王 躍，孫浩進(jìn)

（1.上海社會(huì)科學(xué)院世界經(jīng)濟(jì)研究所，上海市 200235；2.黑龍江省社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所，黑龍江哈爾濱 150028）

當(dāng)前，全球正在經(jīng)歷新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)革命，全球創(chuàng)新版圖和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)面臨新一輪“洗牌”和重構(gòu)?？萍紕?chuàng)新成為引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，科學(xué)技術(shù)的影響日益深刻。黨的十八大以來，我國始終把科技創(chuàng)新放在發(fā)展的核心位置，在科技領(lǐng)域取得了豐碩成果。2020 年底，我國技能勞動(dòng)者超過2 億余人，高技能人才突破5 000 萬人大關(guān)。[1]我國全社會(huì)研發(fā)投入從2012 年的1.03 萬億元增加至2021 年的2.79 萬億元，國家創(chuàng)新綜合能力排名從2012 年的全球第34 名上升至2021 年的第12 名，2019—2021 年我國專利申請數(shù)量位居世界第一。[2]

2018 年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議首次明確提出，要由商品和要素流動(dòng)型開放向規(guī)則等制度型開放轉(zhuǎn)變?！耙粠б宦贰背h是我國制度型開放的典范[3]，其倡導(dǎo)的政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通、民心相通（即“五通”）在我國從積極主動(dòng)對接國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則向引領(lǐng)國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則轉(zhuǎn)變的過程中發(fā)揮重要作用，有助于國際直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）規(guī)模的擴(kuò)大。

技術(shù)溢出效應(yīng)有助于技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，目前已有大量研究驗(yàn)證了FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性與作用機(jī)理。那么，“一帶一路”倡議對我國FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的影響如何，其作用機(jī)制如何？探討這些問題對進(jìn)一步推動(dòng)我國制度型開放具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

國際直接投資可分為兩個(gè)部分：一是對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）；二是對內(nèi)直接投資（Inward Foreign Direct Investment，IFDI），即外商直接投資。與本研究直接相關(guān)的文獻(xiàn)可分為兩類：第一類文獻(xiàn)主要探討OFDI 和IFDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)。這類文獻(xiàn)大多認(rèn)為，技術(shù)溢出效應(yīng)是存在的，其效應(yīng)大小取決于母國是否達(dá)到相應(yīng)的門檻條件。對此，國內(nèi)外許多學(xué)者進(jìn)行了深入研究。波特瑞（Potterie）等[4]基于科（Coe）等[5]提出的國際研發(fā)溢出模型即C-H模型，首次驗(yàn)證了OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性，激發(fā)了學(xué)術(shù)界對此問題的廣泛討論。有研究指出，母國吸收能力的強(qiáng)弱能夠影響OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，而吸收能力主要與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本、技術(shù)差距等因素有關(guān)，這些因素具有明顯的地域異質(zhì)性[6-9]。還有研究認(rèn)為，OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)具有階段性特征，如杜龍政等[10]關(guān)于我國OFDI 逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)，在滿足門檻條件的前提下，創(chuàng)新能力對OFDI 逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響存在創(chuàng)新前、創(chuàng)新啟動(dòng)、創(chuàng)新加速三個(gè)發(fā)展階段。此外，還有一些研究發(fā)現(xiàn)，IFDI在我國同樣產(chǎn)生了明顯的技術(shù)溢出效應(yīng)，其效應(yīng)大小與影響吸收能力的各因素密切相關(guān)[11-13]。

第二類文獻(xiàn)主要探討“一帶一路”倡議對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。這類文獻(xiàn)的觀點(diǎn)基本一致，認(rèn)為“一帶一路”倡議對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)具有積極影響[14]。相關(guān)研究主要關(guān)注母國吸收能力，探討其是否達(dá)到觸發(fā)技術(shù)溢出效應(yīng)的門檻值。許多研究證實(shí)，人力資本、研發(fā)強(qiáng)度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素對OFDI 逆向技術(shù)溢出效應(yīng)具有決定性影響[15]。有研究指出，“一帶一路”倡議下OFDI的技術(shù)溢出效應(yīng)具有鮮明的區(qū)域分布不平衡特征，在有些地區(qū)效應(yīng)明顯，在有些地區(qū)效應(yīng)不明顯[16-17]，這本質(zhì)上與區(qū)域經(jīng)濟(jì)不平衡導(dǎo)致的吸收能力不平衡有關(guān)。目前，關(guān)于我國IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的研究較少，有待補(bǔ)充。

進(jìn)一步梳理相關(guān)文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，關(guān)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究結(jié)論與數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度有關(guān)，使用不同時(shí)期的數(shù)據(jù)會(huì)導(dǎo)致相左的結(jié)論，為更好地把握FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的特點(diǎn)，相關(guān)研究需要隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)行動(dòng)態(tài)更新；現(xiàn)有研究大多使用國家或省級層面的數(shù)據(jù)，很少使用細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)，這會(huì)掩蓋一些重要信息，造成結(jié)果偏誤；第二類文獻(xiàn)主要關(guān)注“一帶一路”倡議能否促進(jìn)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，并未探究該促進(jìn)作用的大小和影響機(jī)制。鑒于此，本研究基于2000—2022 年我國31 個(gè)省份（未含香港、澳門、臺灣地區(qū)）291個(gè)地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，利用DID模型，引入生產(chǎn)要素流動(dòng)衡量指標(biāo)，以及技術(shù)吸收能力相關(guān)因素，分析“一帶一路”倡議對我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響和作用機(jī)制。

二、理論假設(shè)

（一）“一帶一路”倡議、生產(chǎn)要素國際流動(dòng)與FDI技術(shù)溢出效應(yīng)

生產(chǎn)要素是經(jīng)濟(jì)增長的源泉。白俊紅等[18]發(fā)現(xiàn)，研發(fā)要素的區(qū)際流動(dòng)具有明顯的空間溢出效應(yīng)，能顯著推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長；陳磊等[19]關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)要素流動(dòng)的研究指出，資本、勞動(dòng)、技術(shù)等生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動(dòng)通過直接和間接方式對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生正面影響；張幼文[20]從全球視角研究生產(chǎn)要素流動(dòng)問題，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)要素的國際流動(dòng)能夠改變?nèi)騼r(jià)值鏈分工與跨國公司生產(chǎn)布局，對世界經(jīng)濟(jì)增長及結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型具有深遠(yuǎn)影響。“一帶一路”倡議有助于生產(chǎn)要素的國際流動(dòng)。從本質(zhì)上看，國際直接投資是資本、勞動(dòng)、技術(shù)等生產(chǎn)要素以跨國公司為載體在不同國家間的跨境流動(dòng)。廖紅偉等[21]發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議通過影響國際直接投資引導(dǎo)生產(chǎn)要素國際流動(dòng)，推動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。熊彼特（Schumpeter）[22]指出，生產(chǎn)要素的新組合是推動(dòng)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵。國際直接投資有助于國內(nèi)外生產(chǎn)要素的重新整合與優(yōu)化，可為技術(shù)進(jìn)步提供新的“生產(chǎn)函數(shù)”，這是FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的理論基礎(chǔ)?，F(xiàn)有相關(guān)研究普遍認(rèn)為，國際直接投資會(huì)產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)[23-24]。綜上，提出以下假設(shè)：

H1：“一帶一路”倡議能夠促進(jìn)生產(chǎn)要素國際流動(dòng)，進(jìn)而強(qiáng)化FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。

（二）吸收能力因素的調(diào)節(jié)作用

人力資本、技術(shù)差距、制度環(huán)境等與吸收能力有關(guān)的因素也會(huì)影響FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)。人力資本是衡量城市技術(shù)吸收能力的關(guān)鍵指標(biāo)，在城市人力資本達(dá)到某一水平后，其學(xué)習(xí)模仿新技術(shù)的能力會(huì)隨著人力資本水平的提高而提高，這有助于技術(shù)溢出效應(yīng)的提升[25]。技術(shù)差距能夠反映技術(shù)溢出效應(yīng)的潛力，一般認(rèn)為，在國內(nèi)外技術(shù)差距達(dá)到一定程度后，技術(shù)差距越大，F(xiàn)DI 技術(shù)溢出效應(yīng)越強(qiáng)[26]。制度環(huán)境也是FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的重要影響因素，制度環(huán)境直接影響生產(chǎn)要素跨境流動(dòng)成本，城市制度環(huán)境越好，生產(chǎn)要素流動(dòng)成本越低，越有利于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生[27]。綜上，提出以下假設(shè)：

H2：人力資本、技術(shù)差距、制度環(huán)境等與吸收能力有關(guān)的因素在“一帶一路”倡議對FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

（三）FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的地區(qū)和行業(yè)異質(zhì)性

有關(guān)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)位是影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素，其效應(yīng)大小因區(qū)位不同而不同。在我國，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，具有先天的地理優(yōu)勢和良好的基礎(chǔ)設(shè)施條件，F(xiàn)DI 技術(shù)溢出效應(yīng)更強(qiáng)[28]。此外，行業(yè)也是影響FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素。碳排放量是評價(jià)行業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的一項(xiàng)重要指標(biāo)。在傳統(tǒng)工業(yè)發(fā)展模式下，技術(shù)進(jìn)步往往與碳排放量的增加相關(guān)，但在全球氣候變化背景下，隨著對綠色發(fā)展重視程度的提高，低碳經(jīng)濟(jì)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要模式，減少碳排放成為技術(shù)進(jìn)步的一個(gè)重要方面。波特（Porter）[29]指出，環(huán)境規(guī)制有助于廠商技術(shù)進(jìn)步與競爭力提升。其他相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，降低城市碳排放量有助于低碳技術(shù)創(chuàng)新[30-31]?？鐕镜牡吞技夹g(shù)創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，使我國本土企業(yè)受益。不同行業(yè)屬性不同，對碳的依賴程度不同，碳排放量不同，這形成了一種“天然”的環(huán)境規(guī)制，致使減少碳排放對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響存在差異。綜上，提出以下假設(shè)：

H3：“一帶一路”倡議對FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的促進(jìn)作用具有地區(qū)和行業(yè)異質(zhì)性。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

1.政策沖擊的說明

“一帶一路”倡議是一個(gè)全球性的經(jīng)濟(jì)合作倡議，通過促進(jìn)國際直接投資形成技術(shù)溢出效應(yīng)[4-5]，對國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生積極影響。本研究以“一帶一路”倡議被提出的2013年作為政策沖擊的起點(diǎn)，研究其政策效應(yīng)的大小和作用機(jī)制。

2.實(shí)驗(yàn)組和控制組的設(shè)置

“一帶一路”倡議自提出起，就對我國以及其他“一帶一路”沿線國家產(chǎn)生了重要經(jīng)濟(jì)影響，因此從嚴(yán)格意義上講并不存在“純凈”的控制組。參考維格（Vig）[32]的做法，按照“一帶一路”倡議對國際直接投資影響的大小來界定實(shí)驗(yàn)組和控制組。為保證分組的隨機(jī)性，采用國家信息中心“一帶一路”大數(shù)據(jù)中心構(gòu)建的“一帶一路”參與度指標(biāo)[33]，按相對排名進(jìn)行分組。需要指出的是，相對排名每年都會(huì)發(fā)生一定的變化，但從整體看，排名前1/2的省份相對穩(wěn)定。鑒于此，本研究將排名前1/2的省份歸入實(shí)驗(yàn)組，將排名后1/2 的省份歸入控制組。其中，實(shí)驗(yàn)組包括上海、北京、天津、山東、廣東、江蘇、河北、浙江、海南、福建、安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南16個(gè)省份的地級及以上城市，控制組包括重慶、吉林、遼寧、黑龍江、云南、內(nèi)蒙古、四川、寧夏、廣西、新疆、甘肅、西藏、貴州、陜西、青海15個(gè)省份的地級及以上城市。

3.研究模型

“一帶一路”倡議的提出為本研究提供了一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，因此本研究采用雙重差分（Differences-in-Differences，DID）法識別“一帶一路”倡議與我國FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的因果效應(yīng)。為減少地區(qū)和時(shí)間因素對估計(jì)結(jié)果的影響，構(gòu)建雙向固定效應(yīng)的DID模型，具體如下：

其中，i表示城市，t表示年份；lnSFit為被解釋變量，表示我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)；fdii表示政策干預(yù)變量，postt表示時(shí)間干預(yù)變量，兩者的交乘項(xiàng)（fdii×psott）為核心解釋變量，在DID模型中，交乘項(xiàng)的系數(shù)是核心參數(shù)，表示政策效應(yīng)，即“一帶一路”倡議對我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響；Xit表示控制變量；ξi和ωt分別表示城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，用以控制各城市不隨時(shí)間變化的因素和外部宏觀趨勢沖擊；γ0表示常數(shù)項(xiàng)，γ1表示系數(shù)；εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.被解釋變量

本研究的被解釋變量為OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)（lnSFitofdi）和IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)（lnSFitifdi）。有很多實(shí)證研究用參數(shù)及非參數(shù)方法測算全要素生產(chǎn)率，并以此衡量技術(shù)溢出效應(yīng)[7，34]，但該方法在本研究中并不適用。其主要原因有三：一是全要素生產(chǎn)率測算方法多樣，且存在測算誤差，最終測算結(jié)果相差較大；二是“一帶一路”倡議帶來的國際直接投資并不直接對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，而是通過我國研發(fā)資本存量對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響；三是全要素生產(chǎn)率的影響因素很多，在構(gòu)建回歸模型時(shí)容易遺漏重要解釋變量，會(huì)造成估計(jì)偏差。用研發(fā)資本存量衡量技術(shù)溢出效應(yīng)具有理論和現(xiàn)實(shí)依據(jù)[35]，近年來有很多研究用研發(fā)資本存量代替全要素生產(chǎn)率來衡量技術(shù)溢出效應(yīng)[36-38]。

波特瑞等[4]發(fā)現(xiàn)，技術(shù)知識可以通過國際直接投資實(shí)現(xiàn)跨境流動(dòng)。塞克（Seck）[39]在此基礎(chǔ)上對國際技術(shù)溢出進(jìn)行了研究和測算。本研究參考這兩項(xiàng)研究，計(jì)算OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)（lnSFitofdi）和IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)（lnSFitifdi）。

第一，按以下步驟計(jì)算t年i城市的OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)lnSFitofdi。

步驟1：計(jì)算t年全國的OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)SFtofdi-cnty。

其中，OFDIjt表示t年我國對j國（地區(qū)）的對外直接投資存量，Yjt表示t年投資目標(biāo)國j的GDP，Sjt表示t年j國（地區(qū)）的研發(fā)資本存量。

鑒于Sjt無法直接獲取，需要通過計(jì)算獲得，首先，利用j國（地區(qū)）研發(fā)支出占GDP 比重及GDP（Yjt），估算t年j國（地區(qū)）的研發(fā)支出（REjt）。然后，以2000 年為基期，依據(jù)t年j國（地區(qū)）消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，將研發(fā)支出REjt折算成基于2000年不變價(jià)格的研發(fā)支出，以消除貨幣因素的影響。繼而，借鑒單豪杰[40]的思路，采用永續(xù)盤存法計(jì)算j國（地區(qū)）研發(fā)資本存量，得到基于2000 年不變價(jià)格的基期研發(fā)資本存量：

其中，g為2000—2022 年研發(fā)支出的實(shí)際增長率，δ為資本折舊率，按照公認(rèn)的做法，將δ取為5%。

最后，利用永續(xù)盤存法計(jì)算t年j國（地區(qū)）的研發(fā)資本存量：

根據(jù)歷年中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)，我國對外直接投資主要流向中國香港、澳門地區(qū)，以及東盟、歐洲、北美等國家和地區(qū)，每年我國對這些國家和地區(qū)的對外直接投資占對外直接投資總額的80%以上。鑒于此，本研究將馬來西亞、日本、泰國、新加坡、印度尼西亞、越南、中國澳門、中國香港、愛爾蘭、德國、俄羅斯、法國、荷蘭、盧森堡、瑞典、瑞士、英國、加拿大、美國、澳大利亞共計(jì)20個(gè)國家和地區(qū)作為獲取研發(fā)資本存量的主要來源地。

步驟2：計(jì)算t年k省份的OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)SFktofdi-prov。

其中，OFDIkt表示t年k省份的研發(fā)資本存量。各省份2003年及以后的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)，2000—2002 年的相關(guān)數(shù)據(jù)主要采用世界銀行數(shù)據(jù)庫和UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，由筆者整理計(jì)算得到。

步驟3：按i城市GDP 占其所在省份GDP 的比重進(jìn)行加權(quán)，估算t年i城市的OFDI技術(shù)溢出效應(yīng)lnSFitofdi：

第二，按相同的思路計(jì)算t年全國的IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)SFtifdi-cnty，進(jìn)而利用下式計(jì)算t年i城市的IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)lnSFitifdi。

其中，IFDIit和IFDIt分別表示t年i城市和全國的實(shí)際利用外資額。

2.核心解釋變量

本研究核心解釋變量為政策干預(yù)變量（fdii）與時(shí)間干預(yù)變量（postt）的交乘項(xiàng)（fdii×psott）。對于政策干預(yù)變量fdii，若城市i屬于實(shí)驗(yàn)組，fdii=1；若城市i屬于控制組，fdii=0。對于時(shí)間干預(yù)變量postt，若時(shí)間處在2013年之前，postt=0；若時(shí)間處在2013年及以后，postt=1。

3.控制變量

本研究借鑒尹東東等[7]、朱潔西等[41]的研究，設(shè)計(jì)九個(gè)控制變量：一是人口規(guī)模（lnppl），用城市常住人口的對數(shù)表示；二是人均GDP（lnpgdp），用GDP 與人口總數(shù)之比的對數(shù)表示；三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnindustry），用工業(yè)增加值占GDP 比重的對數(shù)表示；四是基礎(chǔ)設(shè)施水平（lnroaddensity），用轄區(qū)內(nèi)公路里程與總面積之比的對數(shù)表示；五是對外開放度（lnopeness），用外資依存度與貿(mào)易依存度之和的對數(shù)表示；六是政府干預(yù)水平（lngovernment），用地方財(cái)政支出占GDP 比重的對數(shù)表示；七是人均資本（lnk），用資本存量與人口規(guī)模之比的對數(shù)表示；八是金融發(fā)展水平（lnfilevel），用年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額與GDP 之比的對數(shù)表示；九是與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體技術(shù)差距（lngap），用各城市勞動(dòng)生產(chǎn)率與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體①平均勞動(dòng)生產(chǎn)率之比的對數(shù)表示。

另外，為獲得更大意義上的平均效應(yīng)，減少回歸中的自由度損失，在基準(zhǔn)分析中只把人口規(guī)模、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施水平、對外開放度五個(gè)控制變量納入回歸，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中再將其他控制變量納入回歸。

（三）數(shù)據(jù)來源

本研究采用的是2000—2022年我國31個(gè)省份（未含香港、澳門、臺灣地區(qū)）291個(gè)地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)、中國統(tǒng)計(jì)年鑒、中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒以及國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國城市數(shù)據(jù)庫、世界銀行公開數(shù)據(jù)庫、聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（即UN Comtrade數(shù)據(jù)庫）。

主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2 列（1）至列（6）?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是僅控制年份固定效應(yīng)，還是同時(shí)控制城市和年份固定效應(yīng)，核心解釋變量的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明“一帶一路”倡議有助于我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的提升。從回歸系數(shù)值看，“一帶一路”倡議提出后，我國OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)提升了12.3%，IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)提升了22.4%，相關(guān)結(jié)果均通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。

表2 基準(zhǔn)結(jié)果分析

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.共同趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

采用DID 模型的一個(gè)重要前提是滿足共同趨勢假設(shè)，即實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本在政策發(fā)生前后的趨勢相同。鑒于此，檢驗(yàn)“一帶一路”倡議提出之前實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本是否滿足共同趨勢假設(shè)，結(jié)果見圖1?？梢园l(fā)現(xiàn)，在“一帶一路”倡議提出之前，左右兩圖的回歸系數(shù)均接近0且整體不顯著，說明實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本滿足共同趨勢假設(shè)。在倡議提出后的第二年，左右兩圖的回歸系數(shù)出現(xiàn)跳躍式增長且顯著異于0，整體呈現(xiàn)波動(dòng)上升態(tài)勢，說明“一帶一路”倡議有助于我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的增強(qiáng)。

圖1 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：基于共同趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

進(jìn)一步，進(jìn)行虛構(gòu)干預(yù)時(shí)間和虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組的安慰劑檢驗(yàn)。首先，假設(shè)“一帶一路”倡議的提出時(shí)間早于2013 年，并剔除2013 年的數(shù)據(jù)。然后，將倡議提出時(shí)間隨機(jī)提前至2009年和2012年，分別基于這兩個(gè)虛構(gòu)干預(yù)時(shí)間進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3列（1）至列（4）?？梢园l(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的回歸系數(shù)均不顯著且趨近于0，這說明在“一帶一路”倡議正式提出前，其他未觀測因素對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響十分有限，基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較高的可信度。

其次，在控制組中隨機(jī)抽取一部分樣本構(gòu)造偽實(shí)驗(yàn)組，進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。為弱化隨機(jī)性對結(jié)果的影響，將抽樣和回歸的步驟重復(fù)500次，然后繪制偽倍差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)密度和p值的分布圖（見圖2）。可以發(fā)現(xiàn)，圖形呈現(xiàn)鐘形分布形態(tài)，均值接近0，近似正態(tài)分布。同時(shí)，兩個(gè)核心解釋變量的回歸系數(shù)（分別為0.123、0.224）均顯著異于偽倍差項(xiàng)估計(jì)系數(shù)分布的中心0值，這說明遺漏變量沒有對回歸結(jié)果產(chǎn)生重大影響，“一帶一路”倡議對我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響并非偶然因素造成的。

3.系數(shù)敏感性分析

在基準(zhǔn)回歸分析基礎(chǔ)上，增加政府干預(yù)水平（lngovernment）、人均資本（lnk）、金融發(fā)展水平（lnfilevel）、與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體技術(shù)差距（lngap）四個(gè)控制變量，觀察它們對核心解釋變量回歸系數(shù)的影響，結(jié)果見表4列（1）至列（2）。可以發(fā)現(xiàn)，在加入更多控制變量后，核心解釋變量回歸系數(shù)的數(shù)值和顯著性水平均未發(fā)生明顯變化，這說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有相當(dāng)?shù)姆€(wěn)健性。

4.劑量效應(yīng)檢驗(yàn)

按照受政策影響強(qiáng)度界定實(shí)驗(yàn)組和控制組，在得出估計(jì)結(jié)果后，還需要考察是否存在劑量效應(yīng)以檢驗(yàn)穩(wěn)健性。劑量效應(yīng)是指，當(dāng)實(shí)驗(yàn)組與控制組受政策影響強(qiáng)度的差異變動(dòng)時(shí)，政策效應(yīng)也會(huì)隨之變動(dòng)。如果其差異增大，則政策效應(yīng)增強(qiáng)；如果其差異減小,則政策效應(yīng)減弱[32]。本研究采用三分法和四分法來檢驗(yàn)劑量效應(yīng)，結(jié)果見表5列（1）至列（4）?？梢园l(fā)現(xiàn)，兩種方法下的回歸系數(shù)均有增大，且四分法下的回歸系數(shù)增大得更多，這說明劑量效應(yīng)存在，基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

5.剔除特殊樣本

基準(zhǔn)回歸分析中的291個(gè)地級及以上城市包括直轄市、省會(huì)城市等特殊樣本，這可能對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。鑒于此，分別剔除直轄市和省會(huì)城市樣本，再次進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6列（1）至列（4）?？梢园l(fā)現(xiàn)，剔除特殊樣本后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比無明顯差異，這說明特殊樣本的存在并沒有造成顯著偏差。

6.自選擇問題分析

現(xiàn)實(shí)中，企業(yè)在正式投資之前，往往會(huì)對投資意向地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施條件、勞動(dòng)力成本、法律制度環(huán)境等進(jìn)行考察。這意味著，在上述幾個(gè)方面，企業(yè)的投資意向地往往表現(xiàn)較好。換言之，“一帶一路”倡議對我國FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的影響可能是一種自選擇的結(jié)果，即基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能存在自選擇偏誤。為緩解自選擇問題帶來的估計(jì)偏差，本研究分別采用基于傾向得分匹配的雙重差分（PSMDID）模型以及廣義合成控制法對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行重新估計(jì)。

PSM-DID 模型通過協(xié)變量進(jìn)行傾向得分匹配，有助于減少實(shí)驗(yàn)組與控制組的差異，增強(qiáng)其可比性。先以基準(zhǔn)回歸中的控制變量為特征變量，利用邏輯回歸（Logit）模型計(jì)算傾向得分，并分別使用核匹配、最近鄰匹配、半徑匹配方法進(jìn)行匹配。傾向得分匹配的協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果（見圖3）表明，匹配后實(shí)驗(yàn)組與控制組的差異顯著下降。再利用DID 模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表7 列（1）至列（6）。可以發(fā)現(xiàn)，無論采用何種匹配方法，其估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比均無顯著差異。

圖3 傾向得分匹配的協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：基于PSM-DID模型

廣義合成控制法可以通過為實(shí)驗(yàn)組個(gè)體合成高度近似的反事實(shí)個(gè)體來識別因果效應(yīng)，解決自選擇問題。使用徐（Xu）[42]在R 軟件中提供的Gsynth 程序包分析“一帶一路”倡議對我國FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，結(jié)果見圖4?？梢园l(fā)現(xiàn)，在利用廣義合成控制法克服自選擇問題后，“一帶一路”倡議對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響依然顯著。“一帶一路”倡議提出后，OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)提升了14.0%，IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)提升了20.4%，該結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果十分接近，說明估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

圖4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：基于廣義合成控制法

五、拓展分析

（一）機(jī)制檢驗(yàn)

國際直接投資有助于生產(chǎn)要素國際流動(dòng)，這是其能夠產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)的根本原因。在國際直接投資過程中，跨國公司作為進(jìn)行國際直接投資的重要主體，會(huì)將母國先進(jìn)的技術(shù)、管理理念等生產(chǎn)要素輸出到東道國，或者將東道國先進(jìn)的技術(shù)、管理理念等引進(jìn)到母國，這樣便產(chǎn)生了技術(shù)溢出效應(yīng)。生產(chǎn)要素流動(dòng)對技術(shù)發(fā)展的促進(jìn)作用已得到眾多研究的驗(yàn)證。孫巍等[43]認(rèn)為，生產(chǎn)要素流動(dòng)不僅會(huì)產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，而且這種流動(dòng)會(huì)因非均衡性造成區(qū)域間的技術(shù)差異；沈麗麗等[44]認(rèn)為，生產(chǎn)要素流動(dòng)既有助于我國在技術(shù)上的進(jìn)步，也有助于我國在全球價(jià)值鏈中地位的提升。

從本質(zhì)上看，國際直接投資就是生產(chǎn)要素的國際流動(dòng)。鑒于此，在機(jī)制檢驗(yàn)部分，構(gòu)建“‘一帶一路’倡議→生產(chǎn)要素流動(dòng)→技術(shù)溢出效應(yīng)”的影響路徑，并對其進(jìn)行檢驗(yàn)。如前所述，影響路徑的后半段（生產(chǎn)要素流動(dòng)→技術(shù)溢出效應(yīng)）已經(jīng)得到驗(yàn)證，因此接下來僅分析影響路徑的前半段（“一帶一路”倡議→生產(chǎn)要素流動(dòng)）即可，若“一帶一路”倡議能夠促進(jìn)生產(chǎn)要素流動(dòng)，則本研究構(gòu)建的影響路徑成立。

參考干春暉等[45]、車明好等[46]的做法，用產(chǎn)業(yè)合理化指數(shù)（lnrational）和產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)（lnindusadv）衡量生產(chǎn)要素流動(dòng)。

產(chǎn)業(yè)合理化指數(shù)lnrational②的計(jì)算公式為：

其中，n表示產(chǎn)業(yè)，n=1，2，3，Y表示GDP，L表示就業(yè)人數(shù)。

對于產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)，借鑒付凌暉[47]的方法，用三次產(chǎn)業(yè)三維空間向量夾角的加權(quán)平均值表示，具體步驟如下：

步驟1：構(gòu)建一個(gè)三次產(chǎn)業(yè)三維空間向量a0=（a01，a02，a03），其中的分量a01、a02、a03分別表示三次產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。

步驟2：依次構(gòu)建三次產(chǎn)業(yè)的基準(zhǔn)空間向量：a1=（1，0，0），a2=（0，1，0），a3=（0，0，1）。

步驟3：依次計(jì)算a0與三次產(chǎn)業(yè)三維空間向量的夾角φn③：

其中，anq表示向量an的第q個(gè)分量，a0q表示向量a0的第q個(gè)分量。

步驟4：通過加權(quán)計(jì)算得到產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)lnindusadv：

其中，wn④為權(quán)重，利用標(biāo)準(zhǔn)離差法得到。

“一帶一路”倡議是一個(gè)全球性的綜合倡議，涉及經(jīng)濟(jì)、文化、政治、外交等諸多方面。鑒于此，本研究推測，“一帶一路”倡議可能存在四種細(xì)分機(jī)制，即“一帶一路”倡議能夠通過優(yōu)化對外政策環(huán)境、改善基礎(chǔ)設(shè)施配套、加強(qiáng)對外經(jīng)貿(mào)合作、增進(jìn)人文交流來促進(jìn)生產(chǎn)要素跨境流動(dòng)。參考盧盛峰等[48]的做法，利用《“一帶一路”大數(shù)據(jù)報(bào)告（2017）》[33]中的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。該報(bào)告由國家信息中心“一帶一路”大數(shù)據(jù)中心編寫，對“一帶一路”建設(shè)進(jìn)展及成效進(jìn)行了綜合評估，其中的省份參與度指標(biāo)衡量某個(gè)省份在“一帶一路”建設(shè)中貢獻(xiàn)的大小，是本研究用以進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)的主要指標(biāo)。在該報(bào)告中，“一帶一路”大數(shù)據(jù)中心構(gòu)建了一套全面的指標(biāo)體系，對各省份在對外政策環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施配套、對外經(jīng)貿(mào)合作、人文交流方面的參與度進(jìn)行測算評分，并按得分高低進(jìn)行排序。本研究將得分等于或高于平均值的省份作為高參與度省份，將其所屬范圍內(nèi)的城市視為高參與度城市，將得分低于平均值的省份作為低參與度省份，將其所屬范圍內(nèi)的城市視為低參與度城市，并基于此構(gòu)造核心解釋變量，將之納入如下機(jī)制檢驗(yàn)方程：

其中，Zi表示各城市在四個(gè)方面的“一帶一路”建設(shè)參與度，分別是對外政策環(huán)境參與度（policy）、基礎(chǔ)設(shè)施配套參與度（infrastr）、對外經(jīng)貿(mào)合作參與度（etcommu）、人文交流參與度（cul-ex）。在高參與度城市，Zi=1；在其他城市，Zi=0。“一帶一路”建設(shè)參與度（Zi）與時(shí)間干預(yù)變量（postt）的交乘項(xiàng)（Zi×postt）為核心解釋變量。其余變量含義與前文一致。

根據(jù)表8列（1）至列（4）的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，四個(gè)方面“一帶一路”建設(shè)參與度與時(shí)間干預(yù)變量交乘項(xiàng)（Zi×postt）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。根據(jù)表9 列（1）至列（4）的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，四個(gè)方面“一帶一路”建設(shè)參與度與時(shí)間干預(yù)變量交乘項(xiàng)（Zi×postt）的回歸系數(shù)均顯著為正。這表明，“一帶一路”倡議有助于生產(chǎn)要素國際流動(dòng)，能夠推動(dòng)我國產(chǎn)業(yè)不斷朝合理化、高級化方向發(fā)展，即“‘一帶一路’倡議→生產(chǎn)要素流動(dòng)→技術(shù)溢出效應(yīng)”的影響路徑存在，H1得到驗(yàn)證。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響

表9 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的影響

（二）調(diào)節(jié)作用分析

對于吸收能力這一影響FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的重要因素，前面有初步分析，但并未進(jìn)行更深入研究。比如，人力資本、技術(shù)差距、政府干預(yù)等因素均與城市技術(shù)吸收能力有關(guān)，會(huì)直接影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。鑒于此，本研究設(shè)計(jì)人力資本（H）、技術(shù)差距（gap）、制度環(huán)境（G）三個(gè)調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建以下模型進(jìn)行實(shí)證分析：

其中，Mit表示人力資本（H）、技術(shù)差距（gap）、制度環(huán)境（G）三個(gè)調(diào)節(jié)變量。

1.人力資本的調(diào)節(jié)作用

人力資本能夠反映城市的學(xué)習(xí)吸收能力，相關(guān)研究通常用勞動(dòng)力平均受教育年限表示，但該指標(biāo)只能反映人力資本的總量，無法反映人力資本的結(jié)構(gòu)。鑒于此，本研究參考劉智勇等[49]的方法，用人力資本高級化指數(shù)衡量城市的人力資本（H），進(jìn)而通過引入核心解釋變量與人力資本的交乘項(xiàng)來分析人力資本對FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

人力資本（H）的計(jì)算步驟如下：

步驟1：根據(jù)受教育年限將人力資本劃分為文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大學(xué)及以上五類，構(gòu)建一個(gè)五維的人力資本空間向量b0=（b01，b02，b03，b04，b05），其中各分量分別表示各類人力資本的數(shù)量。

步驟2：構(gòu)建五個(gè)單位向量作為基準(zhǔn)向量，分別為b1=（1，0，0，0，0），b2=（0，1，0，0，0），b3=（0，0，1，0，0），b4=（0，0，0，1，0），b5=（0，0，0，0，1），然后用以下公式計(jì)算b0與bj（j=1，2，3，4，5）的夾角ηk。

其中，bjk表示向量bj的第k個(gè)分量（k=1，2，3，4，5），b0k表示向量b0的第k個(gè)分量。

步驟3：測算人力資本高級化指數(shù)并以此衡量人力資本（H）。

其中，wk為權(quán)重，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)離差法得到。

根據(jù)表10列（1）、列（2），核心解釋變量與調(diào)節(jié)變量交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明“一帶一路”倡議提出后，我國人力資本升級無論是對OFDI技術(shù)溢出效應(yīng)，還是對IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)，均有顯著抑制作用，這可能與本土研發(fā)資本增加、對外企技術(shù)依賴程度下降、存在擠出效應(yīng)有關(guān)。

2.技術(shù)差距的調(diào)節(jié)作用

本研究用我國各城市勞動(dòng)生產(chǎn)率與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體平均勞動(dòng)生產(chǎn)率的比值表示技術(shù)差距（gap）。該比值越大，說明技術(shù)差距越小。根據(jù)表10 列（3）、列（4），核心解釋變量與調(diào)節(jié)變量交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，與預(yù)期結(jié)果相符，說明“一帶一路”倡議提出后，OFDI 和IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)均受到技術(shù)差距的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

3.制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

政府是政策、法規(guī)的制定者，是制度環(huán)境的關(guān)鍵影響因素。本研究用城市GDP 與財(cái)政收入的比值衡量制度環(huán)境（G），以此反映政府干預(yù)能力。G值越大，說明政府干預(yù)能力越弱。根據(jù)表10列（5）、列（6），核心解釋變量與調(diào)節(jié)變量交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明政府干預(yù)能力對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)具有顯著負(fù)面影響。

綜上，H2得到驗(yàn)證。

（三）異質(zhì)性分析

在不同的地區(qū)或行業(yè)，F(xiàn)DI 技術(shù)溢出效應(yīng)通常不同，而基準(zhǔn)回歸只對我國FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行總體分析，很難捕捉或容易忽略這些更為細(xì)化的信息，特別是某些關(guān)鍵信息。鑒于此，分別從地區(qū)和行業(yè)角度探究FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的異質(zhì)性。

1.地區(qū)異質(zhì)性

按城市所在地區(qū)，將實(shí)驗(yàn)組樣本劃分為東部城市和中部城市兩組，分地區(qū)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表11列（1）至列（4）?？梢园l(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 技術(shù)溢出效應(yīng)的地區(qū)差異明顯，在東部城市呈現(xiàn)顯著抑制效應(yīng)，在中部城市呈現(xiàn)顯著促進(jìn)效應(yīng)。需要特別說明的是，根據(jù)實(shí)驗(yàn)組和控制組的設(shè)置，實(shí)驗(yàn)組樣本均分布在東部和中部地區(qū)，控制組樣本均分布在西部和東北地區(qū)。⑤對處于控制組的西部和東北地區(qū)樣本而言，盡管其經(jīng)濟(jì)和科技水平有限，受“一帶一路”倡議的影響較小，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯，但從實(shí)際發(fā)展看，其要素成本優(yōu)勢明顯，通過參與“一帶一路”建設(shè)激發(fā)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)、實(shí)現(xiàn)科技進(jìn)步的潛力很大。

表11 異質(zhì)性分析結(jié)果：基于城市所在地區(qū)

2.行業(yè)異質(zhì)性

為研究碳排放對我國FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，本研究根據(jù)行業(yè)碳排放強(qiáng)度，將我國各行業(yè)劃分為高碳行業(yè)、低碳行業(yè)，并將其中的高碳行業(yè)進(jìn)一步細(xì)分為采掘業(yè)、制造業(yè)、電力及相關(guān)行業(yè)，按行業(yè)對樣本進(jìn)行回歸。具體而言，引入核心解釋變量與行業(yè)碳排放量（carbon）的交乘項(xiàng)（fdi×post×carbon），觀察其回歸系數(shù)的變化。行業(yè)碳排放量數(shù)據(jù)尚未公開，但考慮到特定行業(yè)在一定時(shí)間內(nèi)的碳排放強(qiáng)度基本不變，因此可利用行業(yè)碳排放強(qiáng)度和城市GDP 計(jì)算各城市的行業(yè)碳排放量，公式如下：

其中，碳排放量相關(guān)數(shù)據(jù)來自中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒。

表12顯示了基于高碳行業(yè)和低碳行業(yè)的異質(zhì)性分析結(jié)果。根據(jù)表12列（1）至列（2），從OFDI技術(shù)溢出效應(yīng)（lnSFitofdi）看，核心解釋變量與行業(yè)碳排放量交乘項(xiàng)（fdi×post×carbon）的回歸系數(shù)為正但不顯著；從IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)（lnSFitifdi）看，核心解釋變量與行業(yè)碳排放量交乘項(xiàng)（fdi×post×carbon）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。這說明，在高碳行業(yè)，“一帶一路”倡議提出后，碳排放減少對OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)沒有明顯影響，對IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)有顯著提升作用，即碳排放與OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)不存在替代關(guān)系，與IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)存在一定替代關(guān)系。根據(jù)表12 列（3）至列（4），核心解釋變量與行業(yè)碳排放量交乘項(xiàng)（fdi×post×carbon）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。這說明，在低碳行業(yè)，“一帶一路”倡議提出后，碳排放減少既有助于OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)提升，也有助于IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)提升，即碳排放與FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)存在顯著替代關(guān)系?？梢?，在低碳行業(yè)，“一帶一路”倡議對我國FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的影響更強(qiáng)。其可能原因是：從碳排放減少到綠色技術(shù)進(jìn)步需要一定時(shí)間，而“一帶一路”關(guān)于綠色發(fā)展的倡議提出時(shí)間還不夠長（2017 年提出）。因此，對高碳行業(yè)而言，短期內(nèi)其對碳排放的依賴程度難以降低，減少碳排放的負(fù)面影響較大，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯；對低碳行業(yè)而言，其對碳排放的依賴程度本就不高，短期內(nèi)減少碳排放的負(fù)面影響不大，甚至有助于其更加徹底地進(jìn)行綠色技術(shù)研發(fā)，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)比較明顯。

表12 異質(zhì)性分析結(jié)果：基于高碳行業(yè)和低碳行業(yè)

表13列（1）至列（6）分別顯示了基于高碳行業(yè)內(nèi)采掘業(yè)、制造業(yè)、電力及相關(guān)行業(yè)的異質(zhì)性分析結(jié)果。根據(jù)核心解釋變量（fdi×post）的回歸系數(shù)，“一帶一路”倡議對高碳行業(yè)各細(xì)分行業(yè)FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的影響均顯著為正。根據(jù)核心解釋變量與行業(yè)碳排放量交乘項(xiàng)（fdi×post×carbon）的回歸系數(shù)，從OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)看，碳排放與技術(shù)溢出效應(yīng)的替代關(guān)系在采掘業(yè)顯著，在制造業(yè)、電力及相關(guān)行業(yè)不顯著；從IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)看，碳排放與技術(shù)溢出效應(yīng)的替代關(guān)系在采掘業(yè)、電力及相關(guān)行業(yè)顯著，特別是在電力及相關(guān)行業(yè)更顯著，在制造業(yè)不顯著。

表13 異質(zhì)性分析結(jié)果：基于高碳行業(yè)內(nèi)的采掘業(yè)、制造業(yè)、電力及相關(guān)行業(yè)

綜上，H3得到驗(yàn)證。

六、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本研究基于2000—2022 年我國31 個(gè)省份（未含香港、澳門、臺灣地區(qū)）291個(gè)地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，利用DID 模型，評估“一帶一路”倡議對我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，主要結(jié)論如下：

第一，“一帶一路”倡議對我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)具有顯著促進(jìn)作用。“一帶一路”倡議提出后，OFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)提升12.3%，IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)提升22.4%。

第二，機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，“一帶一路”倡議通過優(yōu)化對外政策環(huán)境、改善基礎(chǔ)設(shè)施配套、加強(qiáng)對外經(jīng)貿(mào)合作、增進(jìn)人文交流，促進(jìn)以跨國公司為載體的生產(chǎn)要素國際流動(dòng)，并在宏觀上表現(xiàn)為我國產(chǎn)業(yè)合理化水平和產(chǎn)業(yè)高級化水平的不斷提高，以及FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的不斷增強(qiáng)。

第三，調(diào)節(jié)作用分析結(jié)果顯示，人力資本水平越高，與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的技術(shù)差距越小，政府干預(yù)能力越弱，“一帶一路”倡議對我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響越小。

第四，“一帶一路”倡議對我國FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響具有地區(qū)和行業(yè)異質(zhì)性。分地區(qū)看，在東部地區(qū)，“一帶一路”倡議會(huì)顯著削弱FDI技術(shù)溢出效應(yīng)；在中部地區(qū)，“一帶一路”倡議會(huì)顯著強(qiáng)化FDI技術(shù)溢出效應(yīng)；在西部和東北地區(qū)，盡管“一帶一路”倡議的影響很小，但通過參與“一帶一路”建設(shè)激發(fā)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的潛力很大。分行業(yè)看，“一帶一路”倡議提出后，在高碳行業(yè)，碳排放僅與IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)有一定替代關(guān)系；在低碳行業(yè)，碳排放與OFDI 和IFDI 技術(shù)溢出效應(yīng)均存在顯著替代關(guān)系。進(jìn)一步，從高碳行業(yè)的細(xì)分行業(yè)看，碳排放與FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)在采掘業(yè)存在顯著替代關(guān)系，在電力及相關(guān)行業(yè)存在部分替代關(guān)系，在制造業(yè)不存在替代關(guān)系。

（二）政策建議

第一，充分發(fā)揮跨國公司的技術(shù)紐帶作用，使之成為“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的連接點(diǎn)、支撐點(diǎn)?？鐕灸軌蛞揽孔陨韲H屬性加快生產(chǎn)要素跨國流動(dòng)，在“一帶一路”倡議對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響中發(fā)揮重要作用。鑒于此，一方面，要大力倡導(dǎo)我國企業(yè)開展技術(shù)尋求型對外直接投資，通過提供資金、政策方面的支持，鼓勵(lì)它們加大對發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體信息技術(shù)、生物、醫(yī)療、航天等高科技行業(yè)的投資；另一方面，要通過減少稅收、降低準(zhǔn)入門檻、精簡投資負(fù)面清單等方式，吸引他國高新技術(shù)企業(yè)對華投資。

第二，積累高級人力資本，提升技術(shù)溢出吸收能力。人力資本水平是FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的關(guān)鍵影響因素。為更好地提升FDI技術(shù)溢出效應(yīng)，政府要進(jìn)行適度干預(yù)：一方面，大力發(fā)展高等教育，加大高等教育投入，提升研究生在學(xué)期間待遇，培育積累充足的人力資源；另一方面，鼓勵(lì)跨國企業(yè)實(shí)行人才本地化戰(zhàn)略，積極吸納東道國高素質(zhì)人才，加強(qiáng)國內(nèi)外母子公司間的人才交流，提升國內(nèi)員工技能水平。

第三，重視FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的地區(qū)差異，加強(qiáng)對欠發(fā)達(dá)地區(qū)的政策扶持。中部、西部和東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)和科技水平有限，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)提升潛力較大。對于這些地區(qū)，一方面，要加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為跨國投資創(chuàng)造良好的基礎(chǔ)環(huán)境；另一方面，要制定相應(yīng)的人才政策，改善人才待遇，加大科研獎(jiǎng)勵(lì)力度，增強(qiáng)對科研人才的吸引力，提升對FDI技術(shù)溢出的吸收能力。

第四，重點(diǎn)加強(qiáng)高碳行業(yè)綠色低碳技術(shù)創(chuàng)新，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展。在碳達(dá)峰碳中和目標(biāo)下，減少碳排放是大勢所趨。目前，與低碳行業(yè)相比，高碳行業(yè)碳排放與FDI 技術(shù)溢出效應(yīng)的替代關(guān)系不強(qiáng)。鑒于此，應(yīng)重點(diǎn)針對高碳行業(yè)，在培育綠色環(huán)保意識、鼓勵(lì)綠色技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)，增加與低碳技術(shù)相關(guān)的新能源等領(lǐng)域的國際直接投資，借助FDI技術(shù)溢出效應(yīng)降低碳排放強(qiáng)度，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展。

注釋：

①文中的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體是指我國對外直接投資主要對象中的發(fā)達(dá)國家或地區(qū)，包括澳大利亞、瑞士、德國、法國、英國、中國香港、中國澳門、愛爾蘭、日本、盧森堡、荷蘭、新加坡、瑞典、美國。

②產(chǎn)業(yè)合理化指數(shù)是一個(gè)數(shù)值為正的反向指標(biāo)，指數(shù)越接近0，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理，生產(chǎn)要素配置效率越高。

③根據(jù)反余弦函數(shù)性質(zhì)，第一產(chǎn)業(yè)比重下降越快，第三產(chǎn)業(yè)比重上升越快，φn值越大。因此，產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)越大，說明產(chǎn)業(yè)高級化水平越高。

④wn的計(jì)算公式為：，其中σn為標(biāo)準(zhǔn)差。

⑤東部地區(qū)包括上海、北京、天津、山東、廣東、江蘇、河北、浙江、海南、福建10個(gè)省份；中部地區(qū)包括安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南6個(gè)省份；西部地區(qū)包括重慶、云南、內(nèi)蒙古、四川、寧夏、廣西、新疆、甘肅、西藏、貴州、陜西、青海12個(gè)省份；東北地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧3個(gè)省份。