双向直接投资驱动产业动能转...——基于技术创新的中介效应_庞磊.pdf

亚太经济2023年第1期双向直接投资驱动产业动能转换机制研究基于技术创新的中介效应庞磊1朱彤2张盼盼3内容摘要：采用倾向得分匹配联合渐进双重差分、两阶段最小二乘法以及多解释变量的单一中介效应检验方法，研究双向直接投资联动驱动产业新旧动能转换问题，得出以下结论：双向直接投资驱动产业新旧动能转换联动效应强度高于外商直接投资与对外直接投资个体效应；双向直接投资驱动产业新旧动能转换存在区域差异，东部沿海、北部沿海至西北地区驱动作用强度依次减弱；技术创新承担双向直接投资、外商直接投资、对外直接投资与产业新旧动能转换的中介。关键词：外商直接投资对外直接投资产业动能转换中介效应中图分类号：F832.48文献标识码：A文章编号：1000-1052（2023）01-0111-10一、引言及文献综述新时代我国由吸引外商直接投资推动经济增长逐渐转变为鼓励对外直接投资拉动经济增长，双向直接投资规模居世界前列。党的二十大报告和2022年中央经济工作会议要求高质量吸引外资和对外投资，进一步推进高水平对外开放。同时，“十四五”时期产业新旧动能转换成为经济实现高质量发展、经济结构转型的内在要求，探析双向直接投资如何影响我国新旧动能转换具有重要意义。据此，本文研究外商直接投资（FDI）与对外直接投资（OFDI）联动推进技术创新，驱动产业新旧动能转换实现机制，将外商直接投资“引进来”作为外力，对外直接投资“走出去”作为内力，通过内力与外力的相互作用，进而推动企业价值链重塑、生产网络重构，实现由“要素投入型增长”转变为“技术驱动型增长”，转换我国产业新旧动能，破解中国产业中低端锁定状态。围绕双向直接投资、技术创新与产业动能转换，学术研究主要集中在以下四个方面：一是双向直接投资带动经济增长。初期研究关注双向直接投资对经济增长的作用，争论观点主要为双向直接投资是否能够有效促进东道国与母国经济增长，比较研究外商直接投资与对外直接投资对经济增长的作用效果。Belderbos（2001）、李辉（2007）、李磊等（2018）研究认为双向直接投资促进了东道国经济增长。二是双向直接投资推动产业技术创新。中期研究学者们不仅关注双向直接投资对经济增长的作用，更多关注双向直接投资通过技术转移、技术溢出与逆向技术溢出机制促进东道国和母国技术创新，并利用理论模型与实证分析等方式对创新程度进行指标设计与计量检验。Cohen 和 Levine（1989）基于技术溢出理论收稿日期：2022年9月10日作者简介：1.庞磊，云南师范大学副教授，硕士生导师。研究方向：世界经济与技术创新。昆明，650000。2.朱彤，南开大学经济学院教授，博士生导师。研究方向：国际经济理论与政策。天津，300071。3.张盼盼，上海交通大学助理研究员。研究方向：国际金融与创新管理。上海，200030。基金项目：国家社科基金一般项目“中国-中南半岛双向直接投资联动驱动产业动能转换实现机制研究”（20BJL050）。111DOI:10.16407/ki.1000-6052.2023.01.014ASIA-PACIFIC ECONOMIC REVIEW NO.1,2023（Macdougall，1960）、技术转移理论（Posner，1961；Dunning，1979），提出双向直接投资通过“吸收效应理论”促进产业技术创新问题，学者们通过研究得出双向直接投资有效地推动了技术创新。同时，Harrzing（2002）、刘秉镰和陈诗一（2019）、裴长洪和倪江飞（2020）研究得出技术创新能够有效推动产业高质量发展与新旧动能转换。三是双向直接投资推动价值链、产业链与生产网络重构促进产业结构优化。后期研究关注双向直接投资通过影响技术创新促进产业结构优化，多数学者研究外商直接投资技术溢出（诸竹君等，2020）和对外直接投资逆向技术溢出（李磊等，2018）效应，推进价值链、产业链与生产网络重构，进而推动产业结构优化升级。具体围绕双向直接投资企业价值链宽度与深度测度问题（黄远浙等，2021），得出双向直接投资促进企业技术创新，进而带动产业结构优化；双向直接投资企业产业链横向与纵向内延与外拓（黄永明和张亚楠，2022），得出价值链重构、产业链重塑促进产业结构优化；生产网络模块化与国际外包、垂直专业化等国际分割生产新型体系，转变了传统生产模式，促进产业结构优化（Bigio和Lao，2020）等问题，均得出双向直接投资推动了我国产业结构优化升级。四是双向直接投资实质转换产业新旧动能。目前关于双向直接投资与产业动能转换研究尚属起步阶段，关注双向直接投资与产业新旧动能转换问题的建设现状、问题及对策、区位选择、效率与风险等方面。刘凤良和章潇萌（2016）、庞磊（2022）均从理论角度对双向直接投资与产业动能转换进行阐述，郑江淮等（2018）、朱子云（2019）对经济增长质量与产业新旧动能转换进行实证测度，学者们普遍认为高质量双向直接投资能够有效地促进产业新旧动能转换。双向直接投资驱动产业新旧动能转换研究处于初级阶段。基于上述双向直接投资与经济增长、技术创新与产业动能转换等方面的研究，本文从双向直接投资联动机制设计的角度，系统研究其动态联动与演化驱动渐变过程，旨在找出我国产业动能转换的内在实现机制，进而提出有针对性的对策建议。二、中国双向直接投资联动驱动产业动能转换的理论模型中国产业新旧动能转换是经济增长动力的内在切换，由“低技能劳动与资本投入”“高技能劳动与资本投入”的要素禀赋型双轮推动，转变为“高技能劳动与研发资本”的技术创新型双轮驱动。同时，外商直接投资技术溢出与对外直接投资逆向技术溢出获得高技能劳动与研发资本，通过学习、模仿与吸收效应有效加快了技术创新，进一步驱动我国产业新旧动能转换。（一）FDI和OFDI个体驱动产业动能转换理论机制1.理论模型设定我国产业动能转换以KE（Kinetic Energy）表示，基于已有文献分析，产业动能转换是指技术创新型驱动替代要素禀赋型驱动。因此，双向直接投资获得技术溢出与逆向技术溢出有效推动产业动能转换。本文假定生产规模报酬不变，结合C-D生产函数，以外商直接投资为例（对外直接投资推导类似），设定如下函数：KE=FDI,0,0 1,0 0,0 17 0（3）112亚太经济2023年第1期s.t.C=CfFDI+CdTfp+CeEdu+CgHti+ChUrban+CiPolicy（4）其中，Cf代表吸收外商直接投资的成本，Cd、Ce、Cg、Ch、Ci分别代表提升经济增长质量、人力资本水平、高新技术产业占比、城镇化水平和推动产业动能转换政策的成本。文章建立拉格朗日函数如下：L=FDI1Tfp2Edu3Hti4Urban5Policy67-(CfFDI+CdTfp+CeEdu+CgHti+ChUrban+CiPolicy),0,0 17 0,0 1,0 1,0 0,0 1,0 1,0 1.96中介效应显著中介效应=0.3962中介效应/总效应=61.15%（2）Innovation是控制控制6820.632（3）KE是控制控制6820.736中介效应（2）（4）KE是控制控制6820.237Z=2.8341.96中介效应显著中介效应=0.1825中介效应/总效应=48.79%（5）Innovation是控制控制6820.625（6）KE是控制控制6820.738中介效应（3）（7）KE0.636*（0.013）是控制控制6820.264Z=2.37451.96中介效应显著中介效应=0.4965中介效应/总效应=78.06%（8）Innovation0.833*（0.004）是控制控制6820.342（9）KE0.281*（0.008）0.596*（0.048）是控制控制6820.547根据上述中介效应检验结果，可以得出：技术创新在外商直接投资、对外直接投资与双向直接投资驱动产业动能转换之间承担中介效应，分别对应上述中介效应（1）、（2）和（3），存在多解释变量的单一中介效应。外商直接投资、对外直接投资与双向直接投资通过技术创新驱动产业新旧动能转换。为了测度中介效应强度，文章对技术创新中介效应进行Sobel检验，研究发现Z统计量均大于临界值1.96。外商直接投资的技术创新中介效应为0.3962，中介效应占总效应的61.15%；对外直接投资的技术创新中介效应为0.1825，中介效应占总效应的48.79%；双向直接投资的技术创新中介效应为0.4965，中介效应占总效应的78.06%。通过中介效应对比分析，技术创新在双向直接投资驱动产业新旧动能转换中承担的中介效应最强，在对外直接投资驱动产业新旧动能转换中承担的中介效应最弱，在外商直接投资驱动产业新旧动能转换中承担的中介效应介于前述二者之间。因此，我国应加强外商直接投资“引进来”与对外直接投资“走出去”之间的互动，推动技术创新，实现产业新旧动能转换。此外，本文参照洪俊杰和张宸妍（2020）、裴长洪和倪江飞（2020）等研究，采用滞后一期和工具变量方法处理内生性问题，工具变量采用对外直接投资目标国出口数量，进行两阶段最小二乘法估计，结果如表6所示。表6双向直接投资联动驱动产业动能转换两阶段最小二乘法估计结果被解释变量KE(lag)FDIOFDIFDI*OFDI控制变量常数项第一阶段回归结果Export控制变量常数项年份地区NR2(1)KE0.106*(0.016)0.248*(0.033)控制-2.375*(0.046)0.021*(0.005)是是控制控制6820.683(2)KE0.044*(0.003)0.184*(0.025)控制-2.842*(0.004)0.027*(0.003)是是控制控制6820.852(3)KE0.062*(0.007)0.538*(0.060)控制-1.482*(0.005)0.014*(0.002)是是控制控制6820.734(4)KE0.113*(0.025)0.283*(0.071)0.150*(0.020)控制-3.347*(0.004)0.027*(0.002)是是控制控制6820.842(5)KE0.135*(0.013)0.158*(0.071)0.172*(0.000)0.327*(0.050)控制-1.532*(0.006)0.022*(0.002)是是控制控制6820.693117ASIA-PACIFIC ECONOMIC REVIEW NO.1,2023根据上述检验结果，可以得出：双向直接投资联动有效驱动了产业新旧动能转换，通过引入被解释变量产业动能转换滞后一期，发现逐步回归结果均通过1%的显著性水平检验。按照中国对外直接投资流量排序，去除中国香港、中国澳门，选取开曼群岛、英属维尔京群岛、美国、新加坡、澳大利亚、英国、荷兰、卢森堡、俄罗斯、德国、加拿大、印度尼西亚、百慕大、瑞士、哈萨克斯坦、南非、瑞典、老挝、韩国、巴基斯坦、法国、缅甸、柬埔寨、阿拉伯联合酋长国、泰国、越南、马来西亚、印度、以色列、刚果和伊朗合计31个国家，采用我国对外直接投资目标国的出口数量作为工具变量，考虑到目标国出口数量与双向直接投资之间具有显著的相关关系，而目标国出口数量对于我国产业新旧动能转换近乎外生。因此，采用目标国出口数量作为工具变量，处理可能存在的内生性问题。与此同时，文章对目标国出口数量进行弱工具变量检验，发现F10，通过上述产业新旧动能转换滞后一期以及两阶段最小二乘法回归，研究发现中国双向直接投资联动驱动我国产业动能转换回归结果仍然显著。此外，文章采用方差膨胀因子方法检验多重共线问题，VIF数值均小于5，模型不存在严重内生性问题。为解决遗漏变量或样本选择带来的内生性问题，同时考虑到我国各省、自治区和直辖市产业动能转换政策时点异质性的影响，本文采用倾向得分匹配（PSM）联合渐进双重差分（DID）方法对我国省际层面产业新旧动能转换问题进行实证测度。产业新旧动能转换政策时间节点以各省、自治区和直辖市政府报告首次出现年份划分，未明确提出产业新旧动能转换政策的省份以2016年国家出台产业新旧动能转换政策为时间节点。结果如表7