对外直接投资能否促进中国经济高质量发展

2022-10-09 08:19安孟，张诚

大连理工大学学报（社会科学版） 2022年5期

安孟，张诚

(1.烟台大学经济管理学院,山东烟台 264005；2.南开大学经济学院,天津 300071)

一、引言

2017年党的十九大报告指出“中国经济已经由高速发展阶段转入高质量发展阶段”，这表明中国经济已经进入质量优先的发展阶段，高质量发展成为当前以及未来一段时间中国经济发展的主题。经济高质量发展是中国由富到强的必然选择，也是推进经济体系现代化建设进程的必由之路，还是实现“双碳”目标和绿色可持续发展的必然要求。步入新的发展阶段，高质量成为经济发展的关键和基础，追求数量型的传统发展方式逐渐被摒弃，但是在此过程中，外部需求不足、经济结构失衡、人口数量红利的褪去、资源环境承载力不足等都制约着中国经济的高质量发展[1]。随着改革开放战略、走出去战略的实施以及中国加入WTO，中国与世界经济紧密相连，2021年中国对外直接投资额高达1451.9亿美元，位居世界第三,对外直接投资作为资本在全球范围内流动的主要形式，对我国的经济发展和在全球价值链中地位的提升发挥了至关重要的作用[2]。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》明确指出，要带动全国经济效率的提升，开拓高质量发展的动力源，还要坚持对外开放，提高对外开放水平，优化区域开放格局，推进贸易和投资自由化便利化，促进国际合作，实现互利共赢。随着中国经济进入高质量发展阶段，新时期对外直接投资规模的扩大是否有利于助推中国经济高质量发展？对这一问题的回答，不仅有助于评估对外直接投资的经济效应，还为探寻中国经济高质量发展的可行路径提供了政策依据。

现有文献已经从外商直接投资、环境规制、创新等层面对经济高质量发展的影响进行了探究。一是外商直接投资方面，随洪光和刘廷华研究认为外商直接投资通过提高经济发展的效率和可持续性作用于中国经济高质量发展[3]，而田素华等则认为引进和利用外商直接投资通过竞争、模仿和联系等方面的作用带动了中国经济高质量发展[4]；Agboyor等认为引进外资通过影响制度质量进而作用于经济高质量发展[5]。二是环境规制方面，黄清煌和高明认为环境规制会对经济高质量发展产生正向作用[6]；何兴邦研究发现环境规制可以促进绿色经济发展，提升社会整体福利水平，进而带动经济高质量发展[7]；范庆泉等认为随着环境税的提高，促进了清洁产业的发展，产生的产业结构升级效应推动了经济高质量发展[8]；石华平和易敏利研究发现环境规制不仅会促进本地区的经济高质量发展，还会促进周围地区的经济高质量发展[9]。三是创新方面，白俊红和王林东认为创新促进了中国经济高质量发展，但是这种促进作用存在地区差异性，即东部地区的作用最强，其次是中部地区，西部地区的作用最弱[10]；同样王慧艳等指出科技创新对经济高质量发展驱动存在较大的地区差异性[11]；Jin等认为高水平的创新有利于削弱不确定性，从而推动经济向绿色和高质量方向发展[12]。

近年来，中国高水平对外开放的背景下，关于对外直接投资对中国经济高质量发展的影响一直是学者们研究的重点。汪丽娟认为随着对外直接投资的增加促进了中国经济高质量发展，且这种促进作用存在明显的地区异质性，对中西部地区的影响最强，对东部地区的影响最弱[13];田素华等认为对外直接投资通过逆向技术外溢、人力资本素质的提升和资源获取效应，带动了中国经济高质量发展[4]；但是，曹献飞和裴平研究发现对外直接投资通过有效化解中国的产能过剩问题，进而推动经济高质量发展[14]；乔敏健和马文秀指出对外直接投资能够助推中国经济高质量发展，但是这需要产业结构和金融发展的配套支持[15]。

经济高质量发展的核心在于提升质量，那么应该如何全面准确地衡量经济高质量发展水平，学术界观点不一。有些学者选用全要素生产率作为经济高质量发展的代理指标，并用索罗余量、隐形变量、数据包络法等来计算全要素生产率[16-17]；有学者直接采用人均国内生产总值的对数值来表示经济高质量发展[6]；还有学者采用多维指标，从经济发展的内涵出发，采用因子分析法、相对指数分析法等来测算经济高质量发展水平。

现有文献就经济高质量发展的影响因素进行了大量的研究，但本文关注的重点是对外直接投资对中国经济高质量发展产生何种影响？对外直接投资影响经济高质量发展的作用机制是什么？为了回答上述问题，本文使用熵值法计算了中国省际层面的经济高质量发展指数，借助2003～2019年中国的省际数据考察了对外直接投资对经济高质量发展的影响和作用机制。本文的边际贡献主要有以下3点：一是指标计算层面，与已有文献使用单一指标相比，本文基于高质量发展的内涵，选取多个维度的基础指标，使用熵值法对经济高质量发展水平进行了测算，降低了人为因素的干扰，提高了计算结果的准确性；二是研究角度层面，从开放经济角度研究了对外直接投资对经济高质量发展的影响，丰富了现有文献对经济高质量发展影响因素的研究，拓宽了对外直接投资的经济效应研究;三是研究维度方面，本文将对外直接投资对经济高质量发展的作用机制识别为技术创新效应、产业结构效应和生产率效应，并进行了机制检验，同时还检验了不同时间段、不同地区对外直接投资对经济高质量发展的影响，提高了研究结果的可信度。

二、理论机制分析

经济高质量发展不仅要求高质量的发展过程，还要求高质量的发展结果。结合“五位一体”的发展理念，综合考虑当前中国经济高质量发展的实际，将对外直接投资对经济高质量发展的影响机制概括为技术创新效应、产业结构效应和生产率效应。

1.技术创新效应

技术进步除了来自企业内部的研发创新之外，通过外部获取也是一种有效的途径。在开放经济背景下，对外直接投资作为获取技术外溢的主要方式，本文将从研发成本分摊、研发成果反馈和人才流动3个层面具体分析对外直接投资的技术创新效应。

(1)研发成本分摊层面。对外直接投资活动有利于拓展外部市场，提高母国产品在东道国的市场占有率，而更大的市场基础有助于分散产品研究开发活动中的巨额投资。通常认为，海外子公司的出现，不仅可以提供更加完善的分销和服务系统，还可以更加方便地接近消费者，了解客户的需要，同时还可以绕过贸易壁垒，从而促进跨国企业拓展当地市场。因此，企业会在目标海外市场进行投资并根据各地的市场环境与竞争态势，引入企业拥有的研究开发成果，提高新产品的市场占有率，从而获得海外投资收益。

(2)研发成果反馈层面。第一，母公司进行对外直接投资通常会以设立新企业或者并购的方式，这些新设立的子公司通过嵌入发达国家产业链的方式加强与东道国之间的联系，学习吸收东道国的前沿技术和管理。然后通过逆向技术溢出效应，将所获得的前沿技术成果传回母国。母公司经过消化、吸收、再创新，从而提高自身的技术水平，并通过技术的传播和扩散提高整个行业甚至国家的技术水平。第二，由于跨国公司面对激烈的国际市场竞争，加上较快的产品更新速度，为了避免被市场淘汰，也必然会进行新技术研发，以保持竞争优势地位。同时，跨国公司还会根据当地的市场特征和消费者偏好进行研发，以便更好地服务东道国市场，然后将这些产品所包含的技术传回母国，增加国内产品市场的多样性。

(3)人才流动层面。通过与东道国的科研机构合作，可以得到东道国较高水平的人力资本，改变企业原有的研发思路和模式，提高跨国企业的技术创新水平。跨国公司的高素质人员在企业内部流动可以产生知识外溢，这种外溢还会随人员流动传至母公司，进而提高母公司的研发创新水平。人才的流动为技术在东道国和母国之间的传播和扩散搭建了桥梁，同时促使技术在流动过程中实现溢出和扩散，这有利于促进母国的技术进步。

基于上述分析，对外直接投资通过研发成本分摊、研发成果反馈和人才流动3个层面促进了中国的技术进步和创新，进而有力地驱动经济高质量发展。由此提出本文的第1个假设：

H1：对外直接投资通过技术创新效应促进了中国经济高质量发展。

2.产业结构效应

首先，根据边际产业扩张理论与比较优势理论，对外直接投资会首先发生在那些即将失去比较优势的产业[18]。通过对外直接投资方式实现这类边际产业的跨国转移，这类夕阳产业在相对落后地区的东道国市场上仍具有比较优势，产品的生命周期得以延长。同时还可以充分利用东道国市场的有利因素降低生产成本，获得比国内市场更高的收益，在实现经济效益的同时实现了落后产业的转移。

其次，由于将劣势产业直接转移至海外可能存在壁垒，如生产设备的专用性、沉没成本以及相应的政策法律因素等，因此通过对外直接投资活动将国内的劣势产业转至海外，能够降低成本，获得相对较高的收益，进而为国内新兴产业的发展提供资金支持。

最后，转移劣势产业使得国内市场上长期积压的产能和生产要素得到释放，这些要素被有效配置到国内具有比较优势的产业中，这为在国际市场仍具有比较优势的产业和国内新兴产业的发展提供要素支持[19]。随着夕阳产业逐渐退出，新兴产业在国内市场的发展空间得以拓宽，更多的社会资源流向朝阳产业，形成低端产业转移和新兴产业发展的产业格局。因此通过对外直接投资将国内已经丧失比较优势的产业转移到国外，可以有效地推动产业结构升级，促进经济高质量发展。

通过对外直接投资转移劣势产业、促进新兴产业发展两个方面的作用，优化了产业结构，进而促进了经济高质量发展。由此提出本文的第2个假设：

H2：对外直接投资通过产业结构效应促进了中国经济高质量发展。

3.生产率效应

从对外直接投资的目的地选择来看，一是向技术要素密集的发达国家投资，跨国公司可以与技术先进的企业合作以及参与研发等方式，获得东道国更多的技术外溢。海外子公司将所获得的技术、专利、管理经验等战略资源通过溢出效应、学习效应、关联效应等途径传回母国，母国将获取的新技术吸收内化，并与原有的技术整合，从而提高生产率。二是向发展中国家投资，可以降低成本、开拓市场。一方面跨国公司面对的国际销售市场更大，随着生产的增加实现规模经济，同时企业总收入的增加使得可用于研发的资金也会增加；另一方面，与东道国企业、政府的合作，通过共同研发从而降低研发成本，这有利于母国企业提高生产率，最终促进经济高质量发展。

通过对发达国家投资获取技术和吸收利用，促进我国生产率的提升；通过对发展中国家的投资产生的规模经济和合作研发降低生产成本，进而提高生产率，推动经济高质量发展。由此提出本文的第3个假设：

H3：对外直接投资通过生产率效应促进了中国经济高质量发展。

综合以上分析，本文认为对外直接投资通过技术创新效应、产业结构效应和生产率效应最终促进了中国经济高质量发展。由此提出本文的第4个假设：

H4：对外直接投资促进了中国经济高质量发展。

三、模型、变量和数据

1.模型设定

本文主要考察的是对外直接投资对经济高质量发展的影响，结合前文的分析，构建如下的基本计量模型：

qualit=α0+α1OFDIit+β1Xit+λi+δt+εit

(1)

其中，i和t分别表示省份和年份，qual表示的是高质量发展指数，OFDI表示对外直接投资。控制变量X主要包括城镇化(Urb)、外商直接投资(FDI)、贸易依存度(Open)、基础设施(Inf)、人口密度(Dens)、工业发展水平(Ind)。δt表示时间固定效应，λi表示个体固定效应，εit表示随机扰动项。

其次，考虑到经济高质量发展具有较强的惯性和趋势性，在短期内不会迅速改变，引入其滞后项，进行动态面板回归，模型设定如下：

qualit=β0+ρqualit-1+α2OFDIit+β2Xit+εit1

(2)

2.变量说明

(1)高质量发展指数(qual)

高质量发展指数既要包含结构、稳定性等过程层面的内容，还要涉及资源环境、可持续性等结果层面以及人力资本、创新和协调性等基础条件方面[20]。经济高质量发展在条件方面表现为一国长期有效地利用各种资源为本国创造财富的能力和条件，同时高质量的发展必定以较高的国民素质为前提，而国民素质的基本状况主要体现在人力资本、创新能力和政府的协调能力等方面[21]。经济高质量发展在过程层面表现为经济系统内部各要素之间的联结关系以及数量关系，合理的经济结构是经济高质量发展的基础，产业结构、投资消费结构、金融发展和对外贸易等都是经济结构的组成部分[22]。经济高质量发展在结果方面表现为各类投入转化为产出的能力和资源环境的可持续发展方面，高质量的发展结果可以提高经济发展的效率、降低对能源资源的依赖性。因此，根据中国经济高质量发展的现实和内涵，同时考虑数据的可得性和客观性，构建包括17个基础指标的中国省际层面的高质量发展指标体系，具体指标如表1所示。

表1 经济高质量发展指标体系

考虑到熵值法赋值时降低了主观因素的干扰，可以精确地计算各地区的高质量发展指数，因此采用熵值法对高质量发展指数进行测度，具体计算如下：

首先，为了消除不同基础指标之间量纲的影响，增强指标之间运算的有效性，对各基础指标进行标准化处理：

正向指标：

(3)

逆向指标：

(4)

由于在计算熵值时，为了避免标准化后取值为0的情况，对标准化后的数值进行小幅度的平移，得到：

x″ij=x′ij+10-3

(5)

第j项指标的熵值为：

(6)

指标权重为：

(7)

根据所得的权重，采用线性加总的方式来计算各省份的高质量发展指数quali，

(8)

其中，i代表的是省份，j代表的是各基础指标，max(xij)和min(xij)分别表示xij的最大值和最小值。基础指标的原始数据来源于2003～2019年《中国统计年鉴》、各省历年统计年鉴以及《中国环境统计年鉴》。

(2)对外直接投资

对外直接投资(OFDI)：鉴于本文选取的变量大都具有流量特征，因此用对外直接投资额在GDP中的占比表示。

(3)控制变量

城镇化(Urb)用城镇人口在总人口中的占比衡量；外商直接投资(FDI)用实际利用外商直接投资额在GDP中的占比表示；贸易依存度(Open)用进出口总额在GDP中的占比表示；基础设施(Inf)用地区邮电业务量在GDP中的占比表示；人口密度(dens)用单位面积所拥有的人口表示；工业发展水平(Ind)用第二产业的产值在GDP中的占比表示。

3.数据说明

本文选取中国30个省、自治区、直辖市(数据不包括港澳台和西藏地区))2003～2019年的数据进行分析。对外直接投资(OFDI)数据来源于《对外直接投资公报》，城镇化(Urb)基础数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》，外商直接投资(FDI)、贸易依存度(Open)、基础设施(Inf)、人口密度(Dens)、工业发展水平(Ind)的基础数据来源于历年《中国统计年鉴》以及各省历年统计年鉴。少量缺失值用年平均增长率进行推算。主要变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量的描述性统计

四、实证结果及分析

1.基准回归

本文首先考察的是对外直接投资是否影响了中国经济高质量发展的问题，表3汇报了基准回归结果。第(1)列未加入任何控制变量，仅以对外直接投资对经济高质量发展水平进行简单回归，对外直接投资的系数为4.797，在1%的水平上显著。第(2)列在简单回归的基础上加入控制变量，对外直接投资对经济高质量发展的影响系数为0.306，在1%的水平上显著。表3中(3)～(4)列依次控制省份、时间固定效应后，对外直接投资对经济高质量发展的影响系数依然为正且高度显著，这表明随着对外直接投资的增加，经济高质量发展水平不断提高，对外直接投资促进了经济高质量发展，这验证了假设H4。第(5)列控制了省级层面的聚类稳健标准误，对外直接投资的系数依然显著为正。

在控制变量中，城镇化的系数为0.012，在5%的水平上显著，城镇化促进了农村劳动力有序向城镇地区流动，为服务业和工业的发展提供了充足的劳动资源，推动了地区基础设施的完善，提升了地区消费水平，推动了经济高质量发展[23]。贸易依存度的系数为0.089，在1%的水平上显著，这主要是由于贸易开放程度越高的地区，容易接触到前沿的生产技术，有利于学习发达国家先进的管理经验；同时随着贸易开放度的提高，进出口规模不断扩大，有利于提高市场份额，获得发展所需的外部资金，进而对经济高质量发展产生促进作用[24]。表3并未发现其他控制变量对经济高质量发展的显著作用。

表3 对外直接投资影响中国经济高质量发展的基准回归

表3 (续)

2.机制检验

上述研究表明，对外直接投资促进了中国经济高质量发展，那么对外直接投资是否通过技术创新效应(Inno)、产业结构效应(IS)和生产率效应(TFP)作用于经济高质量发展的吗？为了回答这一问题，构建如下的中介效应检验模型：

Mit=γ0+α3OFDIit+β3Xit+εit2

(9)

qualit=φ0+α4OFDIit+κMit+β4Xit+εit3

(10)

其中，i表示省份，t表示年份。M为中介变量，包括技术创新效应(Inno)参考安孟和张诚的研究[25]，用超越对数生产函数计算的创新效率表示，计算公式为：

(11)

其中，RDY表示创新产出，用新产品销售收入表示；RDL表示创新劳动投入，用R&D人员全时当量表示；RDK表示创新资本投入，使用永续盘存法计算得出，公式如下：

RDKit=(1-δ′)×RDKit-1+Eit

(12)

RDK表示R&D资本存量，E表示各省份当期的R&D经费内部支出，δ′取值15%。各个省份的R&D经费内部支出的平减指数用固定资产投资价格指数和原材料购进价格指数的加权值(两者的权重各为0.5)计算。关于基期RDK的计算公式如下：

RDKi0=Ei0/(g+δ′)

(13)

其中，g为各个省份R&D经费内部支出的算术平均增长率。新产品销售收入、R&D人员全时当量、R&D经费内部支出数据来源于2003～2019年《中国科技统计年鉴》。

创新效率(Inno)可以表示为：

(14)

产业结构效应(IS)用第三产业产值在GDP中所占的比重衡量，数据来源于《中国统计年鉴》；生产率效应(TFP)用C-D生产函数计算的索洛余值表示，相关数据来源于《中国劳动统计年鉴》《中国统计年鉴》；X表示控制变量，与模型(1)保持一致。

表4汇报了中介效应的检验结果，第(1)列对外直接投资对技术创新的影响系数为0.247，在1%的水平上显著，这表明对外直接投资有利于促进技术创新；第(2)列对外直接投资对经济高质量发展的影响系数为0.085，在1%的水平上显著，技术创新对经济高质量发展的影响系数为0.016且高度显著，第(1)～(2)列表明对外直接投资通过技术创新效应促进了经济高质量发展，这验证了假设H1。在开放经济条件下，对外直接投资促进了创新和技术进步，这是由于：第一，通过对外直接投资可以拓展海外市场，提高中国产品在东道国的市场份额，增加本国企业技术创新的盈利机会，分摊我国产品研发活动中的巨额投资成本。第二，通过对知识密集型地区进行投资可以获得东道国的智力、信息等创新资源，掌握最新的技术动向，然后将所获取的技术传回我国，促进我国的技术创新。第三，跨国公司内部人员的流动也为技术的外溢和扩散提供了渠道，这都有利于促进我国的技术进步和创新。

表4中第(3)列对外直接投资对产业结构的影响系数为0.950，在1%的水平上显著，表明对外直接投资促进了产业结构升级，通过对外直接投资活动将我国的落后产业转移至东道国，不仅可以延长产品的生命周期，在东道国市场获得的收益也为国内新兴产业的发展提供了资金支持。随着落后产业的转移和新兴产业的发展，带动了我国的产业结构升级。第(4)列对外直接投资对产业结构的影响系数显著为正，产业结构对经济高质量发展的影响系数为0.017但不显著，这说明对外直接投资对产业结构升级的积极作用并没有传导至经济高质量发展上来。

表4中第(5)列对外直接投资对生产率的影响系数显著为正，对外直接投资促进了我国生产率的提升，这是由于：一方面，通过对发达国家的投资可以获取其技术外溢，促进我国生产率的提高；另一方面，通过对发展中国家的投资可以产生规模经济性，合作研发降低成本，进而提高生产率。第(6)列对外直接投资和生产率效应的系数均为正且显著，第(5)～(6)列说明对外直接投资通过生产率效应促进了经济高质量发展，这验证了假设H3。

表4 对外直接投资影响经济高质量发展的机制检验

由于第(5)列和第(7)列产业结构的系数不显著，进行Sobel检验，检验p值为0.016，这表明中介效应是成立的。第(7)列对外直接投资的系数不显著，表明对外直接投资对经济高质量发展的作用机制为完全中介效应，对经济高质量发展的影响是通过技术创新效应和生产率来实现的，但对产业结构的积极作用并没有传导至经济高质量发展上来。

3.稳健性检验

(1)内生性问题

考虑到经济高质量发展具有较强的内在趋势性，模型中的随机扰动项可能与对外直接投资存在内生相关关系以及影响高质量发展的其他变量没有引入模型导致外生变量内生化，因此，基本模型可能存在内生性问题。为了克服内生性问题，参考周瑾等的做法，采用系统广义矩估计方法对(2)式进行估计[21]。表5第(1)列汇报了包含高质量发展滞后一期的动态回归结果，AR(1)p值为0.002，AR(2)p值为0.149，这说明残差项存在一阶序列相关，不存在二阶序列相关；Sargan检验的p值大于0.1，这表明模型选择的工具变量是有效的。滞后一期的高质量发展水平的系数为0.607，在1%的水平上显著，说明前期的高质量发展对当期的高质量发展有重要影响，经济高质量发展具有较强的趋势性；对外直接投资的系数为0.786，在1%的水平上显著，这与表3基准回归的结果一致，支持对外直接投资促进了经济高质量发展这一结论。

表5 对外直接投资影响经济高质量发展的稳健性检验

(2)高质量发展指数的再计算

考虑到经济高质量发展水平衡量方法的不同可能会对估计结果造成偏误，借鉴黄永明和姜泽林的做法，选择人均实际GDP作为经济高质量发展的代理指标，对(1)式进行重新估计[26]。结果如表5中第(2)列所示，对外直接投资的系数为1.588，在1%的水平上显著，这表明对外直接投资促进了经济高质量发展，更换高质量发展水平的衡量方法后，本文的核心结论仍然成立。

(3)时间差异

为了推动经济社会发展绿色转型，实现经济的高质量和可持续发展，2010年中国开始实施低碳试点政策，真正将“五位一体”的发展理念融入到经济发展中，为经济高质量发展注入新的活力。考虑到低碳试点政策的实施可能会使得对外直接投资对经济高质量发展的作用在2010年前后两个时间段内存在异质性，我们以2010年为时间节点将样本分为2003～2009年和2010～2019年两组，分别估计对外直接投资对经济高质量发展的影响，结果如表5中第(3)～(4)列所示。2003～2009年时间段内对外直接投资对经济高质量发展的影响系数为0.042，在5%的统计性水平上显著，2010～2019年对外直接投资对经济高质量发展的影响系数为0.207且高度显著，这表明对外直接投资对经济高质量发展的促进作用不受低碳试点政策推行的影响。进一步对比两组样本对外直接投资的系数发现，2010年以后对外直接投资对经济高质量发展的提升作用更强。这是由于：第一，2010年以后，高污染、高能耗、低附加值的落后产业生产成本提高，利润空间缩小，逐渐被淘汰出市场，而低污染、低能耗、高附加值的新兴产业发展具有比较优势，这有利于产业结构升级，助推对外直接投资的产业结构效应对经济高质量发展作用的发挥。第二，低碳试点政策使得企业认识到现阶段发展的弊端，即资源利用率低，因此为了提高资源利用率，减少资源使用，企业投资创新的意愿增强，这有利于促进技术进步和创新。随着国内技术水平和创新能力的提高，可以更好地吸收通过对外直接投资获得的先进技术，助推对外直接投资技术创新作用的发挥，进而推动经济高质量发展。第三，随着低碳试点政策的推行，经济发展方式也向集约型转变，中国的对外直接投资开始从追求数量转向追求质量，投资的结构也更加合理，因此对外直接投资对高质量发展的促进作用更强。

(4)地区差异

由于区域位置、经济基础和政策差异等原因，导致不同地区的对外直接投资作用可能存在异质性，那么对外直接投资对经济高质量发展的影响在不同地区之间是否有不同的表现？参考盛丹和张国峰[27]的做法，将中国划分为东、中、西3个地区。表5中第(4)～(7)列分别估计了东、中、西部地区对外直接投资对经济高质量发展的影响，发现无论是东部、中部还是西部，对外直接投资都显著地促进了经济高质量发展。进一步比较不同地区之间的对外直接投资系数发现，东部地区对外直接投资对经济高质量发展的促进作用最强，中部次之，西部最弱。这可能是由于：第一，东部地区的对外直接投资企业在资金、规模、研发和人才方面都比中西部地区具有优势，对外直接投资的逆向技术溢出吸收转化能力强，东部地区对外直接投资对技术创新和生产率的提升作用更大[4]。第二，东部地区主要以知识和技术密集型产业为主，产业结构较为合理，更注重投资的质量，通过对外直接投资转移劣势产业、寻求战略资源，推动产业结构向高级演化，更有利于产业结构效应的发挥。第三，中西部地区的发展以资源和劳动密集型产业为主，容易陷入“资源诅咒”困境，对外直接投资的目的主要为了获取生产所需的要素。因此，东部地区的对外直接投资对经济高质量发展的促进作用更强。

五、结论与启示

本文使用熵值法测算了中国省际层面的经济高质量发展水平，然后借助2003～2019年中国30个省、自治区、直辖市(数据不包括港澳台和西藏地区)的数据实证检验了对外直接投资对中国经济高质量发展的影响和作用机制。本文得出的主要研究结论如下：

第一，随着对外直接投资的增加，经济高质量发展水平提高，对外直接投资促进了中国经济高质量发展。第二，对外直接投资对经济高质量发展的作用机制为完全中介效应，对外直接投资通过技术创新效应和生产率效应对经济高质量发展产生积极作用，但在产业结构方面的积极作用没有对高质量发展产生实质性的影响。第三，对外直接投资对经济高质量发展的影响存在明显的时间和地区异质性，2010年以后对外直接投资对经济高质量发展的提升作用更强；东部地区对外直接投资对经济高质量发展的促进作用最强，中部次之，西部最弱。

本文的研究结论与构建更加有效的区域协调发展新机制和“双循环”新发展格局的国家战略目标相一致，还将从对外开放政策中找到支撑中国经济发展质量不断提升的新动力。本文的研究结论具有一定的政策启示：

第一，坚持对外直接投资战略，扩大对外直接投资规模。在对外开放的新格局下，中国追求经济高质量发展，仍需继续坚持“走出去”战略，充分利用国际市场、技术和资源，既能加强中国经济与世界经济的融合，还可以为中国经济高质量发展提供外部新动能。随着国家之间的竞争愈演愈烈，未来的中国要想在新时期继续保持经济的高质量发展，需要资金走出国门，面向世界整合资源，获取全球的研发和创新资源，融入全球的产业体系。此外，由于对外直接投资企业需要大量的资金支持，因此政府应当主动与银行合作，为对外直接投资企业提供贷款方面的支持，也可以为跨国企业的海外贷款提供担保。同时国家税收部门可以为进行海外投资的企业提供税收减免和税收优惠等便利。

第二，技术创新效应和生产率效应是对外直接投资推动经济高质量发展的重要传导机制，因此要鼓励技术寻求型对外直接投资。由于我国的高技术产业发展时间较短，基础薄弱，科研资源较短缺，自主创新能力较低，与发达国家相比存在较大的差距，因此应该提高技术寻求型对外直接投资的比重。具体而言，可以通过建立子公司、共同研发以及跨国并购等方式接近技术聚集区，促进高技术人员之间的合作交流，借助技术外溢提升国外分支机构和研发人员的技术水平，并将所获得的技术传回中国，提高我国的技术水平、创新能力和生产效率。

第三，考虑到对外直接投资的产业结构效应没有传导至经济高质量发展，政府应当加强对“走出去”战略的指导和协调，完善相关的产业政策，扶持地方优势产业，发挥在产业链中的带头作用。因此，应该顺应产业结构的调整趋势，鼓励国内的劣势产业和过剩产能向尚具有市场潜力但产业层次较低的国家和地区转移，充分借助顺梯度差异，延长产品的生命周期，推动国内的产业结构升级。还要更加重视向发达国家的逆梯度转移。发达国家作为先进高端技术的聚集地，拥有全球最先进的技术，国内的跨国公司到技术先进的发达国家投资建厂，然后将获取的前沿技术传回母国，进而带动国内的技术进步，推动国内的产业结构升级。通过对外直接投资方式实现顺梯度与逆梯度的产业转移，带动国内的产业结构合理化、高级化。