对外直接投资对我国经济高质量发展的影响研究——基于新发展理念的视角

段艳利,蒋靖亚

(1.中共中央党校(国家行政学院)研究生院，北京 100091;2.中国人民银行郑州中心支行，河南 郑州 450018)

改革开放40多年，中国经济迅猛发展。根据世界银行统计数据，我国大陆地区国内生产总值自2010年超过日本，稳居世界第二位[1]。当前，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。2020年中央经济工作会议强调，经济工作要以“推动高质量发展为主题”。如何实现经济高质量发展，是当前和今后要解决的紧要问题。与此同时，在劳动力成本优势逐渐降低和政府积极鼓励企业“走出去”背景下，我国企业对外直接投资迅猛发展。2019年年末，中国对外直接投资(OFDI)存量约2.2万亿美元，在全球经济体排名升至第3位[2]。对外直接投资作为跨国资本流动的重要形式，对一国技术进步、产业调整和经济增长的影响不言而喻。但对一国经济发展而言，经济增长高速度并不意味着经济发展高质量。在追求高质量发展目标及“走出去”战略背景下，探讨对外直接投资对我国经济高质量发展的影响，具有重要的现实意义。

1 文献综述

现有文献就对外直接投资对母国经济产生的某种单一经济效应已进行了广泛研究，比如就业、产业结构、技术水平[3-5]等，但有关对外直接投资对经济高质量发展的综合影响研究相对较少。有关对外直接投资与经济发展质量关系的研究，近两年开始出现并逐渐增多，特别是随着“经济高质量发展”概念的提出，学者们关注的焦点开始从“对外直接投资与经济增长的关系”研究转向“对外直接投资与经济发展质量的关系”研究上。潘素昆等从理论视角分析了对外直接投资如何缓解要素成本上涨压力、促进经济结构优化、推动经济增长动力转换，从而促进经济高质量发展[6]。汪丽娟等采用全要素生产率(TFP)单一指标衡量经济高质量发展，考察了中国对经合组织国家的双向直接投资是否对中国经济高质量发展产生技术溢出效应，实证发现：双向直接投资技术溢出对中国经济高质量发展的影响存在滞后性和区域差异性[7]。田素华等以GDP和人均实际GDP、全要素生产率和专利申请受理数量、实际劳动工资和高素质人口比重6个单一指标，作为经济高质量发展的代理变量进行实证分析，结果显示对外直接投资存量分别与6个变量之间存在显著的正向关系，从而表明对外直接投资能够促进中国经济高质量发展[8]。曹献飞等从产能治理的角度分析了对外直接投资推动我国经济高质量发展的机制，并采用企业微观数据比较分析了这种影响在不同类型企业中的差异性,结果显示：中国企业对外直接投资显著提升了产能利用率,从而促进了经济高质量发展[9]。孙爽采用经济增长的效率、稳定性、可持续性等3个指标，来衡量经济高质量发展并进行实证分析，结果表明：对外直接投资推动了经济高质量发展，但不存在明显的时滞[10]。乔敏健等采用综合指标而非单一指标来衡量经济高质量发展,并通过固定效应模型实证发现对外直接投资对经济高质量发展具有显著促进作用[11]。

通过回顾对外直接投资与母国经济高质量发展的有关文献，我们发现：学者们对经济高质量发展内涵的理解和评价方法、对外直接投资对经济高质量发展的作用机理及实证方法等问题，还存在一定分歧；对外直接投资对经济高质量发展的影响是否存在滞后性和区域差异性，也存在一定的分歧，需要进一步探讨。本文认为，以创新、协调、绿色、开放、共享五大发展理念为指导的发展，已经内含了经济发展的方方面面，是更全面、更具体的高水平发展状态。“高质量发展，就是能够很好满足人民日益增长的美好生活需要的发展，是体现新发展理念的发展，是创新成为第一动力、协调成为内生特点、绿色成为普遍形态、开放成为必由之路、共享成为根本目的的发展。”[12]从发展的最终目标来看，发展始终为了人民，这是马克思主义政治经济学的根本立场，也是中国坚持社会主义发展道路的根本立场。从发展过程看，构建国内国际双循环，解决当前经济发展中存在的动力变革、发展不平衡、人与自然不和谐等重点问题，也是经济实现高质量发展的体现。纵观发达经济体的经济发展过程，经济发展向形态更高级、分工更优化、结构更合理的阶段演进，必然要经历发展方式从规模速度型向质量效率型转换。经济的较低增长、停滞增长甚至负增长，都无法支撑经济的高质量发展。因此，笔者认为：只有以“五大发展理念”为指引，才能更好地推动经济高质量发展；同时经济高质量发展应当是目标与过程、数量和质量相统一的发展；对经济高质量发展的评价，应基于质量和数量、目标和过程构建多维度指标体系进行衡量。基于此认识，本文通过构建相对完善的评价指标体系，通过主成分分析对指标进行测算，在理论分析的基础上建立模型，实证分析对外直接投资对我国经济高质量发展的综合效应，并提出对策建议。

图1 经济高质量发展内涵图示

2 对外直接投资影响经济高质量发展的作用机理

2.1 对外直接投资与经济创新发展

现实过程中，创新能力不仅可以通过国内研发活动获得提升，还依赖于国际创新能力的输出。对外直接投资对经济创新发展的影响主要体现在3个方面。一是人力资本的提升。企业对外直接投资，一方面可以通过聘用国外高级技术人才和高级管理人才，直接提升企业人力资本；另一方面可以通过人员交流提升公司员工的研发水平和管理技能，间接提升人力资本。二是研发资本增加。公司对外直接投资获得丰厚收益后，通过投资收益反馈机制，逐步增加公司的研发资本，支持公司创新活动。三是逆向技术溢出。跨国并购企业通过收购东道国具有技术优势或互补性的企业，获得东道国的知识和技术，以促进自身创新能力的提升[13]。

2.2 对外直接投资与经济协调发展

对外直接投资对经济协调发展的作用，主要体现在促进产业结构高级化和产业结构优化。以技术寻求为目标的跨国企业，对东道国的先进技术、设备和管理经验进行学习、扩散和消化吸收，在提高自身创新能力和核心竞争力的同时，通过产业前后关联效应和竞争机制，进而提高本国产业的生产能力和劳动力素质，推动国内相关产业技术进步和升级，为企业向知识密集性、技术密集型产业发展提供条件[14]，进而推动母国产业结构从低级向高级调整和转变。对外直接投资作为资本跨国流动的一种方式，一方面会直接影响生产要素在全球产业分工的格局，间接影响国内劳动力、资本、技术等要素在产业间的流动；另一方面通过对外贸易与投资的互动作用，直接对国内生产要素在产业间的流动进行动态调整，在资源优化配置的过程中实现产业的优化。

2.3 对外直接投资与经济绿色发展

企业对外直接投资通过逆向技术溢出效应和产业结构升级效应，不断提高劳动生产率和自身创新能力，朝着绿色发展之路前进[15]。企业对外直接投资还要接受来自国内、东道国政府对投资绿色化的监督和审查，面临国际层面环境法律法规、媒体以及当地民众环保意识增强带来的约束。这些外在的压力，促使跨国投资企业不得不履行投资绿色化义务。在内外因素的驱动下，中国企业对外直接投资应朝着绿色投资方向转型升级，以满足全球对经济绿色发展的新要求。

2.4 对外直接投资与经济开放发展

对外直接投资主要通过国际贸易对经济开放发展产生影响。对外直接投资可以有效绕开贸易壁垒，促进贸易规模的扩大，间接推动商品的跨国流动。当前，国际贸易与对外直接投资在规模上呈同步发展特征，国际贸易商品结构与对外直接投资产业流向呈趋同现象，表明国际贸易与对外直接投资之间并非简单的替代或互补关系，而是呈现不断融合的趋势，共同推动一国经济的开放发展。随着国际分工的进一步深化以及我国企业在全球价值链位势的攀升，对外直接投资不仅会对国际贸易规模产生影响，还会改变我国的进出口贸易结构。即对外直接投资在扩大进出口规模的同时，促进了我国贸易结构的调整和优化，从而促进我国经济开放质量的提升。

2.5 对外直接投资与经济共享发展

新发展理念是以人民为中心的发展理念，共享发展是以人民为中心的集中体现，是发展的出发点和落脚点。因此，经济的创新、协调、绿色和开放发展，集中体现于广大人民获得感的提升和福利水平的提高。对外直接投资可以从经济福利、社会福利和生态福利等方面，提升广大人民的获得感和福利水平。具体来讲，对外直接投资能够促进经济增长、增加就业和收入、实现产品升级[16-18]，进而提升人们的经济福利；对外直接投资通过贡献税收，使政府有更多的资金投入社会保障、文化教育、医疗卫生等民生类的项目和基础设施建设，进而提升人们的社会福利水平；跨国投资企业通过逆向技术溢出效应，不断提升自身生产效率和技术水平，降低单位产值能耗和资源消耗量，减少污染物排放，促进生态环境的改善，进而提升人们的生态福利水平。

3 区域经济高质量发展的测度

3.1 经济高质量发展指标体系的构建

如何衡量经济高质量发展水平是本研究需要重点解决的问题。当前学术界从不同角度提出不同观点，尚未得到一致确定。本文基于“五大发展理念”，并兼顾发展质量和数量、目标和过程，构建了多维度指标体系，力图全面、系统地衡量经济发展的质量(见表1)。

表1 经济高质量发展指标体系

3.2 测度方法及结果

合成综合指标常用的方法有嫡值法、相对指数法、主成分分析法等。主成分分析法不仅能够有效提取具有复杂逻辑关系的数据信息，而且与其他方法相比，确定的指标权重能充分反映各项指标对综合指数的贡献。因此，本研究采用主成分分析法。由于评价指标体系内包含多个基础指标,基础指标的代理变量之间明显存在属性或量纲的不同，导致这些指标之间没有可比性，不能采用常规方法直接进行运算。因而，在进行主成分分析之前，对逆向指标取负数，并采用Z-score标准化方法对各代理变量进行无量纲化处理。指标体系中涉及的变量数据来自《中国统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国对外直接投资统计公报》、EPS 数据库及国家统计局网站。使用stata15进行主成分分析，测算了我国30个省(自治区、直辖市)(不包含港澳台及西藏地区，下同)经济高质量发展指数。分析结果如表2所示。

判断变量是否适合做主成分分析，通常采用KMO和SMC检验[19]。经测算，KMO和SMC检验结果均表明变量适合主成分分析。前5个主成分的特征值都在1以上，且前5个主成分的累计方差贡献率达到80%(见表2)，确认取前5个主成分计算综合得分。计算公式为：主成分综合得分=Σ各主成分得分×该成分对应的方差贡献率。鉴于测算结果数据表格较大，此处未列出。测算结果显示，30省(自治区、直辖市)经济高质量发展指数实现了稳步提升，但经济发展质量存在一定的差距，且差距有扩大趋势。

表2 主成分分析结果

4 对外直接投资对经济高质量发展影响的实证检验

4.1 数据来源和基本模型

我国于2002年建立对外直接投资统计制度，并定期发布《中国对外直接投资统计公报》。考虑数据的可得性、权威性和可比性，本文采用2003—2017年我国30个省(自治区、直辖市)的平衡面板数据作为样本。对外直接投资数据来源于《中国对外直接投资统计公报》，就业人员学历占比来自《中国劳动统计年鉴》，其他数据来自国家统计局网站。

为了检验对外直接投资规模变动对经济高质量发展的影响，借鉴随洪光、Cozza的研究成果[20-21]。基于前文对外直接投资对经济高质量发展作用机理的分析，本文构建的基准检验模型如下:

QUALITYit=C0+α1QUALITYi,t-1+

α2lnOFDIi,t-1+α3INDit+

α4HCit+α5GOVit+εit

(1)

式(1)中，i为横截面变量，t为时间变量，C0为常数项，QUALITYit表示30省(自治区、直辖市)在t年的经济发展质量水平，QUALITYi,t-1表示30省(自治区、直辖市)t-1年的经济发展质量水平，OFDIi,t-1表示30省(自治区、直辖市)在t-1年的对外直接投资规模，INDit表示30省(自治区、直辖市)在t年的产业结构，HCit表示30省(自治区、直辖市)在t年的吸收能力，GOVit表示30省(自治区、直辖市)在t年的政府调控能力，εit为扰动项。

4.2 变量的选取

4.2.1 被解释变量

模型主要用于检验对外直接投资规模变动对经济高质量发展的影响，因此经济高质量发展水平作为被解释变量，数据采用前文测算的经济高质量发展指数。

4.2.2 核心解释变量

对外直接投资规模采用30省(自治区、直辖市)当年OFDI流量数据。由于当年对外直接投资项目从落地运营到产生经济效益,需要一定的时间和过程，预期对外直接投资规模滞后一期,对经济发展质量的影响更加显著，因此采用OFDI流量的一阶滞后值作为核心解释变量。为降低对外直接投资规模的量级，本文对其取自然对数处理。

4.2.3 控制变量

一是经济高质量发展水平滞后一期。考虑到经济的发展会在一定程度上受前期积累的影响，本文引入被解释变量的一阶滞后项作为控制变量之一，控制前期经济发展质量对当期发展质量的影响。

二是产业结构。经济的发展离不开产业的发展，经济的高质量发展更需要产业结构的不断优化和升级。产业结构优化和升级不仅是经济增长的主要动力，也是提升经济发展质量的关键所在。根据配第-克拉克定理，国民经济发展过程中产业结构演进规律表现为第一、第二、第三产业增加值所占比重持续上升，最终第三产业在国民经济中占据主导地位。因此，本文参照孔群喜等[22]的研究，采用第三产业增加值占国内生产总值的比重作为产业结构的代理变量。

三是地方吸收能力。吸收能力不仅包括通过投资知识创造新知识的能力，还包括从其他经济体可用的现有技术中寻找和选择最合适的技术进行同化的能力，其对知识溢出起到了关键作用[23]。对外直接投资对母国经济发展的作用主要通过逆向溢出的间接作用，外源性的知识和技术需要通过内部化过程才能产生创新产出。因此，地方吸收能力不仅是经济高质量发展的解释变量，也是对外直接投资影响母国经济发展质量的调节变量。前期的知识和技术积累，有利于对外部知识的评估、吸收和利用，因此，本文选用从业人员大专及以上学历占比,作为地方吸收能力的代理变量。

四是政府调控能力。在市场经济条件下，由于市场失灵的存在，往往需要发挥政府“看得见的手”的作用。政府可以为企业提供公共服务和基础设施，维护和健全市场秩序，为市场经济发展营造良好环境；还可以通过金融、税收等政策对要素的流动产生影响；还可以通过二次分配为弱势群体提供保障，让广大人民充分共享发展成果等。理论上来讲，政府的宏观调控能力越强,越有利于经济高质量发展。本文参照白俊红等[24]的研究，选用地方政府支出占国内生产总值的比例，作为政府调控能力的代理变量。模型中的被解释变量、核心解释变量、控制变量的具体信息及描述性统计见表3。

表3 变量及描述性统计

4.3 估计方法和结果

由于模型包含被解释变量的滞后项，从而构成动态面板数据模型，传统的面板数据估计方法不再适用。本文使用两步系统GMM方法进行检验(该方法还可以通过选择合适的工具变量解决可能存在的因变量内生性问题)，同时使用差分转换数据克服遗漏变量问题。

4.3.1 总体检验

系统GMM估计一致需要满足两个条件：一是扰动项不存在自相关，二是工具变量均有效。扰动项的自相关检验和工具变量的过度识别检验结果，均无法拒绝原假设，即回归方程不存在扰动项差分的二阶自相关。模型设定整体合理且工具变量有效，因此方程的估计结果是值得信赖的。从回归结果来看(见表4)，列(1)在不加入其他控制变量情况下，对外直接投资规模与经济高质量发展指数之间存在显著正相关关系，在10% 的显著性水平下通过检验，这与我们前期的分析和预期一致。列(2)—(4)分别加入控制变量产业结构、地方吸收能力以及政府调控能力，结果显示：随着控制变量的加入，对外直接投资对经济高质量发展的正向影响仍然显著且稳定，即对外直接投资促进了经济高质量发展，且具有一阶滞后性。被解释变量的一阶滞后项基本都在10% 的显著性水平下通过检验，且系数较大，说明动态模型的设定是正确的。其他控制变量的回归结果均显示对经济高质量发展的影响显著为正，即产业结构越合理、地方吸收能力越高、政府调控能力越强，越有利于经济高质量发展。在模型中加入地方吸收能力与对外直接投资规模的交叉项，来检验吸收能力是否具有调节效应。从列(5)可知，交互项在10%的显著性水平下通过检验，且系数为正，与我们的预期相一致，即地方吸收能力在对外直接投资促进经济高质量发展中具有正向调节作用。

表4 基于对外直接投资流量的回归结果

4.3.2 分地区检验

为了进一步探讨对外直接投资对经济高质量发展的影响是否存在区域差异，本文将30个省(自治区、直辖市)分为东、中、西部地区进行分组回归(见表5)。从回归结果可以看出，东部地区对外直接投资在1%的显著性水平下通过检验，且系数为正，表明东部地区对外直接投资促进了经济高质量发展。中西部地区对外直接投资与经济发展质量之间的关系为正，但并未通过显著性检验，表明当前阶段对外直接投资对经济发展质量的促进作用存在空间异质性。可能的原因是：东部地区经济较为发达，经济基础好于中西部地区，对外直接投资企业在数量和实力上优于中西部地区。根据《中国对外投资发展报告(2019)》，2018年年末中国非金融类对外直接投资存量100强跨国公司中，央企占50家，东部地区41家，而中西部地区只有9家。另外，东部地区与中西部地区之间由于经济发展水平的差异，资本、人才、信息、技术等高端生产要素不断流向东部发达省份，从而使中西部地区对外直接投资对经济创新、协调、绿色、开放和共享发展产生的效应低于东部地区。特别是东部地区拥有优质的教育医疗资源、基础设施以及良好的发展机会和前景，会对经济相对落后的省市人才产生虹吸效应。东部地区人力资本与中西部地区相比较为丰裕，导致中西部地区在对外直接投资逆向技术溢出的吸收能力上低于东部地区，不能充分发挥对外直接投资对经济创新发展的影响。跨国经营管理人才的稀缺，也会影响中西部地区对外直接投资的发展和经营绩效。东、中、西部地区对外直接投资企业的规模和实力差距以及地区经济发展水平不同引致的高端要素差距，可能是导致对外直接投资促进经济高质量发展在东部地区优于中西部地区的主要原因。

表5 分地区回归结果

4.3.3 稳健性检验

为进一步确定模型回归结果的稳健性，本文采用对外直接投资存量(OFDISTOCK)替换流量数据再次进行检验。考虑到存量是历年对外直接投资累积的结果，因此模型中直接使用对外直接投资存量的自然对数值代替流量的滞后一阶项，回归结果见表6。表6中，列(1)—(4)为总样本回归，结果显示：尽管回归系数与表4存在一定的差别，但正负方向和显著性并未发生实质性改变，核心解释变量均在1%的显著性水平下通过检验。无论是否加入控制变量，对外直接投资与经济发展质量之间均存在显著正相关关系，与表4的结论一致。列(5)—(7)分别是对东部、中部、西部地区的分样本进行的回归，东部地区核心解释变量仍然在5%的显著性水平下通过检验，中西部地区核心解释变量系数为正，但未通过显著性检验，表明对外直接投资对经济高质量发展的促进作用存在地区差异，这与表5的结论一致。无论是从总样本还是分样本来看，在使用对外直接投资存量规模代替流量规模后，仍然得出了基本一致的结论，表明研究结果是稳健的。

5 政策建议

基于以上分析，本文提出以下对策建议。

第一，继续扩大逆梯度对外直接投资，促进经济创新发展。与对发展中国家的顺梯度投资相比，对发达国家的逆梯度投资更能促进企业创新能力的提升。而当前我国对外直接投资主要流向了亚洲和拉丁美洲等地区的发展中国家，对欧洲、北美洲等地区的发达国家的投资较少。随着企业对外直接投资动机的多元化，政府应积极引导企业向发达经济体进行投资，优化我国的投资区域结构，形成顺梯度和逆梯度投资平衡的“二元性”空间布局。特别是东部地区，与中西部地区相比拥有更好的创新基础，更有利于吸收消化来自外部的技术溢出。通过逆梯度对外投资，充分利用技术逆向溢出效应提升企业研发和创新能力，推动经济创新发展。中西部地区特别是一些经济欠发达地区，不能为了扩大投资规模而盲目加快对外直接投资，应结合地区经济发展的需要，立足于缩小与东部地区的经济发展水平和技术差距，提升人力资本，不断提高自身对外源性创新技术的吸收能力，为有效吸收东部沿海发达省份的技术扩散和对外直接投资的逆向技术溢出做好准备。

第二，继续推动边际产业对外直接投资，促进经济协调发展。基于小岛清的边际产业扩张理论，将国内已经失去比较优势的产业，比如传统的加工业和手工业等劳动密集型产业，逐步转移至劳动力成本更低的国家，将微笑曲线中高附加值的两端留在国内，充分发挥企业的比较优势。东部地区是我国经济较发达的地区，也是对外直接投资额比较大的地区。因此，应该在当前基础上，继续鼓励有实力的企业开展对外直接投资，优化对外直接投资结构，提升对外直接投资质量。中西部地区当前承接了东部发达省份的产业转移，在新兴产业尚未成熟之前可以选择逐步向外转移边际产业，防止出现“产业空心化”问题。政府相关部门要打通要素在区域间的流动通道，发挥市场在资源配置中的决定性作用，促进生产要素在全国范围内优化配置，提升要素使用效率，促进东部、中部、西部地区之间跨区域的交流与合作，使东部地区在对外直接投资中获得的逆向技术溢出、产业结构优化和高级化、经济增长等向中西部地区溢出，推动经济协调发展。

第三，倡导企业担负社会责任，促进经济绿色发展。随着生态环境问题的日益严重，各国对外资企业履行社会责任的关注日益增加。跨国企业只有走绿色投资发展道路，才能实现对外直接投资的可持续发展。这就要求企业从开始投资到项目运营，整个生命周期内都要加强环境意识，不仅要考虑经济利益，还要考量对社会、自然环境造成的影响。跨国企业要树立绿色发展理念，将企业经营同东道国的经济社会发展联系在一起，积极履行社会责任，树立良好形象，为东道国绿色发展做出贡献，并通过绿色技术的逆向溢出促进我国经济绿色发展。

第四，加强对外直接投资和贸易融合，促进经济开放发展。对外直接投资和国际贸易，既是一国经济对外开放的两个维度，也是企业参与国际分工的重要方式。要改变传统的贸易与投资之间“替代”或“互补”关系的理念，加强对外直接投资与对外贸易的协调发展。一方面要充分利用跨国公司发展我国的国际贸易，表现为在国际市场上参与贸易主导型的国际分工，通过贸易促进对外直接投资的发展。另一方面不断积极开展对外直接投资活动，表现为在国际市场上参与投资主导型的国际分工，通过投资扩大我国对外贸易规模，利用国际贸易与对外直接投资相互融合、互相促进的关系，促进经济开放发展。

第五，政府与企业配合，促进经济共享发展。推动对外直接投资的顺利开展，需要政府和企业协调配合。只有企业对外直接投资取得成功并获得丰厚的利润，才能有实力为人民提供更高质量的产品，为员工提供更多福利，为政府提供源源不断的税收收入，政府才能为人民提供更多更好的公共产品，更高水平的社会保障，人民群众的获得感和幸福感才会随着经济发展而进一步提升。相关职能部门应继续为企业对外直接投资提供高水平的服务，比如做好调研，解决企业跨国投资实际问题；加强与其他国家的投资协定谈判，加强多边、双边和区域贸易投资合作，为中国企业海外投资搭建平台，助力中国企业走出去等。企业应充分认清国际竞争的规律和特点，对东道国和母国相关政策进行详细分析和认真了解，增强合规风控意识；充分发挥自身比较优势和绝对优势，拉动投资和经济增长；面对全球投资环境的不确定性，我国企业对外直接投资应保持理性且审慎态度，适时而动。