，

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)對(duì)外直接投資(Outward Foreign Direct Investment, 簡(jiǎn)稱(chēng)OFDI)經(jīng)歷了四個(gè)發(fā)展階段。*張宏、王建：《中國(guó)對(duì)外直接投資與全球價(jià)值鏈升級(jí)》，北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2013年，第45頁(yè)。第一階段為初始啟動(dòng)期(1984年之前)，此時(shí)我國(guó)改革開(kāi)放處于初期階段，OFDI流量雖呈持續(xù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，但規(guī)模很小。到1984年時(shí)，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(zhǎng)期(1985—1991年)，我國(guó)改革開(kāi)放取得了初步成效，OFDI有了一定的資金支持。1991年，我國(guó)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(dá)到了4.5億美元，占GDP的比重為14.83%，流量最高的1991年則達(dá)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(dòng)期(1992—2003年)，由于1991年以后國(guó)家開(kāi)始加強(qiáng)對(duì)海外投資的管控，再加之1998年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，我國(guó)在這一階段的OFDI規(guī)模出現(xiàn)反復(fù)波動(dòng)，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(guó)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(lái))，隨著“走出去”戰(zhàn)略的深化和一系列配套設(shè)施的出臺(tái)，我國(guó)的OFDI流量持續(xù)增長(zhǎng)，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(jì)帶”和“21世紀(jì)海上絲綢之路”倡議后，我國(guó)的OFDI進(jìn)一步發(fā)展。截至2016年，我國(guó)的OFDI流量達(dá)1831億美元，居世界第2位(占比12.63%)，存量達(dá)12809億美元，升至世界第6位(占比4.9%)。*根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫(kù)的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)整理得到。即便如此，中國(guó)與排名第1的美國(guó)相比仍有不小的差距，*2016年，美國(guó)的OFDI流量占世界的20.62%，其OFDI存量相當(dāng)于中國(guó)的5倍左右。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)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(xiàn)國(guó)家*本文中的“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家范圍采用的是《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)2016》的口徑，包括阿爾巴尼亞、阿富汗、阿拉伯聯(lián)合酋長(zhǎng)國(guó)、阿曼、阿塞拜疆、埃及、愛(ài)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(lái)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(guó)、土耳其、土庫(kù)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(mén)、伊拉克、伊朗、以色列、印度、印度尼西亞、約旦、越南。在中國(guó)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(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2003—2016年間，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)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(zhǎng)相比，“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家在中國(guó)全部OFDI流量和存量中的占比的發(fā)展態(tài)勢(shì)明顯分化。其中，流量占比波動(dòng)態(tài)勢(shì)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(gè)百分點(diǎn)。相比之下，存量占比的態(tài)勢(shì)相對(duì)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(shì)，由2003年初的3.96%增至2013年末的10.90%。2014—2016年間有小幅波動(dòng)，分別為10.48%、10.54%、9.53%。此外，2016年，在我國(guó)OFDI流量排名前20的國(guó)家和地區(qū)中，有7個(gè)是“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家，分別是新加坡(第6)、以色列(第9)、馬來(lái)西亞(第10)、印度尼西亞(第14)、俄羅斯(第15)、越南(第16)、泰國(guó)(第19)，在我國(guó)OFDI存量排名前20的國(guó)家和地區(qū)中，也有7個(gè)“一帶一路”國(guó)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(zhǎng)國(guó)(第20)。

盡管目前“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家尚未成為我國(guó)OFDI的主要目的地，但由于“一帶一路”東連世界最具經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)活力的亞太經(jīng)濟(jì)區(qū)，西接經(jīng)濟(jì)一體化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度高的歐洲經(jīng)濟(jì)圈，中間是經(jīng)濟(jì)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(jì)體，這些因素決定了“一帶一路”倡議的實(shí)施和推進(jìn)將為我國(guó)企業(yè)和資本加快“走出去”提供良好的戰(zhàn)略契機(jī)，我國(guó)OFDI在“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)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(dòng)，不僅會(huì)成為我國(guó)“走出去”的有效載體，還將成為推動(dòng)我國(guó)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)能與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家要素資源互補(bǔ)合作的新方式。其次，我國(guó)積極組建助力“一帶一路”建設(shè)的融資平臺(tái)，如亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行(AIIB)、絲路基金、中國(guó)-東盟投資合作基金、中國(guó)-中東歐投資合作基金等，為我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI提供金融支持和融資保障。最后，我國(guó)加強(qiáng)與沿線(xiàn)國(guó)家之間的政策溝通，有助于為投資項(xiàng)目的落地掃除制度障礙，促進(jìn)投資便利化的發(fā)展。更為重要的是，從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，擴(kuò)大和深化對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI，有助于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)、產(chǎn)業(yè)布局的全球優(yōu)化以及資源整合的加速推進(jìn)。

這本質(zhì)上涉及到三個(gè)核心問(wèn)題：第一，OFDI是否有助于促進(jìn)我國(guó)在全球價(jià)值鏈(Global Value Chains, 簡(jiǎn)稱(chēng)GVC)中分工地位的升級(jí)？第二，對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI是否有助于我國(guó)向GVC的高端位置攀升？第三，如果存在這種積極效應(yīng)，我國(guó)該如何具體實(shí)施“一帶一路”倡議？為回答上述問(wèn)題，本文的結(jié)構(gòu)安排如下：首先，梳理國(guó)內(nèi)外關(guān)于GVC分工地位測(cè)度、OFDI的逆向溢出效應(yīng)、“一帶一路”建設(shè)與我國(guó)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)及價(jià)值鏈地位之間關(guān)系的相關(guān)學(xué)術(shù)文獻(xiàn)。其次，采用Koopman等人構(gòu)建的GVC地位指數(shù)，測(cè)度1999—2011年間中國(guó)和26個(gè)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家*這26個(gè)沿線(xiàn)國(guó)家包括新加坡、泰國(guó)、馬來(lái)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(ài)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(shì)。再次，基于1999—2011年間中國(guó)和“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，從靜態(tài)效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)兩個(gè)層面，運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)模型和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(GMM)，分析OFDI對(duì)GVC分工地位的影響，并據(jù)此得出對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI有助于我國(guó)GVC分工地位升級(jí)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(guó)“一帶一路”倡議的實(shí)施提供證據(jù)支持，對(duì)于實(shí)現(xiàn)我國(guó)GVC分工地位的升級(jí)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于GVC分工地位測(cè)度的研究較多。Hummels等人提出了通過(guò)計(jì)算進(jìn)口中間品在出口中所占份額來(lái)測(cè)算“垂直專(zhuān)業(yè)化”指數(shù)，該方法是最早利用國(guó)家投入產(chǎn)出表測(cè)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(guó)或地區(qū)總出口分解為國(guó)內(nèi)增加值和國(guó)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(lái)考察各國(guó)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(diǎn)是，不僅計(jì)算了本國(guó)出口后又被第三國(guó)再間接出口的國(guó)內(nèi)增加值，還將其與出口中的國(guó)外增加值相結(jié)合，更加完整地測(cè)算了一國(guó)在GVC中的參與程度。若只考慮本國(guó)出口后又被第三國(guó)間接出口的國(guó)內(nèi)增加值，將會(huì)低估下游生產(chǎn)國(guó)和最終消費(fèi)國(guó)在GVC中的參與程度；相反，若只考慮出口中的國(guó)外附加值，又會(huì)低估上游中間品出口國(guó)在GVC中的參與程度。Koopman等人還提出，即使兩國(guó)在GVC中的參與程度相同，其所處地位也會(huì)有所差別。若是一國(guó)處于GVC上游，則該國(guó)更多通過(guò)向其他國(guó)家提供中間品參與GVC；若一國(guó)處于GVC下游，則該國(guó)更多從其他國(guó)家進(jìn)口中間品進(jìn)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(guó)的投入產(chǎn)出表，對(duì)美國(guó)的各個(gè)行業(yè)進(jìn)行了測(cè)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(rèn)為，行業(yè)上游度和下游度指標(biāo)作為絕對(duì)測(cè)量方法存在不一致的問(wèn)題，即相同行業(yè)通過(guò)上游度指標(biāo)和下游度指標(biāo)分別測(cè)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(wèn)題，Wang等人重新定義“生產(chǎn)長(zhǎng)度”為一國(guó)要素投入在成為最終產(chǎn)品的過(guò)程中所經(jīng)歷的價(jià)值增值次數(shù)，并利用生產(chǎn)長(zhǎng)度重新構(gòu)建了一個(gè)測(cè)量GVC地位的相對(duì)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(duì)我國(guó)制造業(yè)分工地位的影響。*王嵐：《融入全球價(jià)值鏈對(duì)中國(guó)制造業(yè)國(guó)際分工地位的影響》，《統(tǒng)計(jì)研究》2014年第5期，第17-23頁(yè)。劉琳基于附加值貿(mào)易視角，測(cè)算了我國(guó)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(guó)在國(guó)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(xiǎn)。*劉琳：《中國(guó)參與全球價(jià)值鏈的測(cè)度與分析——基于附加值貿(mào)易的考察》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2015年第6期，第71-83頁(yè)。尹偉華應(yīng)用Koopman的方法，測(cè)算和分析了我國(guó)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(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)參與全球價(jià)值鏈程度和地位研究》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2016年第7期，第64-72頁(yè)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)有關(guān)一國(guó)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(duì)一國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響，而對(duì)OFDI如何影響GVC地位升級(jí)涉及較少，也鮮有實(shí)證模型分析二者之間的關(guān)系。Palit認(rèn)為，一國(guó)可通過(guò)獲得技術(shù)溢出來(lái)促進(jìn)其技術(shù)水平的升級(jí)和國(guó)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(qiáng)調(diào)，發(fā)展中國(guó)家從發(fā)達(dá)國(guó)家獲得的技術(shù)溢出是其實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的重要途徑，有助于提升發(fā)展中國(guó)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(yáng)和朱勤指出，我國(guó)的OFDI呈現(xiàn)出兩大新趨勢(shì)，即收購(gòu)發(fā)達(dá)國(guó)家科技型公司以及在發(fā)達(dá)國(guó)家設(shè)置研發(fā)機(jī)構(gòu)，并將這種通過(guò)獲取東道國(guó)技術(shù)優(yōu)勢(shì)和研發(fā)資源為目的，以提升本國(guó)技術(shù)水平和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的OFDI行為，定義為技術(shù)尋求型OFDI。*杜群陽(yáng)、朱勤：《中國(guó)企業(yè)技術(shù)獲取型海外直接投資理論與實(shí)踐》，《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》2004年第11期，第66-69頁(yè)。沙文兵利用我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，著重研究了OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)國(guó)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(duì)外直接投資、逆向技術(shù)溢出與國(guó)內(nèi)創(chuàng)新能力——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2012年第3期，第69-74頁(yè)。王恕立和向姣姣分析了不同投資動(dòng)機(jī)下的OFDI 逆向溢出對(duì)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(lái)自發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的技術(shù)尋求型OFDI的結(jié)論。*王恕立、向姣姣：《對(duì)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(dòng)機(jī)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》2014年第9期，第109-119頁(yè)。

在“一帶一路”倡議提出后，國(guó)內(nèi)學(xué)者展開(kāi)了“一帶一路”建設(shè)與我國(guó)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)及價(jià)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(guó)與沿線(xiàn)國(guó)家之間的合作與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供了平臺(tái)，中國(guó)與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家共建“一帶一路”，共同探索投資合作新模式，有助于實(shí)現(xiàn)各國(guó)之間投資的便利化。*盧鋒等：《為什么是中國(guó)?——“一帶一路”的經(jīng)濟(jì)邏輯》，《國(guó)際經(jīng)濟(jì)評(píng)論》2015年第3期，第9-34頁(yè)。魏龍和王磊通過(guò)實(shí)證分析了我國(guó)“一帶一路”倡議在經(jīng)濟(jì)上的可行性，認(rèn)為“一帶一路”倡議的實(shí)施能夠加快我國(guó)高端制造業(yè)“走出去”，實(shí)現(xiàn)我國(guó)從制造大國(guó)向制造強(qiáng)國(guó)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。*魏龍、王磊：《從嵌入全球價(jià)值鏈到主導(dǎo)區(qū)域價(jià)值鏈——“一帶一路”戰(zhàn)略的經(jīng)濟(jì)可行性分析》，《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》2016年第5期，第104-115頁(yè)。Du和Zhang通過(guò)實(shí)證分析證明，“一帶一路”倡議的發(fā)布促使中國(guó)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(wú)論是局限于構(gòu)建國(guó)家價(jià)值鏈還是融入發(fā)達(dá)國(guó)家主導(dǎo)的GVC，都不能有效地提高我國(guó)產(chǎn)業(yè)的國(guó)際地位，而針對(duì)不同國(guó)家產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)，構(gòu)建“一帶一路”區(qū)域價(jià)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(jià)值鏈：比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)選擇》，《經(jīng)濟(jì)論壇》2017年第3期，第137-141頁(yè)。楊連星和羅玉輝指出，通過(guò)“一帶一路”倡議的不斷推進(jìn)，逐漸加快我國(guó)“走出去”的步伐，通過(guò)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)帶動(dòng)我國(guó)價(jià)值鏈地位的升級(jí)。*楊連星、羅玉輝：《中國(guó)對(duì)外直接投資與全球價(jià)值鏈升級(jí)》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2017年第6期，第54-70頁(yè)。

二、GVC分工地位測(cè)算及描述分析

Hummels等人提出的傳統(tǒng)的垂直專(zhuān)業(yè)化方法包含幾個(gè)存在明顯局限性的假設(shè)：第一，假設(shè)進(jìn)口的中間品用于生產(chǎn)國(guó)內(nèi)消費(fèi)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(wú)法成立；第二，假設(shè)一國(guó)僅通過(guò)使用進(jìn)口中間品進(jìn)行生產(chǎn)并出口，忽略了使用進(jìn)口中間品生產(chǎn)半成品再出口給第三國(guó)的情況；第三，假設(shè)所有進(jìn)口的中間品都是外國(guó)制造的，忽略了一國(guó)進(jìn)口的中間品可能包含本國(guó)增加值的、經(jīng)國(guó)外加工后又重新返回本國(guó)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(zhuān)業(yè)化為基礎(chǔ)，通過(guò)對(duì)其存在的問(wèn)題加以修正而形成的一個(gè)更加有效的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)框架。該方法通過(guò)使用世界投入產(chǎn)出表可以更準(zhǔn)確地衡量一國(guó)國(guó)內(nèi)消費(fèi)和出口對(duì)于進(jìn)口中間品的使用程度，從而克服了前述第一個(gè)假設(shè)的缺陷；且該方法以?xún)r(jià)值增值為統(tǒng)計(jì)口徑，對(duì)一國(guó)總出口進(jìn)行細(xì)分，進(jìn)一步測(cè)算了一國(guó)出口中的間接增加值和再進(jìn)口增加值，從而克服了前述第二和第三個(gè)假設(shè)的局限性。

該方法將一國(guó)總出口(E)細(xì)分為五個(gè)部分：(1)作為最終產(chǎn)品和服務(wù)直接被進(jìn)口國(guó)吸收消費(fèi)的國(guó)內(nèi)價(jià)值增值；(2)作為中間品被進(jìn)口國(guó)用來(lái)生產(chǎn)進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)所需產(chǎn)品的國(guó)內(nèi)價(jià)值增值；(3)作為中間品被進(jìn)口國(guó)用來(lái)生產(chǎn)產(chǎn)品并出口給第三國(guó)的國(guó)內(nèi)價(jià)值增值；(4)作為中間品被進(jìn)口國(guó)用來(lái)生產(chǎn)產(chǎn)品并出口返回本國(guó)的國(guó)內(nèi)價(jià)值增值；(5)出口中包含的國(guó)外價(jià)值增值。其中，(3)為間接出口增加值(IV)，(5)為國(guó)外價(jià)值增值(FV)。在對(duì)總出口進(jìn)行分解的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下兩個(gè)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(jì)合作與發(fā)展組織(OECD)基于增加值貿(mào)易以及各國(guó)投入產(chǎn)出表所建立的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)(Trade in Value Added，TiVA)*該數(shù)據(jù)庫(kù)在2016年12月將數(shù)據(jù)更新至2011年，涵蓋63個(gè)經(jīng)濟(jì)體、34個(gè)行業(yè)。，測(cè)算了中國(guó)與26個(gè)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家在GVC中分工地位的差異及變化趨勢(shì)(見(jiàn)表1)。從中國(guó)的發(fā)展趨勢(shì)看，1998年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)工業(yè)化進(jìn)程逐漸加快，加工貿(mào)易快速發(fā)展。1999—2003年這段時(shí)期，我國(guó)開(kāi)始進(jìn)口大量中間品進(jìn)行組裝加工再出口，并承接了大量來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加工貿(mào)易成為我國(guó)占有主導(dǎo)地位的對(duì)外貿(mào)易形式。2001年加入WTO，更是刺激了我國(guó)加工貿(mào)易的加速發(fā)展，從而導(dǎo)致我國(guó)GVC地位指數(shù)的迅速下降，我國(guó)在GVC中的位置繼續(xù)向下游移動(dòng)。2003年后，我國(guó)在GVC中的前向參與率升高，后向參與率開(kāi)始下降。2006年我國(guó)在“十一五”期間提出應(yīng)進(jìn)行加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)型升級(jí)，重點(diǎn)提高加工貿(mào)易的技術(shù)水平和加工深度。此外，我國(guó)勞動(dòng)力成本的逐年上升，導(dǎo)致發(fā)達(dá)國(guó)家將部分加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移至勞動(dòng)力成本更低的國(guó)家。因此，我國(guó)加工貿(mào)易出口占總出口的比重開(kāi)始緩慢下降，我國(guó)GVC地位指數(shù)有所提高。2008年，受全球金融危機(jī)的影響，我國(guó)GVC地位指數(shù)有所下降。目前，我國(guó)GVC地位指數(shù)為正，2011年時(shí)為0.028。雖然我國(guó)的GVC地位指數(shù)與26個(gè)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家相比僅排在第16位，但總體呈上升趨勢(shì)。我國(guó)的后向參與率逐漸下降，而前向參與率有所上升。這說(shuō)明，我國(guó)在國(guó)際分工中不僅大量進(jìn)口中間品進(jìn)行組裝加工，部分出口品也作為第三國(guó)出口的中間投入品。也就是說(shuō)，我國(guó)開(kāi)始融入到GVC的中間環(huán)節(jié)(見(jiàn)圖1)。

表1 中國(guó)與26個(gè)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的GVC地位指數(shù)

圖1 中國(guó)GVC參與指數(shù)及地位指數(shù)的變化趨勢(shì)

為了進(jìn)一步說(shuō)明問(wèn)題，本文選取樣本中排名前10的“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家與中國(guó)進(jìn)行對(duì)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(duì)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(guó)的出口所使用，而這些產(chǎn)品幾乎不需要國(guó)外投入品。因此，自然資源豐富的國(guó)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(guó)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(guó)和立陶宛在2011年的GVC參與率都在68%左右，但我國(guó)的GVC地位指數(shù)明顯更低。其中我國(guó)的GVC前向參與率為35.90%，立陶宛為44.89%；我國(guó)的GVC后向參與率為32.11%，立陶宛為23.71%。這說(shuō)明，我國(guó)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(guó)相比立陶宛更處于GVC的下游。

圖2 2011年中國(guó)與排名前10的“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)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(duì)母國(guó)GVC分工地位升級(jí)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(duì)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(duì)外資的大量使用是開(kāi)放性經(jīng)濟(jì)的主要特征之一，而引入外商直接投資必定會(huì)對(duì)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(guó)的創(chuàng)新能力和技術(shù)水平，擁有高端技術(shù)水平的國(guó)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(huì)影響一國(guó)在國(guó)際分工中的比較優(yōu)勢(shì)，制度質(zhì)量越差的國(guó)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(huà)說(shuō)，制度質(zhì)量在很大程度上會(huì)影響一國(guó)參與國(guó)際分工的機(jī)會(huì)和能力。自然資源稟賦是一個(gè)國(guó)家最原始的要素稟賦，一國(guó)的國(guó)際分工地位受該國(guó)是否為初級(jí)資源品出口國(guó)的影響。*劉海云、毛海歐：《國(guó)家國(guó)際分工地位及其影響因素——基于“GVC地位指數(shù)”的實(shí)證分析》，《國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索》2015年第8期，第44-53頁(yè)。人力資本稟賦狀況通常會(huì)影響一國(guó)的比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而影響到一國(guó)的分工及專(zhuān)業(yè)化程度，且隨著人力資本水平的提高，一國(guó)的生產(chǎn)效率也會(huì)有所改善。

本文在進(jìn)行回歸時(shí)對(duì)核心解釋變量及控制變量均進(jìn)行取對(duì)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(yàn)OFDI對(duì)GVC分工地位升級(jí)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(guó)家和年份。GVC_Posit為被解釋變量，表示i國(guó)t時(shí)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(duì)于控制變量，IFDI選取IFDI存量進(jìn)行度量。創(chuàng)新能力采用一國(guó)研發(fā)支出占GDP的比重進(jìn)行量化。制度質(zhì)量選取全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)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(jìn)行衡量。人力資本稟賦選取中學(xué)入學(xué)率進(jìn)行衡量。νi和μt分別代表國(guó)家固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方法的選擇

動(dòng)態(tài)面板模型設(shè)定中將被解釋變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量引入到回歸模型中，使得模型具有動(dòng)態(tài)解釋能力，但模型中存在內(nèi)生性問(wèn)題。為了解決這一內(nèi)生性，Arellano和Bond提出了利用工具變量來(lái)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(duì)原模型進(jìn)行一階差分變換，消除模型中的個(gè)體異質(zhì)項(xiàng)。然后，對(duì)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(duì)模型估計(jì)帶來(lái)的影響，但在有限樣本條件下，差分GMM方法存在嚴(yán)重的“弱工具變量”問(wèn)題，從而導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)結(jié)果精度較差。Arellano和Blundell等人提出了解決這一問(wèn)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(duì)原水平模型和差分變換后的模型同時(shí)進(jìn)行估計(jì)，對(duì)應(yīng)的矩條件如下：

E(yisαi)=E(yitαi)

(1)

E(xisαi)=E(xitαi)

(2)

對(duì)于所有的s、t都成立。考慮到橫截面?zhèn)€體固定效應(yīng)的系統(tǒng)GMM估計(jì)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(gè)體異質(zhì)性問(wèn)題、遺漏變量偏差、測(cè)量誤差和潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，這些問(wèn)題在使用混合OLS和固定效應(yīng)方法時(shí)常常會(huì)影響模型的估計(jì)效果。系統(tǒng)GMM方法還能減少由于使用一階差分GMM估計(jì)方法帶來(lái)的潛在偏誤和不精確性。

因此，本文對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)可以根據(jù)權(quán)重矩陣的不同，分為一步估計(jì)和兩步估計(jì)。Bond等人認(rèn)為，在有限樣本的情況下，兩步GMM估計(jì)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(shí)期數(shù)量的增加，系統(tǒng)GMM會(huì)默認(rèn)產(chǎn)生大量的工具變量，這些工具變量的數(shù)量可能會(huì)超出內(nèi)生變量，并削弱模型設(shè)定檢驗(yàn)。*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(jìn)行模型的估計(jì)。

除非擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)，否則GMM不能作為一致估計(jì)法。另外，為了確保矩條件不被過(guò)度約束，工具變量的個(gè)數(shù)不能超過(guò)內(nèi)生變量的個(gè)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(dòng)項(xiàng)εit不存在自相關(guān)是必要的。這就意味著，差分模型的擾動(dòng)項(xiàng)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(yàn)。

同時(shí)，矩條件的有效性可以通過(guò)Sargan檢驗(yàn)或者Hansen檢驗(yàn)進(jìn)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(rèn)為，Sargen檢驗(yàn)方法只有在干擾項(xiàng)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(shí)，Sargan檢驗(yàn)很難拒絕原假設(shè)，通常認(rèn)為工具變量是有效的；而在一步GMM估計(jì)時(shí)，又會(huì)過(guò)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(yàn)存在上述缺點(diǎn)，且Hansen檢驗(yàn)在實(shí)踐中常被使用，因此本文選擇Hansen檢驗(yàn)進(jìn)行工具變量的有效性檢驗(yàn)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

鑒于文萊、柬埔寨、越南以及新加坡四個(gè)國(guó)家在實(shí)證研究中存在數(shù)據(jù)缺失，本文選取了除這四國(guó)外OECD-WTO-TiVA數(shù)據(jù)庫(kù)中所包含的中國(guó)和其余22個(gè)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家1999—2011年13年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)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(lái)源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù)；制度質(zhì)量的數(shù)據(jù)，來(lái)源于世界銀行全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(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(lái)自世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

表2 變量統(tǒng)計(jì)性描述

四、實(shí)證分析

(一)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果分析

本文運(yùn)用stata14.0對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。在進(jìn)行計(jì)量回歸之前，首先對(duì)各個(gè)變量間是否存在多重共線(xiàn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，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(xiàn)性問(wèn)題。隨后分別使用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行了回歸。表3中(1)-(6)列報(bào)告了固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，(7)-(12)列為隨機(jī)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(guò)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(jìn)行回歸。最后通過(guò)穩(wěn)健的Hausman檢驗(yàn)對(duì)兩種模型進(jìn)行選擇，檢驗(yàn)結(jié)果不能拒絕使用隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)。因此，本文應(yīng)該選取隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。

表3 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。小括號(hào)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(jìn)行回歸所得的結(jié)果，結(jié)果表明，OFDI的估計(jì)系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平下對(duì)GVC地位升級(jí)存在顯著的促進(jìn)作用。第(2)-(6)列，是在計(jì)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(méi)有改變OFDI對(duì)GVC地位指數(shù)影響的方向及其顯著性，核心變量OFDI的估計(jì)系數(shù)始終顯著為正，證明了一國(guó)的OFDI對(duì)提升該國(guó)在GVC中的分工地位具有顯著的正向作用。OFDI影響母國(guó)GVC地位的途徑如下：首先，“一帶一路”國(guó)家通過(guò)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的OFDI，會(huì)對(duì)自身產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，提升其技術(shù)水平進(jìn)而增加其出口產(chǎn)品的附加值；其次，“一帶一路”國(guó)家可以通過(guò)OFDI將國(guó)內(nèi)處于劣勢(shì)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(guó)家，這樣一來(lái)，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(guó)家可以通過(guò)OFDI開(kāi)拓國(guó)際市場(chǎng)，減少貿(mào)易壁壘，降低貿(mào)易成本。因此，OFDI可以促進(jìn)“一帶一路”國(guó)家GVC地位的升級(jí)。

其他控制變量方面，IFDI與GVC分工地位之間呈顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明“一帶一路”國(guó)家引入IFDI對(duì)其GVC分工地位的提升存在抑制作用。雖然引入IFDI會(huì)在一定程度上促進(jìn)一國(guó)的貿(mào)易發(fā)展以及生產(chǎn)分工程度的深化，但外商對(duì)“一帶一路”國(guó)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(guó)家將面臨“低端鎖定”的風(fēng)險(xiǎn)。因此，無(wú)計(jì)劃引入IFDI無(wú)法推動(dòng)GVC地位的攀升，應(yīng)該重點(diǎn)引導(dǎo)IFDI進(jìn)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(wú)序競(jìng)爭(zhēng)。一國(guó)的研發(fā)投入與其GVC分工地位顯著正相關(guān)，說(shuō)明“一帶一路”國(guó)家增加研發(fā)投入是實(shí)現(xiàn)其技術(shù)進(jìn)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(jià)值增值，從而提升其在GVC中的國(guó)際分工地位。制度質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)為正，且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明國(guó)家制度質(zhì)量越完善，越有助于“一帶一路”國(guó)家國(guó)際分工地位的攀升。人力資本稟賦和自然資源稟賦的估計(jì)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(duì)“一帶一路”國(guó)家GVC分工地位的提升并無(wú)顯著影響。

(二)動(dòng)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(guó)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(xiàng)。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(xiàng)和二階滯后項(xiàng)作為解釋變量。同時(shí)，考慮到OFDI以及IFDI對(duì)GVC地位指數(shù)的影響可能存在動(dòng)態(tài)效應(yīng)，在原有模型的基礎(chǔ)上加入OFDI的一階滯后項(xiàng)以及IFDI的一階滯后項(xiàng)。改變后的動(dòng)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(xiàng)和二階滯后項(xiàng)，lnOFDIit-1為OFDI存量的一階滯后項(xiàng)，lnIFDIit-1為IFDI存量的一階滯后項(xiàng)。然而，在回歸模型中引入被解釋變量的滯后項(xiàng)很可能會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，為了克服內(nèi)生性問(wèn)題，本文選擇系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(GMM)對(duì)上述動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)。表4報(bào)告了動(dòng)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(jì)系數(shù)顯著為正，這表明至少在5%的顯著性水平下對(duì)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(duì)于核心解釋變量，當(dāng)期OFDI系數(shù)估計(jì)均為正，且在1%的水平下顯著。這意味著，OFDI對(duì)GVC分工地位的攀升有顯著的促進(jìn)作用，即一國(guó)擴(kuò)大OFDI的規(guī)模，一定程度上會(huì)使得該國(guó)實(shí)現(xiàn)GVC地位的攀升。且滯后一期的OFDI的估計(jì)系數(shù)也顯著為正，說(shuō)明OFDI對(duì)GVC地位指數(shù)的影響存在著動(dòng)態(tài)效應(yīng)。第三，對(duì)于控制變量，當(dāng)期IFDI以及滯后一期的IFDI的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表示IFDI對(duì)“一帶一路”國(guó)家GVC地位的攀升具有動(dòng)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(shuō)明二者對(duì)提高“一帶一路”國(guó)家的GVC分工地位具有正向作用，這與前文所述的隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)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(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果

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

五、結(jié)論與政策建議

在GVC分工主導(dǎo)國(guó)際生產(chǎn)和貿(mào)易的環(huán)境下，我國(guó)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(xiǎn)。隨著人口紅利逐漸消失、資源日趨緊張，我國(guó)迫切需要實(shí)現(xiàn)向GVC高端地位的攀升，從而為我國(guó)在國(guó)際分工體系中謀求更高的地位。本文采用實(shí)證分析與實(shí)際數(shù)據(jù)相結(jié)合的方式，重點(diǎn)分析OFDI對(duì)一國(guó)實(shí)現(xiàn)GVC地位升級(jí)的作用。主要結(jié)論如下：首先，近年來(lái)我國(guó)的OFDI呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)的趨勢(shì)，但無(wú)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(cè)算了中國(guó)與26個(gè)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)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(guó)在GVC中所處的地位雖處于上升趨勢(shì)，但目前仍處在下游地位。最后，使用1999—2011年間中國(guó)和“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，從靜態(tài)效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)兩個(gè)層面，分別利用隨機(jī)效應(yīng)模型和系統(tǒng)GMM進(jìn)行了回歸估計(jì)。實(shí)證結(jié)果表明，OFDI對(duì)GVC分工地位有顯著的正向影響，即增加OFDI的規(guī)模對(duì)于實(shí)現(xiàn)一國(guó)GVC地位的攀升具有積極的促進(jìn)作用。

綜上，“一帶一路”倡議的有序推進(jìn)，會(huì)為我國(guó)OFDI開(kāi)辟新的地理空間，營(yíng)造新的投資環(huán)境。對(duì)“一帶一路”國(guó)家的OFDI，有助于實(shí)現(xiàn)我國(guó)GVC分工地位的升級(jí)。上述結(jié)論對(duì)我國(guó)加快實(shí)施“一帶一路”倡議具有重要的啟示意義：

第一，在既定的對(duì)外投資戰(zhàn)略指引下，充分釋放投資潛能，穩(wěn)步擴(kuò)大我國(guó)OFDI規(guī)模。要以“一帶一路”建設(shè)為重大戰(zhàn)略契機(jī)，以2015年5月中共中央、國(guó)務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于構(gòu)建開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)新體制的若干意見(jiàn)》中提出的“建立促進(jìn)走出去戰(zhàn)略的新體制”為重要投資指引，以創(chuàng)新對(duì)外投資合作方式(如開(kāi)展綠地投資、并購(gòu)?fù)顿Y、證券投資、聯(lián)合投資等)為推動(dòng)有實(shí)力企業(yè)“走出去”的重要激勵(lì)手段，以各類(lèi)互利共贏的投資合作機(jī)制為重要溝通紐帶，從而擴(kuò)大中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的投資規(guī)模，進(jìn)而促進(jìn)我國(guó)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(jī)制。針對(duì)“一帶一路”倡議制定相關(guān)的配套政策，統(tǒng)籌管理，強(qiáng)化OFDI的審批程序，加快企業(yè)走出去的步伐。應(yīng)重點(diǎn)鼓勵(lì)我國(guó)企業(yè)參與對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)發(fā)達(dá)國(guó)家的OFDI，這樣可以獲得發(fā)達(dá)國(guó)家先進(jìn)的技術(shù)資源，提高我國(guó)吸收先進(jìn)技術(shù)的能力。通過(guò)與發(fā)達(dá)國(guó)家建立技術(shù)合作的方式，充分發(fā)揮我國(guó)OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，從而促進(jìn)我國(guó)GVC分工地位的升級(jí)。

第三，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加速資源整合。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已進(jìn)入到“從高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)為中高速增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí)、從要素和投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”的新常態(tài)。在這一宏大背景下，OFDI特別是對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI，有助于突破我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的雙重約束，促進(jìn)國(guó)內(nèi)外兩種資源的加速整合和國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)：一是能源消耗約束。對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)能源豐富的國(guó)家開(kāi)展OFDI，有助于緩解我國(guó)在日益重視發(fā)展低碳、環(huán)保、清潔型經(jīng)濟(jì)的過(guò)程中短期內(nèi)無(wú)法填補(bǔ)的巨大能源缺口，并實(shí)現(xiàn)對(duì)國(guó)內(nèi)和國(guó)外兩種資源的整合。二是產(chǎn)能過(guò)剩約束。我國(guó)的過(guò)剩產(chǎn)能主要集中于鋼鐵、建材、化工等行業(yè)。對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施落后的國(guó)家開(kāi)展OFDI，既有助于彌補(bǔ)這些國(guó)家發(fā)展經(jīng)濟(jì)面臨的基建短板，又有利于我國(guó)向外消化過(guò)剩產(chǎn)能，從而釋放國(guó)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(guó)產(chǎn)業(yè)布局，在未來(lái)更多承擔(dān)價(jià)值鏈中的高附加值環(huán)節(jié)，逐步促進(jìn)國(guó)際分工地位的升級(jí)。

第四，挖掘自身比較優(yōu)勢(shì)，構(gòu)建以我國(guó)為主導(dǎo)的“一帶一路”區(qū)域價(jià)值鏈。我國(guó)在積極融入由發(fā)達(dá)國(guó)家主導(dǎo)的GVC的同時(shí)，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(guó)的相對(duì)技術(shù)優(yōu)勢(shì)，走中高端技術(shù)的發(fā)展道路，并有意識(shí)地將這一優(yōu)勢(shì)與對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的OFDI有機(jī)結(jié)合起來(lái)。具體來(lái)說(shuō)，要考慮我國(guó)現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)和對(duì)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(shí)期對(duì)外投資合作的戰(zhàn)略方向，以及我國(guó)與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家對(duì)于產(chǎn)業(yè)投資與合作的政策優(yōu)先度，以國(guó)務(wù)院在2015年5月印發(fā)的《關(guān)于推進(jìn)國(guó)際產(chǎn)能和裝備制造合作的指導(dǎo)意見(jiàn)》為指南，以鋼鐵、有色金屬、建材、鐵路、電力、化工、輕紡、汽車(chē)、通信、工程機(jī)械、航空航天、船舶和海洋工程等12大產(chǎn)業(yè)為重點(diǎn)，立足國(guó)內(nèi)優(yōu)勢(shì)并結(jié)合當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)需求開(kāi)展優(yōu)勢(shì)產(chǎn)能?chē)?guó)際合作，從而延展我國(guó)的產(chǎn)業(yè)鏈，構(gòu)建以我國(guó)為主導(dǎo)的區(qū)域價(jià)值鏈和跨國(guó)產(chǎn)能合作體系。