集約化水平產(chǎn)生影響的。為克服模型潛在的內(nèi)生性問題，本文建立以下動態(tài)面板計量模型：

IEGit=α+λIEGit-1+β1OFDIit+β2OFDIit-1+β3INDit+β4HCit+β5OPENit+β6MARit+μit

(7)

考慮到對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)可能與以人力資本為表征的吸收能力相關(guān)，本文借鑒Borensztein等[18]關(guān)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究，在模型(7)基礎(chǔ)上引入對外直接投資與人力資本的交叉項HCit×OFDIit,得到如下模型：

IEGit=γ+ζ1OFDIit+ζ2HCit×OFDIit+ΨXit+μit

(8)

為驗證對外直接投資是否通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級渠道促進(jìn)經(jīng)濟增長集約化，本文還在模型(7)的基礎(chǔ)上引入了對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的交叉項INDit×OFDIit,得到如下模型：

IEGit=λ+ξ1OFDIit+ξ2INDit×OFDIit+ψXit+μit

(9)

在模型(8)和模型(9)中，控制變量組X均為上文提到的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(IND)、人力資本(HC)、對外開放度(OPEN)和市場化進(jìn)程(MAR)。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為經(jīng)濟增長集約化水平(IEG)。為便于計算，選擇式(4)作為計算公式。本文采用增長核算方法測算全要素生產(chǎn)率增長率，根據(jù)式(2)，在規(guī)模報酬不變的假設(shè)下，只需求得資本產(chǎn)出彈性α即可。首先將式(1)兩端同除以就業(yè)人數(shù)L然后取對數(shù)，得到：

lnyit=lnAit+αlnkit

(10)

式(10)中，y=Y/L，k=K/L。按照習(xí)慣做法，將Ait=Ai0e代入式(10)，得到：

lnyit=lnAi0+t+αlnkit

(11)

式(11)中，Ai0為i地區(qū)的期初技術(shù)水平，為技術(shù)進(jìn)步率。利用該式便可以估計出資本產(chǎn)出彈性α，為消除自相關(guān)影響并且作為對照，對式(11)兩端取一階差分后得到：

Δlnyit=+αΔlnkit

(12)

圖1 對外直接投資對經(jīng)濟增長集約化水平的影響機制

同時使用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型對式(11)和式(12)進(jìn)行估計的結(jié)果顯示，資本產(chǎn)出彈性α數(shù)值相差不大。本文基于模型可能存在自相關(guān)的考慮，選擇式(12)，Hausman檢驗結(jié)果選擇了隨機效應(yīng)模型，最終取α=0.555。如此，根據(jù)式(2)(4)便可求出經(jīng)濟增長集約化水平IEG。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為對外直接投資(OFDI)，用各省份每年的對外直接投資流量表示，并且按照國家統(tǒng)計局公布的每年年末人民幣兌美元的中間匯率將其折算為人民幣計價，對于個別省份或年份的缺失數(shù)據(jù)采用插值法補充完整。

3.控制變量

(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(IND)。用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在總產(chǎn)值中的比重來反映。

(3)對外開放度(OPEN)。首先用進(jìn)出口總額與GDP之比得出外貿(mào)依存度，然后用實際利用外資額與GDP之比得出外資依存度，最后通過熵值法確定兩者權(quán)重并進(jìn)行加權(quán)計算，得出一個反映對外經(jīng)濟開放的綜合指標(biāo)對外開放度。

(三)數(shù)據(jù)來源

受數(shù)據(jù)可獲得性的限制，本文樣本區(qū)間為2003—2017年，匯率數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局，基年資本存量來自張軍等[19]的數(shù)據(jù)，市場化指數(shù)來自王小魯?shù)葘W(xué)者編制的各年度《中國分省份市場化指數(shù)報告》。如未加以說明，其他數(shù)據(jù)主要來自Wind金融終端和EPS知識服務(wù)平臺。

(四)描述性統(tǒng)計

根據(jù)表1，OFDI、HC和MAR的標(biāo)準(zhǔn)差均較大，說明在不同地區(qū)、不同年份，對外直接投資、人力資本和市場化程度存在較大差異。尤其是對外直接投資，西部地區(qū)的某些省份在早期對外直接投資額較少，與東部地區(qū)的對外直接投資額形成了較大反差。此外，解釋變量相關(guān)系數(shù)均未超過0.7，且方差膨脹因子取值范圍為[1.54，2.21]，遠(yuǎn)低于10，表明解釋變量之間不存在多重共線性。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證結(jié)果與討論

(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為避免面板數(shù)據(jù)不平穩(wěn)造成的偽回歸問題，本文運用HT檢驗、IPS檢驗和Hadri檢驗三種方法對變量進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如表2所示。根據(jù)表2，IND和MAR存在單位根，但一階差分通過了平穩(wěn)性檢驗，其他變量及其一階差分也都通過了平穩(wěn)性檢驗，表明所有變量數(shù)據(jù)均為一階單整序列。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

(二)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

GMM估計為克服模型內(nèi)生性問題提供了一種解決方案?？紤]到系統(tǒng)GMM可能比差分GMM的估計結(jié)果更有效率[22]，本文同時使用差分GMM和系統(tǒng)GMM分別對模型(7)、模型(8)和模型(9)進(jìn)行估計，結(jié)果分別如表3、表4所示。從檢驗結(jié)果來看，一階自相關(guān)檢驗拒絕而二階自相關(guān)檢驗未拒絕“擾動項不存在自相關(guān)”的原假設(shè)，Sargan檢驗并未拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，從而驗證了模型設(shè)定的合理性。

表3 基準(zhǔn)模型估計結(jié)果一

表4 基準(zhǔn)模型估計結(jié)果二

從表3可以看出，核心解釋變量對外直接投資(OFDI)及其一階滯后項的系數(shù)均顯著為正，表明不僅當(dāng)期對外直接投資能夠促進(jìn)經(jīng)濟增長集約化，往期對外直接投資也能推動經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型。這可能是由于對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)在當(dāng)期無法完全呈現(xiàn)出來，兩種效應(yīng)發(fā)揮存在一定時滯性：一方面，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮有賴于母國的吸收能力，而吸收能力的大小往往同母國與東道國之間初始技術(shù)水平以及人力資本水平的差距相關(guān)。如果東道國的初始技術(shù)水平和人力資本水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)領(lǐng)先于母國，那么母國可能需要花費更長的時間進(jìn)行學(xué)習(xí)、交流和模仿，才能將東道國的先進(jìn)技術(shù)徹底吸收、利用和轉(zhuǎn)化。另一方面，無論是逆梯度對外直接投資對母國資本、技術(shù)等的反饋，還是順梯度對外直接投資對母國“邊際產(chǎn)業(yè)”的轉(zhuǎn)移，并不都能立即促成母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。例如，市場尋求型對外直接投資利用外部市場積累的資本對新興產(chǎn)業(yè)再投資的過程中，產(chǎn)品研發(fā)周期可能比較漫長，成效需要在較長時間內(nèi)才能顯現(xiàn)出來。效率尋求型對外直接投資所引致的國內(nèi)要素重新配置也需要花費一定的時間，從而對母國產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生漸進(jìn)式而非突變式的影響。

從控制變量的估計結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(IND)的系數(shù)顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的確能夠通過資源配置效率的提高來實現(xiàn)集約型經(jīng)濟增長。對外開放度(OPEN)的系數(shù)也顯著為正，表明經(jīng)濟對外開放不僅實現(xiàn)了全要素生產(chǎn)率增長，而且提高了全要素生產(chǎn)率增長率在經(jīng)濟增長率中的貢獻(xiàn)份額，促進(jìn)了經(jīng)濟增長集約化。然而，人力資本(HC)和市場化進(jìn)程(MAR)的系數(shù)均顯著為負(fù)，對此的解釋是：即使人力資本和市場化進(jìn)程促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長率提高，也未必促進(jìn)了經(jīng)濟增長集約化，因為全要素生產(chǎn)率提高僅僅是經(jīng)濟增長集約化水平提高的一個必要條件，而非充分條件[2]。衡量集約型經(jīng)濟增長，要看全要素生產(chǎn)率增長率在經(jīng)濟增長率中的份額是否增加，或者說要看全要素生產(chǎn)率增長率的增加幅度是否超過了要素投入增長率的增加幅度。人力資本對經(jīng)濟增長集約化產(chǎn)生制約作用的主要原因可能是人力資本提高背后投入的要素增長率增幅超過了其帶來的全要素生產(chǎn)率增長率的增幅，而市場化進(jìn)程對經(jīng)濟增長集約化產(chǎn)生制約作用的主要原因可能是非國有企業(yè)追求利潤最大化的動機使其投入了更多的資本、勞動等生產(chǎn)要素，卻忽視了技術(shù)進(jìn)步和效率提升對其經(jīng)營業(yè)績的貢獻(xiàn)。

為驗證對外直接投資是否通過上述兩種渠道對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型發(fā)揮作用，本文還對模型(8)和模型(9)分別進(jìn)行了檢驗。如表4所示，列(1)和列(4)分別是用一階差分GMM和一階系統(tǒng)GMM估計的未加入OFDI一階滯后項的結(jié)果，各變量系數(shù)大小及顯著性與表3基本一致。列(2)和列(3)分別為一階差分GMM估計的模型(8)和模型(9)的結(jié)果，列(5)和列(6)分別為一階系統(tǒng)GMM估計的模型(8)和模型(9)的結(jié)果。由結(jié)果可知，人力資本與對外直接投資的交叉項(HC×OFDI)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與對外直接投資的交叉項(IND×OFDI)的系數(shù)均顯著為正，說明對外直接投資與人力資本之間以及對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間具有互補效應(yīng)。一方面，以人力資本水平為表征的吸收能力的提高，增強了對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，推動了母國技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高了母國的經(jīng)濟增長集約化水平。另一方面，對外直接投資促進(jìn)了母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，實現(xiàn)了資源配置效率的提高，進(jìn)而推動了母國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)型。因此，本文的理論假說得到驗證，即對外直接投資通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)兩種渠道提高了我國的經(jīng)濟增長集約化水平。

(三)內(nèi)生性討論

經(jīng)濟增長集約化水平越高，意味著全要素生產(chǎn)率增長率在經(jīng)濟增長率中的貢獻(xiàn)越大，此時企業(yè)可能擁有了某種技術(shù)或其他方面的壟斷優(yōu)勢，從而產(chǎn)生對外直接投資的意愿。這就導(dǎo)致對外直接投資與經(jīng)濟增長集約化水平之間可能存在雙向因果關(guān)系。此外，遺漏重要的解釋變量以及測量誤差的存在也可能導(dǎo)致模型的內(nèi)生性問題。除了在上文中用GMM估計進(jìn)行補救外，為進(jìn)一步驗證基準(zhǔn)模型估計結(jié)果的合理性，本文借鑒劉亮等[4]的做法，選用各省份每年的專利授權(quán)數(shù)(TI)作為工具變量，然后運用差分GMM和系統(tǒng)GMM方法分別對模型(7)、模型(8)和模型(9)進(jìn)行重新估計,結(jié)果分別如表5、表6所示。二階自相關(guān)檢驗和Sargan檢驗均未拒絕原假設(shè)，說明模型設(shè)定具有合理性。

表5的估計結(jié)果顯示，核心解釋變量對外直接投資(OFDI)及其一階滯后項的系數(shù)依舊顯著為正。表6的估計結(jié)果顯示，一階系統(tǒng)GMM估計的人力資本與對外直接投資交叉項(HC×OFDI)的系數(shù)不顯著，而一階系統(tǒng)GMM估計的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與對外直接投資交叉項(IND×OFDI)的系數(shù)顯著為正。一階差分GMM估計的人力資本與對外直接投資交叉項(HC×OFDI)的系數(shù)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與對外直接投資交叉項(IND×OFDI)的系數(shù)均顯著為正,這與基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果基本保持一致。此外，三個模型中控制變量的系數(shù)符號以及顯著性也均未發(fā)生明顯變化，從而說明了基準(zhǔn)模型估計結(jié)果的合理性。

表5 以TI為工具變量的內(nèi)生性檢驗結(jié)果一

表6 以TI為工具變量的內(nèi)生性檢驗結(jié)果二

(四)穩(wěn)健性檢驗

基于增長核算方法測算的全要素生產(chǎn)率增長率對具體生產(chǎn)函數(shù)形式有較強依賴性，并且按照索洛余值法，將資本和勞動以外的其他因素對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)都?xì)w為全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，這可能高估了全要素生產(chǎn)率增長率的絕對數(shù)值。為了保證基本模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文基于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的非參數(shù)方法，運用DEAP 2.1軟件對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了重新測算。在此基礎(chǔ)上重新計算出經(jīng)濟增長集約化水平IEG′，然后用IEG′替代基準(zhǔn)回歸中的IEG，并用差分GMM和系統(tǒng)GMM對模型(7)(8)(9)進(jìn)行了重新估計,模型(7)估計結(jié)果如表7所示，模型(8)(9)估計結(jié)果如表8所示。二階自相關(guān)檢驗和Sargan檢驗也都未拒絕原假設(shè)，說明計量模型設(shè)定具有合理性。

表7的估計結(jié)果顯示，系統(tǒng)GMM估計的對外直接投資(OFDI)的系數(shù)不顯著，而對外直接投資一階滯后項的系數(shù)顯著為正，再次驗證了對外直接投資對經(jīng)濟增長集約化水平發(fā)揮作用的時滯性。差分GMM估計的對外直接投資(OFDI)及其一階滯后項的系數(shù)顯著為正，與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果一致。表8的估計結(jié)果顯示，不論采用差分GMM還是系統(tǒng)GMM，人力資本與對外直接投資的交叉項(HC×OFDI)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與對外直接投資的交叉項(IND×OFDI)的系數(shù)顯著為正，也與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果一致。從控制變量來看，模型(7)估計結(jié)果中除了市場化進(jìn)程(MAR)的系數(shù)不顯著外，其余變量系數(shù)均通過了顯著性檢驗且與基準(zhǔn)模型估計結(jié)果的符號一致；模型(8)(9)估計結(jié)果中除了市場化進(jìn)程(MAR)和對外開放度(OPEN)的系數(shù)不顯著外，其余變量系數(shù)均通過了顯著性檢驗且與基準(zhǔn)模型估計結(jié)果的符號一致。這均表明基準(zhǔn)模型穩(wěn)健性良好。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果一

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果二

四、結(jié)論與建議

在探究對外直接投資與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系時，本文首先通過理論分析提出對外直接投資影響經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的兩種渠道，然后為了定量考察其影響并驗證這兩種影響渠道，構(gòu)建了經(jīng)濟增長方式的量化指標(biāo)——經(jīng)濟增長集約化水平，并基于2003—2017年我國省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用GMM方法進(jìn)行了實證分析。

(一)結(jié)論

研究結(jié)果表明：(1)在樣本區(qū)間內(nèi)，對外直接投資顯著提高了我國經(jīng)濟增長集約化水平，但該作用的發(fā)揮存在一定時滯。(2)以人力資本水平為表征的吸收能力的提高能夠更好地發(fā)揮對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，從而提高經(jīng)濟增長集約化水平。(3)對外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在良性互動關(guān)系，對外直接投資通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級渠道實現(xiàn)了集約型經(jīng)濟增長。

(二)建議

第一，對外直接投資是推動我國經(jīng)濟增長集約化的重要因素，應(yīng)提振企業(yè)對外直接投資的信心，減少對外直接投資限制，給予對外投資企業(yè)適當(dāng)激勵。在全球疫情大流行的背景下，單邊主義和保護(hù)主義乘勢而起，世界經(jīng)濟面臨諸多不確定性。在后疫情時代，我國要深化對外開放，不僅要“穩(wěn)外資”，同時也要促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行對外直接投資。既要重視向發(fā)達(dá)國家的逆梯度直接投資，又要重視向發(fā)展中國家的順梯度直接投資，充分發(fā)揮對外直接投資對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的積極作用。

第二，重視發(fā)揮人力資本的作用，提升人力資本回報率，提高對國外先進(jìn)技術(shù)的吸收能力。提高人力資本水平，不能單純注重學(xué)歷教育，而是要進(jìn)一步加強產(chǎn)學(xué)研深度融合，增強自主創(chuàng)新能力，將知識、技術(shù)和發(fā)明專利轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力。同時，重視從業(yè)人員技能培訓(xùn)，通過提高從業(yè)人員的學(xué)習(xí)和模仿能力以更好地吸收國外先進(jìn)技術(shù)。

第三，利用發(fā)達(dá)國家產(chǎn)業(yè)空心化契機，加快實現(xiàn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，構(gòu)筑穩(wěn)固安全的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈。我國正處于低端制造業(yè)向高端制造業(yè)轉(zhuǎn)型時期，在許多尖端科技領(lǐng)域仍處于被動地位，要充分利用國外產(chǎn)業(yè)空心化所營造的外部市場機遇，努力縮短產(chǎn)品研發(fā)周期，加速國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，通過對外直接投資和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的良性互動進(jìn)一步推動我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型。

注釋：

① 聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議(UNCTAD)針對不同的投資動機，將對外直接投資劃分為市場尋求型、效率尋求型、資源尋求型和創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型四種類型。