董梓梅

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,天津 300222)

一、引言

在經(jīng)濟(jì)全球化背景下,國(guó)際分工由產(chǎn)業(yè)間分工到產(chǎn)業(yè)內(nèi)分工再到產(chǎn)品內(nèi)分工的演進(jìn)推動(dòng)了全球價(jià)值鏈(Global Value Chain,GVC)的形成,積極參與全球價(jià)值鏈并提升全球價(jià)值鏈地位成為各國(guó)塑造國(guó)際經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的關(guān)鍵。然而,依靠廉價(jià)要素低成本優(yōu)勢(shì)參與全球價(jià)值鏈的傳統(tǒng)模式難以獲取更多的貿(mào)易利益和地位提升(呂越 等,2018)[1],且我國(guó)原有的廉價(jià)勞動(dòng)力等低成本優(yōu)勢(shì)已經(jīng)逐漸失去競(jìng)爭(zhēng)力,如何有效促進(jìn)全球價(jià)值鏈地位的提高是構(gòu)建新發(fā)展格局必須解決的難題。在全球價(jià)值鏈生產(chǎn)體系下,各國(guó)根據(jù)各自的比較優(yōu)勢(shì)負(fù)責(zé)相應(yīng)的價(jià)值鏈生產(chǎn)環(huán)節(jié),原材料和中間品通過(guò)增加值累積的方式在不同國(guó)家間進(jìn)行流轉(zhuǎn)直至被生產(chǎn)成為最終品,這使得一國(guó)的出口產(chǎn)品中可能包含較多的國(guó)外增加值,因此更能衡量真實(shí)貿(mào)易利得的是出口中所包含的國(guó)內(nèi)附加值,而非貿(mào)易總量。出口國(guó)內(nèi)附加值率(Domestic Value-added Rate,DVAR)是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)出口中來(lái)自本國(guó)或本地區(qū)的增加值占總出口的比重,其能較好地反映和衡量國(guó)家和地區(qū)在全球價(jià)值鏈分工中的真實(shí)貿(mào)易利得和國(guó)際分工地位,由此,如何有效提升出口國(guó)內(nèi)附加值率成為當(dāng)前我國(guó)面臨的重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題和研究熱點(diǎn)。

除了國(guó)際貿(mào)易外,國(guó)際投資也是參與全球價(jià)值鏈的重要方式。外商直接投資(Inward Foreign Direct Investment,IFDI)和對(duì)外直接投資(Outward Foreign Direct Investment,OFDI)都是推動(dòng)世界各國(guó)加強(qiáng)經(jīng)貿(mào)往來(lái)和國(guó)際交流的重要力量,而投資與貿(mào)易之間具有內(nèi)在的緊密聯(lián)系,深入研究國(guó)際投資(IFDI和OFDI)對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響及其機(jī)制,有利于尋求通過(guò)改善國(guó)際投資促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的有效路徑。然而,目前關(guān)于出口國(guó)內(nèi)附加值率影響因素的研究主要集中在國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)條件和發(fā)展環(huán)境等領(lǐng)域,從國(guó)際經(jīng)貿(mào)關(guān)系角度展開(kāi)經(jīng)驗(yàn)分析的文獻(xiàn)較少,其中專門針對(duì)國(guó)際投資(尤其是OFDI)影響出口國(guó)內(nèi)附加值率的研究更為少見(jiàn),且基本上是分別研究IFDI和OFDI的影響。在IFDI對(duì)出口DVAR的影響方面,張杰等(2013)研究發(fā)現(xiàn),FDI進(jìn)入是導(dǎo)致我國(guó)加工貿(mào)易和外資企業(yè)出口DVAR上升的重要因素[2];江悅(2022)的分析結(jié)果顯示,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI顯著提高了制造業(yè)企業(yè)出口DVAR[3];張鵬楊和唐宜紅(2018)、孫虹玉等(2022)的研究也表明,外資進(jìn)入對(duì)中國(guó)工業(yè)企業(yè)的出口DVAR具有積極影響[4-5];但毛其淋和許家云(2018)分析認(rèn)為,外資進(jìn)入的水平溢出渠道降低了本土企業(yè)出口DVAR,前、后向關(guān)聯(lián)渠道則提高了本土企業(yè)出口DVAR,總體上促進(jìn)了本土企業(yè)的出口升級(jí)[6];蔣殿春和魯大宇(2023)則認(rèn)為,外資流入在短期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致本土企業(yè)出口DVAR下降,長(zhǎng)期來(lái)看本土企業(yè)采取進(jìn)口替代策略會(huì)抵消外資流入對(duì)DVAR的負(fù)面影響[7]。在OFDI對(duì)出口DVAR的影響方面,劉信恒(2020)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)對(duì)外直接投資顯著提升了其出口DVAR,且這種促進(jìn)作用隨著時(shí)間的推移逐漸增強(qiáng)[8];王培志和孫利平(2020)分析認(rèn)為,對(duì)外直接投資可以通過(guò)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率和優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)顯著提高企業(yè)的出口DVAR[9]。

可見(jiàn),現(xiàn)有文獻(xiàn)僅關(guān)注了OFDI或IFDI單向國(guó)際投資對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響,而忽視了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的重要作用。雙向FDI是指同一經(jīng)濟(jì)體同時(shí)以東道國(guó)和母國(guó)的角色參與國(guó)際投資活動(dòng),根據(jù)投資發(fā)展周期理論,開(kāi)放條件下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和積累必然伴隨著外商直接投資的迅速發(fā)展,在此過(guò)程中的技術(shù)、資金等要素轉(zhuǎn)移會(huì)帶動(dòng)對(duì)外直接投資的增長(zhǎng),而對(duì)外直接投資的發(fā)展又能反過(guò)來(lái)吸引更多的外商直接投資,外商直接投資和對(duì)外直接投資在相互作用和相互影響中都呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì),最終達(dá)到水平均較高的IFDI和OFDI的良性協(xié)調(diào)互動(dòng),即雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展。隨著世界各國(guó)的OFDI和IFDI持續(xù)協(xié)同增長(zhǎng),許多學(xué)者開(kāi)始關(guān)注二者之間的相互作用,并大多認(rèn)為IFDI對(duì)OFDI有明顯的引致和推動(dòng)作用,IFDI和OFDI之間存在相互促進(jìn)的作用(Yao et al,2016;李磊 等,2018;劉海云 等,2019)[10-12]。那么,雙向FDI的協(xié)調(diào)發(fā)展是否有助于出口國(guó)內(nèi)附加值率的提高?若可以,其作用機(jī)制又是怎樣的?對(duì)上述問(wèn)題的探討和回答,有利于深刻認(rèn)識(shí)國(guó)際投資在深度融入全球價(jià)值鏈和加快提升全球價(jià)值鏈地位中的重要作用,對(duì)于推動(dòng)構(gòu)建新發(fā)展格局和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

基于雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展影響出口國(guó)內(nèi)附加值率的研究空白,本文在已有研究的基礎(chǔ)上從國(guó)家(地區(qū))層面探究雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響及其機(jī)制,并利用2000—2018年63個(gè)經(jīng)濟(jì)體的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。相較于已有文獻(xiàn),本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于:一是將IFDI和OFDI納入同一框架,分析兩者FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響,拓展和深化了國(guó)際投資與全球價(jià)值鏈參與之間關(guān)系的研究;二是測(cè)算了2000—2018年63個(gè)經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平(IFDI與OFDI的耦合協(xié)調(diào)度),并為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù);三是考察了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展影響出口國(guó)內(nèi)附加值率的機(jī)制及異質(zhì)性,有助于深入認(rèn)識(shí)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展與出口國(guó)內(nèi)附加值率之間的關(guān)系,并為進(jìn)一步通過(guò)改善國(guó)際投資促進(jìn)全球價(jià)值鏈地位提升提供了經(jīng)驗(yàn)借鑒和政策啟示。

二、理論分析與研究假說(shuō)

雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的正面影響已得到眾多經(jīng)驗(yàn)分析的證實(shí),且積極作用是多方面的,比如:有效抑制環(huán)境污染(董婉怡 等,2021;向宇 等,2022)[13-14],促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率提高且存在明顯的空間溢出效應(yīng)(馬廣程 等,2022;汪克亮 等,2022;Xu et al,2023)[15-17],有利于出口競(jìng)爭(zhēng)力和全球價(jià)值鏈地位提升(李琛 等,2020;黃永明 等,2022)[18-19],助力經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和高質(zhì)量發(fā)展(汪麗娟 等,2019;孫攀 等,2021)[20-21]。然而,關(guān)于雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響,還缺乏深入探究,更缺少相關(guān)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。已有研究大多認(rèn)同IFDI和OFDI均可以促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。具體而言:IFDI加劇了東道國(guó)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度(Zhang et al,2022)[22],同時(shí)也為東道國(guó)帶來(lái)先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),增加對(duì)上游產(chǎn)業(yè)鏈的產(chǎn)品需求并為下游產(chǎn)業(yè)鏈帶來(lái)質(zhì)優(yōu)價(jià)低的中間品,從而會(huì)通過(guò)行業(yè)內(nèi)水平效應(yīng)和行業(yè)間關(guān)聯(lián)效應(yīng)等促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率的提升(毛其淋 等,2018)[6];OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)會(huì)帶動(dòng)投資國(guó)的技術(shù)升級(jí),而競(jìng)爭(zhēng)加劇效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致成本加成降低,從而OFDI在整體上具有促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的作用(劉信恒,2020)[8]。那么,IFDI和OFDI的相互影響和良性互動(dòng)能否放大其單個(gè)的出口國(guó)內(nèi)附加值率提升作用,從而產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)?本文主要對(duì)此進(jìn)行分析。

1.雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響及機(jī)制

第一,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展具有技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)。雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能以更低的成本和更便利的條件整合國(guó)內(nèi)外的創(chuàng)新資源,并學(xué)習(xí)和利用先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和整體的技術(shù)進(jìn)步。IFDI所蘊(yùn)含的先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)和高素質(zhì)勞動(dòng)力可以為東道國(guó)的技術(shù)升級(jí)帶來(lái)示范效應(yīng)(Yi,2023)[23],同時(shí)外資企業(yè)的溢出技術(shù)也增強(qiáng)了其本土企業(yè)進(jìn)行海外投資的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和可行性;進(jìn)一步地,企業(yè)OFDI能更直接深入地接觸到投資目的地的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),并通過(guò)反饋機(jī)制獲得逆向技術(shù)溢出效益;從而IFDI和OFDI雙向投資通過(guò)“引進(jìn)來(lái)”的技術(shù)溢出效應(yīng)和“走出去”的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)雙向吸收國(guó)際先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)(劉鈞霆 等,2022)[24]。同時(shí),本國(guó)企業(yè)通過(guò)OFDI進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)以及國(guó)外企業(yè)通過(guò)IFDI進(jìn)入本國(guó)市場(chǎng),都會(huì)加大本地企業(yè)所面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度,使企業(yè)置身于更高競(jìng)爭(zhēng)水平的國(guó)際市場(chǎng)環(huán)境中,企業(yè)為了生存和發(fā)展不得不通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新形成和獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),從而通過(guò)倒逼機(jī)制促進(jìn)本地的技術(shù)創(chuàng)新水平提高。并且,外資企業(yè)的進(jìn)入會(huì)帶來(lái)種類豐富、技術(shù)先進(jìn)的中間品,對(duì)外投資也會(huì)通過(guò)海外生產(chǎn)活動(dòng)為本國(guó)輸送優(yōu)質(zhì)中間品,兩方面的作用大大提升了中間品市場(chǎng)活躍度和中間品質(zhì)量,并通過(guò)技術(shù)關(guān)聯(lián)效應(yīng)、供需關(guān)聯(lián)效應(yīng)等促使本土企業(yè)提高配套技術(shù)含量,從而能有效推動(dòng)原有生產(chǎn)過(guò)程的技術(shù)升級(jí)(Zhang et al,2022)[22]。而一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新水平提升所帶來(lái)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)能使該國(guó)在國(guó)際市場(chǎng)上獲得更多主導(dǎo)權(quán)和話語(yǔ)權(quán),降低產(chǎn)品的市場(chǎng)需求彈性,提高出口的價(jià)值增值能力和定價(jià)能力(魏悅羚 等,2019)[25]。所以,IFDI和OFDI協(xié)調(diào)發(fā)展將有效促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)升級(jí),進(jìn)而有利于出口國(guó)內(nèi)附加值率的提升。

第二,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展具有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)。雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能為新興產(chǎn)業(yè)和具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)提供更多優(yōu)質(zhì)資源和更大發(fā)展空間,推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級(jí)。IFDI通過(guò)外資高端產(chǎn)業(yè)的正外部性為東道國(guó)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)帶來(lái)模仿學(xué)習(xí)成本較低的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn),但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的實(shí)現(xiàn)還需逐步淘汰落后產(chǎn)能,OFDI則可以通過(guò)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供更多空間(王奕淇 等,2023)[26],還可以通過(guò)發(fā)展高端產(chǎn)業(yè)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供要素保障。同時(shí),一國(guó)可根據(jù)自身實(shí)際發(fā)展需求吸引目標(biāo)產(chǎn)業(yè)的外商投資(王璇 等,2022)[27],并通過(guò)對(duì)外投資以較低成本獲取有利于本國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略性資產(chǎn),形成雙向FDI相互促進(jìn)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。并且,IFDI能在一定程度上避免由OFDI所引發(fā)的產(chǎn)業(yè)空心化問(wèn)題,OFDI也能有效規(guī)避IFDI對(duì)本國(guó)市場(chǎng)的擠出效應(yīng),為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級(jí)優(yōu)化創(chuàng)造有利條件。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為生產(chǎn)要素和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)換器,其優(yōu)化升級(jí)能加強(qiáng)投入要素的協(xié)同作用,有效增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),進(jìn)而提高出口貿(mào)易利得。所以,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能雙向吸收國(guó)際產(chǎn)業(yè)升級(jí)的經(jīng)驗(yàn)并為本國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)提供關(guān)鍵要素支撐和發(fā)展空間,加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí),進(jìn)而促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。

第三,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展具有資源配置優(yōu)化效應(yīng)。雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能高效聯(lián)通國(guó)內(nèi)國(guó)際兩個(gè)市場(chǎng),有效整合國(guó)內(nèi)國(guó)際兩種資源,提高資源配置的空間和效率。一國(guó)同時(shí)作為母國(guó)和東道國(guó)進(jìn)行雙向國(guó)際投資有利于其打通國(guó)內(nèi)循環(huán)與國(guó)際循環(huán)(劉鈞霆 等,2023)[28]。IFDI伴隨著國(guó)外資源、技術(shù)、人才等生產(chǎn)要素被“引進(jìn)來(lái)”的過(guò)程,在為國(guó)內(nèi)大循環(huán)注入活力的同時(shí)推動(dòng)本土經(jīng)濟(jì)活動(dòng)加速融入國(guó)際大循環(huán);而OFDI是本土企業(yè)主動(dòng)“走出去”開(kāi)拓海外市場(chǎng)的過(guò)程,在帶動(dòng)本國(guó)生產(chǎn)進(jìn)一步嵌入全球價(jià)值鏈的同時(shí)為國(guó)內(nèi)價(jià)值鏈升級(jí)提供高端生產(chǎn)要素(黃永明 等,2022)[19]。同時(shí),雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)加劇會(huì)使一些不能適應(yīng)市場(chǎng)發(fā)展的低附加值率企業(yè)逐漸被市場(chǎng)淘汰,被淘汰企業(yè)的生產(chǎn)要素將被釋放到更高效率的生產(chǎn)活動(dòng)中,這也有利于優(yōu)化要素資源配置。而資源配置的優(yōu)化能使市場(chǎng)更有效地通過(guò)要素價(jià)格反映資源供求狀況,進(jìn)而提高各種要素的使用效率,在實(shí)現(xiàn)帕累托改進(jìn)的過(guò)程中降低生產(chǎn)成本并增加出口貿(mào)易利得。所以,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能通過(guò)聯(lián)通國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)拓展資源整合渠道和范圍,提高資源配置效率和效益,進(jìn)而促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。

基于上述分析,提出假說(shuō)H1:雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展會(huì)顯著促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升(H1a);雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)、資源配置優(yōu)化效應(yīng)等機(jī)制有效提升出口國(guó)內(nèi)附加值率(H1b)。

2.雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展影響出口國(guó)內(nèi)附加值率的異質(zhì)性

由于在資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面存在顯著差異,不同經(jīng)濟(jì)體吸引IFDI和開(kāi)展OFDI的對(duì)象和產(chǎn)業(yè)明顯不同,不但導(dǎo)致IFDI和OFDI帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)相差懸殊,還使IFDI和OFDI協(xié)調(diào)發(fā)展的影響也可能明顯不同。對(duì)此,本文主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融發(fā)展水平兩個(gè)方面進(jìn)行初步探討。

從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性來(lái)看:目前,國(guó)際經(jīng)濟(jì)的發(fā)展還主要是由發(fā)達(dá)國(guó)家主導(dǎo),在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體尋求技術(shù)和市場(chǎng)壟斷的背景下,自主研發(fā)投入高、風(fēng)險(xiǎn)大、回報(bào)慢的特征使得很多發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體選擇通過(guò)正向和逆向技術(shù)引進(jìn)來(lái)發(fā)展本國(guó)經(jīng)濟(jì),這雖然可以充分發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢(shì)。但也可能產(chǎn)生“路徑依賴”(陶愛(ài)萍 等,2022)[29],并面臨核心技術(shù)、關(guān)鍵中間品斷供的風(fēng)險(xiǎn),不利于長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的培育和出口貿(mào)易利得的增長(zhǎng)。而擁有較高技術(shù)水平、豐富管理經(jīng)驗(yàn)和密集研發(fā)活動(dòng)的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體在雙向國(guó)際投資中具有顯著的技術(shù)和市場(chǎng)優(yōu)勢(shì),并企圖通過(guò)占據(jù)全球價(jià)值鏈的高端位置謀求長(zhǎng)期的超額貿(mào)易利益,同時(shí)還通過(guò)各種政治經(jīng)濟(jì)手段抑制發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的全球價(jià)值鏈地位提升。因此,發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體通過(guò)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可以較好地實(shí)現(xiàn)邊際劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移和生產(chǎn)要素向高端產(chǎn)業(yè)的集中,推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)升級(jí)和資源優(yōu)化,從而顯著促進(jìn)其出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。而對(duì)于發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體而言,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)和資源配置優(yōu)化效應(yīng)往往難以有效發(fā)揮,還可能會(huì)增加其“路徑依賴”和“低端鎖定”風(fēng)險(xiǎn),導(dǎo)致雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的促進(jìn)作用不顯著,甚至不利于其出口國(guó)內(nèi)附加值率的提升。

從金融發(fā)展水平的異質(zhì)性來(lái)看:在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系中,金融是決定投資的重要因素,國(guó)際投資的效率和收益也與金融發(fā)展水平密切相關(guān)。金融環(huán)境是企業(yè)國(guó)際投資區(qū)位選擇的重要決定因素之一,金融發(fā)展水平高的經(jīng)濟(jì)體可以吸引先進(jìn)產(chǎn)業(yè)和高質(zhì)量企業(yè)進(jìn)入,也能幫助本土企業(yè)在對(duì)外直接投資中降低融資成本、分散投資風(fēng)險(xiǎn),并為正向和逆向技術(shù)溢出提供充足的資金支持,從而有利于雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)(李宏亮 等,2021)[30]。并且,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和資源配置優(yōu)化也會(huì)受到金融發(fā)展水平的制約。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型需要大量技術(shù)和資金支撐,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的實(shí)現(xiàn)依賴于金融體系的資金供給(劉超 等,2023)[31];資源配置效率的提升需要優(yōu)質(zhì)的金融服務(wù),金融發(fā)展水平的提高能更好地引導(dǎo)生產(chǎn)要素向更高效率的環(huán)節(jié)和部門轉(zhuǎn)移。所以,具有較高金融發(fā)展水平的經(jīng)濟(jì)體能更充分地實(shí)現(xiàn)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)和資源配置優(yōu)化效應(yīng),從而雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)其出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的作用也更為顯著。

基于上述分析,提出假說(shuō)H2:相比發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和金融發(fā)展水平較高的經(jīng)濟(jì)體,發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體和金融發(fā)展水平較低的經(jīng)濟(jì)體雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的提升作用較弱。

三、實(shí)證方法設(shè)計(jì)

1.基準(zhǔn)模型設(shè)定與變量選擇

為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)其出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響,構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型:

dvarit=α0+α1lnDit+λXit+δi+σt+εit

其中,i、t分別代表經(jīng)濟(jì)體(國(guó)家或地區(qū))、年份。被解釋變量(dvarit)為“出口國(guó)內(nèi)附加值率”,核心解釋變量(Dit,取自然對(duì)數(shù))為“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”,Xit表示控制變量,δi表示個(gè)體固定效應(yīng),σt表示年份固定效應(yīng),εit表示殘差項(xiàng)。

(1)被解釋變量“出口國(guó)內(nèi)附加值率”,采用樣本經(jīng)濟(jì)體出口中的本國(guó)或本地區(qū)增加值占其總出口的比例來(lái)衡量。本文使用的增加值貿(mào)易(Trade in Value Added,TiVA)數(shù)據(jù)源自經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Co-operation and Development,OECD)的國(guó)家間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)(Inter-Country Input-Output,ICIO)的最新版本,該數(shù)據(jù)庫(kù)從增加值累積的視角揭示了國(guó)家和地區(qū)總出口的價(jià)值來(lái)源,為考察全球生產(chǎn)和貿(mào)易的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)提供了比傳統(tǒng)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)更好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

(2)核心解釋變量“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”,采用樣本經(jīng)濟(jì)體IFDI與OFDI的耦合協(xié)調(diào)度來(lái)衡量。借鑒黃凌云等(2018)的方法[32],IFDI與OFDI的耦合協(xié)調(diào)度D={(IFDI×OFDI)/[(IFDI+OFDI)/2]}1/2,D的值越大,則IFDI與OFDI的協(xié)調(diào)發(fā)展程度越高。在基準(zhǔn)模型中使用IFDI和OFDI的流量數(shù)據(jù)計(jì)算“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”,在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用存量數(shù)據(jù)進(jìn)行替代。

(3)控制變量。借鑒相關(guān)研究(楊本建 等,2019;蔡宏波 等,2022;李宏 等,2022,2023)[33-36],本文選取以下控制變量:一是“經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平”,采用人均GDP的自然對(duì)數(shù)值來(lái)衡量;二是“基礎(chǔ)設(shè)施水平”,采用互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來(lái)衡量;三是“老齡化程度”,采用65歲及以上人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來(lái)衡量;四是“人口密度”,采用單位土地面積(每平方公里)的人口數(shù)量來(lái)衡量;五是“對(duì)外開(kāi)放程度”,采用商品和服務(wù)出口占GDP的比重來(lái)衡量;六是“人力資本水平”,采用平均受教育年限的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文使用的IFDI和OFDI數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫(kù),計(jì)算“出口國(guó)內(nèi)附加值率”的數(shù)據(jù)來(lái)自O(shè)ECD與WTO聯(lián)合公布的TiVA數(shù)據(jù)庫(kù),其中TiVA數(shù)據(jù)庫(kù)包含了1995—2018年66個(gè)經(jīng)濟(jì)體以及部分區(qū)域的貿(mào)易增加值數(shù)據(jù)。將TiVA數(shù)據(jù)庫(kù)和UNCTAD的雙向國(guó)際投資數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,綜合考慮數(shù)據(jù)的完整性和可得性,最終整理得到2000—2018年63個(gè)經(jīng)濟(jì)體的面板數(shù)據(jù)(1)63個(gè)樣本經(jīng)濟(jì)體(國(guó)家和地區(qū))具體包括:中國(guó)、丹麥、以色列、俄羅斯、保加利亞、克羅地亞、冰島、加拿大、匈牙利、盧森堡、印度、印度尼西亞、哈薩克斯坦、哥倫比亞、哥斯達(dá)黎加、土耳其、塞浦路斯、墨西哥、韓國(guó)、奧地利、巴西、希臘、德國(guó)、意大利、拉脫維亞、挪威、捷克、摩洛哥、斯洛伐克、斯洛文尼亞、新加坡、新西蘭、日本、智利、柬埔寨、比利時(shí)、沙特阿拉伯、法國(guó)、波蘭、泰國(guó)、澳大利亞、愛(ài)爾蘭、愛(ài)沙尼亞、瑞典、瑞士、秘魯、突尼斯、立陶宛、羅馬尼亞、美國(guó)、老撾、芬蘭、英國(guó)、荷蘭、菲律賓、葡萄牙、西班牙、越南、阿根廷、馬來(lái)西亞、馬耳他、中國(guó)香港、南非。。本文樣本經(jīng)濟(jì)體的GDP總量占全球GDP總量的88%以上(2018年),代表性較高。控制變量中平均受教育年限的數(shù)據(jù)來(lái)自聯(lián)合國(guó)開(kāi)發(fā)計(jì)劃署(United Nations Development Programme,UNDP),其他數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行(World Bank)。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

從核心解釋變量“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的計(jì)算結(jié)果來(lái)看,IFDI與OFDI的耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)不斷提升的整體趨勢(shì)(見(jiàn)圖1)。進(jìn)一步比較中國(guó)、美國(guó)、日本、印度四個(gè)國(guó)家的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平,如圖2所示:四國(guó)IFDI與OFDI耦合協(xié)調(diào)度都呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢(shì),美國(guó)的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平最高,日本在2008年之后雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平處于比較平穩(wěn)的狀態(tài);中國(guó)和印度的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平提升速度明顯快于美國(guó)和日本,中國(guó)2008年后超過(guò)日本并與美國(guó)的差距不斷縮小,而印度則逐漸接近日本?？梢?jiàn),雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可能存在一定的后發(fā)優(yōu)勢(shì),尤其是中國(guó)的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展勢(shì)頭良好,并仍具有較大的提升空間。

圖1 樣本經(jīng)濟(jì)體“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的核密度圖

圖2 部分國(guó)家“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”變化趨勢(shì)圖

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

運(yùn)用基準(zhǔn)模型的分析結(jié)果見(jiàn)表2。(1)列未納入控制變量;(2)(3)列加入控制變量,其中(2)列未控制年份固定效應(yīng),(3)列同時(shí)控制個(gè)體和年份固定效應(yīng);考慮到雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響可能存在滯后,(4)(5)列分別以“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的滯后1期項(xiàng)和滯后2期項(xiàng)為核心解釋變量。上述各模型回歸中核心解釋變量的系數(shù)均顯著為正,表明雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展顯著促進(jìn)了出口國(guó)內(nèi)附加值率提升,假說(shuō)H1a得到驗(yàn)證。

從控制變量的回歸結(jié)果來(lái)看:“經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平”“基礎(chǔ)設(shè)施水平”“人力資本水平”的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展、設(shè)施建設(shè)和人才培養(yǎng)有利于出口國(guó)內(nèi)附加值率提升,從而增加參與全球價(jià)值鏈的貿(mào)易利得并提高全球價(jià)值鏈地位,與理論預(yù)期相符?！袄淆g化程度”的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),表明人口老齡化加劇了社會(huì)負(fù)擔(dān),會(huì)對(duì)國(guó)際比較優(yōu)勢(shì)和競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生負(fù)面影響(Gu et al,2019)[37],不利于出口國(guó)內(nèi)附加值率提升;“人口密度”的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),表明雖然人口密度提升可以產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)集聚優(yōu)勢(shì),但人口密度過(guò)高帶來(lái)的社會(huì)發(fā)展負(fù)擔(dān)(如環(huán)境、資源、公共服務(wù)等方面)不利于國(guó)際貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提升(楊本建 等,2019)[33],從而對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升產(chǎn)生不利影響;“對(duì)外開(kāi)放程度”的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù),這與翟士軍和黃漢民(2016)的研究結(jié)論一致[38],原因在于發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體過(guò)度對(duì)外開(kāi)放雖然有助于提高全球價(jià)值鏈參與程度,但也會(huì)增加戰(zhàn)略資源被侵蝕、污染產(chǎn)業(yè)及落后產(chǎn)能被轉(zhuǎn)入等風(fēng)險(xiǎn),導(dǎo)致貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力和全球價(jià)值鏈地位下降。因此,高水平的對(duì)外開(kāi)放不能僅限于“量”的增長(zhǎng),必須實(shí)現(xiàn)“質(zhì)”的改善,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展也應(yīng)著力于IFDI和OFDI的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和質(zhì)量提升。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性處理

為保證分析結(jié)果的可靠性,借鑒龔夢(mèng)琪和劉海云(2018)的研究思路[39],采用交互效應(yīng)模型做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。以“IFDI”(外商直接投資存量)和“OFDI”(對(duì)外直接投資存量)及兩者的交互項(xiàng)為解釋變量,構(gòu)建如下計(jì)量模型:dvarit=β0+β1IFDIit+β2OFDIit+β3(IFDIit×OFDIit)+λXit+δi+σt+εit。交互效應(yīng)模型回歸結(jié)果見(jiàn)表3的(1)列,“IFDI”“OFDI”“IFDI×OFDI”對(duì)“出口國(guó)內(nèi)附加值率”的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,表明外商直接投資存量和對(duì)外直接投資存量的增加均可以促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升,而且兩者具有相互強(qiáng)化的作用,即IFDI的增加可以增強(qiáng)OFDI對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的促進(jìn)作用,OFDI的增加也可以增強(qiáng)IFDI對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的促進(jìn)作用?？梢?jiàn),在樣本期間,樣本經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展有利于其出口國(guó)內(nèi)附加值率提升,再次驗(yàn)證了本文的核心結(jié)論(假說(shuō)H1a)。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

此外,本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn):一是替換核心解釋變量。采用IFDI和OFDI的存量數(shù)據(jù)計(jì)算得到“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展1”,重新進(jìn)行基準(zhǔn)模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果如表3的(2)列所示。二是替換被解釋變量指標(biāo)。采用“全球價(jià)值鏈位置指數(shù)”衡量樣本經(jīng)濟(jì)體在全球價(jià)值鏈中的地位(2)本文采用全球價(jià)值鏈位置指數(shù)來(lái)衡量樣本經(jīng)濟(jì)體在全球價(jià)值鏈中的地位?；贙oopman等(2010)的增加值分解框架[40],將全球價(jià)值鏈位置指數(shù)定義為:GVC_pos=ln(1+IV/E)-ln(1+FV/E)。其中,IV為間接增加值出口,FV為國(guó)外增加值出口,E為總出口。當(dāng)間接增加值出口的比重大于國(guó)外增加值出口的比重時(shí),全球價(jià)值鏈位置指數(shù)大于0(處于全球價(jià)值鏈相對(duì)上游的位置)。一國(guó)的全球價(jià)值鏈位置指數(shù)越大,表明其在全球價(jià)值鏈中越處于高端上游環(huán)節(jié),全球價(jià)值鏈分工地位越高(盛斌 等,2019)[41]。,將其作為被解釋變量重新進(jìn)行模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果如表3的(3)列所示。三是變量離群值處理。分別對(duì)核心解釋變量(“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”)和被解釋變量(“出口國(guó)內(nèi)附加值率”)進(jìn)行前后1%的縮尾和截尾處理,重新進(jìn)行模型檢驗(yàn),結(jié)果如表3的(4)(5)(6)(7)列所示。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)中核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)始終顯著為正,表明本文的分析結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

為進(jìn)一步緩解模型的內(nèi)生性問(wèn)題,采用2SLS工具變量法和差分GMM方法進(jìn)行檢驗(yàn)(見(jiàn)表4)。選取“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的滯后一期項(xiàng)(“L.雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”)和1990年每百人固定電話用戶數(shù)與年份虛擬變量的交乘項(xiàng)(“1990年電話用戶”)作為“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的工具變量,分別進(jìn)行兩階段最小二乘(2SLS)回歸檢驗(yàn)。Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量均在1%水平下顯著(拒絕工具變量不可識(shí)別的原假設(shè)),Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量均大于10(不存在工具變量弱識(shí)別問(wèn)題),說(shuō)明工具變量選取有效。第一階段的回歸結(jié)果顯示工具變量與核心解釋變量顯著正相關(guān),第二階段的回歸結(jié)果顯示擬合的核心解釋變量回歸系數(shù)顯著為正,說(shuō)明在克服模型內(nèi)生性問(wèn)題后,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展顯著促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升的結(jié)論依然成立。同時(shí),采用差分GMM方法進(jìn)行檢驗(yàn),AR(1)的P值為0.003,AR(2)的P值為0.449,表明殘差項(xiàng)差分存在一階自相關(guān),但不存在二階自相關(guān),可以接受“殘差項(xiàng)無(wú)自相關(guān)”的零假設(shè),因此適合使用差分GMM方法;過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的Hansen統(tǒng)計(jì)量為57.88(P值為0.991),無(wú)法拒絕“不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題”的原假設(shè)。差分GMM方法的檢驗(yàn)結(jié)果依然顯示核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正,進(jìn)一步表明本文的實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表4 內(nèi)生性處理結(jié)果

3.影響機(jī)制檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展能否通過(guò)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和優(yōu)化資源配置等機(jī)制來(lái)影響出口國(guó)內(nèi)附加值率,構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型:

Mit=a0+a1lnDit+λXit+δi+σt+εit

dvarit=a0+a1lnDit+a2Mit+λXit+δi+σt+εit

其中,M為中介變量,有3個(gè):一是“技術(shù)創(chuàng)新水平”,考慮到專利成果較好地反映了技術(shù)改進(jìn)和升級(jí)情況,采用每百萬(wàn)人專利申請(qǐng)數(shù)量來(lái)衡量;二是“出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)”,考慮到出口結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有高度相關(guān)性,而高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要標(biāo)志之一,采用高科技產(chǎn)品出口占制成品出口的比重來(lái)衡量“出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)”,并將其作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量;三是“資本—?jiǎng)趧?dòng)比率”,考慮到資本勞動(dòng)比反映了生產(chǎn)中最基本的資源配置,資本勞動(dòng)比的提高意味著資源配置的優(yōu)化(鐘世川 等,2021)[42],采用資本—?jiǎng)趧?dòng)比率的自然對(duì)數(shù)來(lái)反映資源配置狀況。

三種機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表5?！半p向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”對(duì)“技術(shù)創(chuàng)新水平”“出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)”“資本—?jiǎng)趧?dòng)比率”的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,表明雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可以促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平提升、出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)和資本勞動(dòng)比提高,具有顯著的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)和資源配置優(yōu)化效應(yīng);同時(shí),“技術(shù)創(chuàng)新水平”“出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)”“資本—?jiǎng)趧?dòng)比率”對(duì)“出口國(guó)內(nèi)附加值率”的估計(jì)系數(shù)也都顯著為正,表明技術(shù)創(chuàng)新水平的提高、出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級(jí)、資本勞動(dòng)比的提高可以顯著促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。由此,假說(shuō)H1b得到驗(yàn)證。

表5 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

4.異質(zhì)性分析

本文采用分組檢驗(yàn)的方法進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。首先,按照國(guó)際貨幣基金組織對(duì)發(fā)達(dá)和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的劃分標(biāo)準(zhǔn),將樣本經(jīng)濟(jì)體劃分為“發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體”和“發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體”兩個(gè)子樣本,分別進(jìn)行基準(zhǔn)模型檢驗(yàn);其次,借鑒景光正等(2017)的方法[43],采用私人部門信貸占GDP的比重作為金融發(fā)展水平的衡量指標(biāo),以其中位數(shù)將樣本經(jīng)濟(jì)體劃分為“高金融發(fā)展水平”和“低金融發(fā)展水平”兩個(gè)子樣本,分別進(jìn)行基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)。

異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性來(lái)看:在“發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體”子樣本中,“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正;而在“發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體”子樣本中,“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的回歸系數(shù)顯著為負(fù);表明發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展顯著促進(jìn)了其出口國(guó)內(nèi)附加值率提升,而發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展不利于其出口國(guó)內(nèi)附加值率提升。從金融發(fā)展水平的異質(zhì)性來(lái)看:在“高金融發(fā)展水平”子樣本中,“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正;而在“低金融發(fā)展水平”子樣本中,“雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展”的回歸系數(shù)不顯著;表明金融發(fā)展水平較高經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展顯著促進(jìn)了其出口國(guó)內(nèi)附加值率提升,而金融發(fā)展水平較低經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)其出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響不顯著。由此,假說(shuō)H2得到驗(yàn)證。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

構(gòu)建新發(fā)展格局不僅要深度融入全球價(jià)值體系,還須持續(xù)提高全球價(jià)值鏈地位。出口貿(mào)易是參與國(guó)際分工和生產(chǎn)體系的重要路徑,一國(guó)的出口國(guó)內(nèi)附加值是其出口貿(mào)易的真實(shí)利得,出口國(guó)內(nèi)附加值率則一定程度體現(xiàn)了其全球價(jià)值鏈地位。國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際投資相互滲透和影響,通過(guò)IFDI和OFDI以及兩者的協(xié)調(diào)發(fā)展可以促進(jìn)出口國(guó)內(nèi)附加值率的提升。鑒于目前還缺少雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展影響出口國(guó)內(nèi)附加值率的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),本文利用UNCTAD的國(guó)際投資數(shù)據(jù)和TiVA數(shù)據(jù)庫(kù)的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù),測(cè)算了2000—2018年63個(gè)經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展水平(IFDI與OFDI的耦合協(xié)調(diào)度)和出口國(guó)內(nèi)附加值率,并采用跨國(guó)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)出口國(guó)內(nèi)附加值率的影響,結(jié)果顯示:樣本經(jīng)濟(jì)體的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展整體上促進(jìn)了出口國(guó)內(nèi)附加值率的提升,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)和資源配置優(yōu)化效應(yīng)提升出口國(guó)內(nèi)附加值率,雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和金融發(fā)展水平較高的經(jīng)濟(jì)體有更強(qiáng)的出口國(guó)內(nèi)附加值率提升作用。基于本文研究結(jié)論,提出如下啟示:

第一,堅(jiān)持“引進(jìn)來(lái)”與“走出去”并重的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略。充分利用共建“一帶一路”和自貿(mào)區(qū)建設(shè)等積極推進(jìn)高水平對(duì)外開(kāi)放,制定合理的外資管制政策和本土企業(yè)海外投資支持政策,營(yíng)造市場(chǎng)化、便利化、法治化的營(yíng)商環(huán)境,減少資本、技術(shù)、勞動(dòng)力等要素跨國(guó)流動(dòng)的障礙,為雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展提供制度保障,實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量外資引進(jìn)和高水平海外投資相互促進(jìn)的發(fā)展格局。第二,根據(jù)國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略需要制定有針對(duì)性的雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展政策。針對(duì)亟須升級(jí)的生產(chǎn)技術(shù)和亟須調(diào)整的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)制定積極的外資吸引政策,剝離高污染、低端勞動(dòng)密集型等不符合高質(zhì)量發(fā)展要求的外商投資。基于投資目的和目標(biāo)國(guó)狀況科學(xué)選擇對(duì)外投資目的地,同時(shí)鼓勵(lì)具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和在國(guó)內(nèi)已不具比較優(yōu)勢(shì)的企業(yè)“走出去”,通過(guò)加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)合作、聯(lián)合攻關(guān)等方式充分發(fā)揮逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。第三,注重雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)生產(chǎn)能力和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)質(zhì)性提升。應(yīng)充分發(fā)揮雙向FDI協(xié)調(diào)發(fā)展的正向效應(yīng),避免被發(fā)達(dá)國(guó)家操控成為全球價(jià)值鏈低端生產(chǎn)環(huán)節(jié)的“代工者”和“污染天堂”,注重自主技術(shù)創(chuàng)新能力的提升和對(duì)高素質(zhì)勞動(dòng)力的培養(yǎng),實(shí)現(xiàn)實(shí)質(zhì)性而非表面上的生產(chǎn)能力提升。同時(shí),要積極把握生產(chǎn)和市場(chǎng)主導(dǎo)權(quán),通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的持續(xù)增強(qiáng)實(shí)現(xiàn)全球價(jià)值鏈地位的不斷攀升。第四,通過(guò)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展為出口國(guó)內(nèi)附加值率提升創(chuàng)造良好條件。不斷完善通信、交通、數(shù)字等基礎(chǔ)設(shè)施,為企業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升提供基本保障;注重發(fā)展“健康”的對(duì)外經(jīng)貿(mào)關(guān)系,為企業(yè)開(kāi)展高水平的國(guó)際投資和貿(mào)易活動(dòng)提供良好環(huán)境;科學(xué)規(guī)劃公共服務(wù)空間布局,弱化一些地區(qū)人口密度過(guò)高的負(fù)面影響;加大技術(shù)研發(fā)和科學(xué)教育投入,提升整體人力資本水平和結(jié)構(gòu),通過(guò)發(fā)掘“人力資本紅利”減少人口老齡化帶來(lái)的負(fù)面沖擊。