對外直接投資對中國參與全球價值鏈的影響研究
——基于貿易增加值視角

胡曉燕，郭樹華

（1.中共云南省委黨校（云南行政學院），云南 昆明 650000；2.云南大學，云南 昆明 650000）

一、引言

跨國企業將產品生產和交易的各工序環節配置在不同國家，形成了工序層面的產品內國際分工，該模式又被稱作全球價值鏈工序分工。它使得以最終產品為國際貿易形式開始演變為以中間產品為主的任務貿易[1]。在中國全球價值鏈分工規模不斷擴張的同時，中國對外直接投資（簡稱OFDI） 持續高速增長，貿易主導型的國際分工逐漸向以直接投資為手段的投資主導型國際分工轉換[2]。由于逆全球化浪潮、貿易保護主義對國際貿易、國際投資和全球價值鏈分工帶來了顛覆性的影響，且中國參與的國際貿易在應對逆全球化等外部風險沖擊時，暴露出脆弱性[3]，因而新發展格局更強調對外開放的主動性和穩定性。對此，文章提出發展更具主導性和穩定性的全球價值鏈工序分工，通過比較優勢，探究日益增長的對外直接投資對全球價值鏈分工的影響效果和傳導機制，檢驗其對全球價值鏈分工的綜合效應、中介效應和結構效應，分析相較于被動的“引進來”政策，更具主動性的“走出去”戰略是否有利于推動中國更好地參與全球價值鏈分工規模和結構，據此提出“走出去”、全球價值鏈分工的聯動政策建議。

二、全球價值鏈理論分析與研究假設

1. 全球價值鏈分工的內涵

根據增加值貿易核算框架和生產分解模型，文章界定只有用于境外生產為目的的一國中間產品出口的國內增加值才屬于本國參與的全球價值鏈工序分工。Wang 等[5，6]將國家（地區）行業層面的國內增加值按照生產和貿易活動是否涉及跨國生產合作，分解為四部分：

2. 理論分析和研究假設

在全球一體化生產背景下，跨國公司通過對外直接投資促進生產要素的跨國流動，實現國內國際兩種生產要素的有機結合，通過要素的流動和集聚改變一國在某個工序環節的要素豐裕度或要素結構，突破一國原始稟賦的限制，創造出新的比較優勢，并以此作為參與全球價值鏈分工的基礎。文章從母國技術要素、生產要素豐裕度和結構、規模經濟、交易效率優勢四個維度分析對外直接投資對參與全球價值鏈分工的傳導機理。

一是基于母國技術要素的比較優勢動態變化推動全球價值鏈分工發展。羅默的內生增長理論指出，基于技術變動的動態比較優勢是國際分工貿易與經濟增長的關鍵因素。技術尋求型對外直接投資通過“干中學”效應，逆向技術溢出效應及產業鏈前后關聯效應等方式推動一國技術要素的比較優勢動態變化，一方面，提高了企業全要素生產率，從而降低產品平均生產成本；另一方面，提升產品的異質性和排他性，增強母國出口中間品的國際市場競爭力，在一定程度上促進國內中間產品出口，有利于母國參與的全球價值鏈分工擴張。

二是基于生產要素豐裕度和結構的比較優勢動態變化推動全球價值鏈分工發展。赫克歇爾-俄林的資源稟賦理論指出，資源稟賦是出現國際分工的重要基礎。文章將小島清邊際擴張理論從產業層面拓展到工序層面的邊際產業中的工序轉移；將費農產品生命周期理論中的標準化生產階段的產品轉移延展為產品內工序轉移。此類對外直接投資以“邊際產業中工序轉移”與“產品內工序轉移”的方式獲取國外資源支持，間接改善母國可利用的資源豐裕度和優化生產要素結構等，促進母國參與全球價值鏈分工。

三是基于規模經濟的比較優勢動態變化推動全球價值鏈分工發展。克魯格曼的新貿易理論強調規模經濟優勢推動國際分工發展。首先，對外直接投資通過橫向擴充特定生產環節以實現企業規模生產優勢，提高中間產品的生產效率，降低生產環節的平均固定成本，實現企業內部規模經濟。然而，不同于邊際產業中的工序轉移和產品內工序轉移，此類對外直接投資并不放棄國內生產能力，而是在國外擴大生產規模，以達到補充國內生產或提升市場競爭力的目的。從行業層面的后向聯系分析，當跨國公司在境外擴張生產規模時，由于部分核心中間投入品出于技術保密或短期內東道國難以形成供應能力等因素，依賴從母國進口，在一定程度上促進了母國復雜中間產品的出口。其次，基于市場規模優勢為目的的對外直接投資有效緩和了規模經濟形成的同質化需求與多樣化需求間的沖突。因此，市場規模越大，實現產品成本控制及品種豐富的雙贏的可能性越大。此類對外直接投資通過有效擴張海外市場規模，推動母國參與全球價值鏈分工。

四是基于交易效率的比較優勢動態變化推動全球價值鏈分工發展。楊小凱的內生分工理論指出，交易效率形成的內生比較優勢可以助推國際分工貿易，交易效率的完善和提高促成了自給自足到市場經濟、國內分工到國際分工貿易的演化。此類對外直接投資對交易效率的影響主要表現在三個方面：一是企業內部化模式替代市場交易模式，降低了企業與市場間邊際協調成本和邊際交易成本；二是縮短了與目標市場的“距離”，接近潛在目標市場從而降低“搜尋”和“等待”市場交易成本，擴大交易雙方的有限理性；三是降低外部制度失靈、交易主體的機會主義行為、專用性資產投入風險等各類契約性風險。因此，對外直接投資通過提高交易效率這一比較優勢，直接或間接擴張母國全球價值鏈分工規模，從而推動全球價值鏈分工發展。據此，文章提出：

假設H1a：對外直接投資有利于推進母國在全球價值鏈分工規模的擴張。

同時，跨國企業擴充的境外生產線，可能會對國內的同類中間產品出口產生沖擊和替代效應。因為東道國內部一旦形成供給能力，考慮到運輸、關稅成本等問題，跨國公司會傾向就地取材，因而會減少對母國中間產品的需求，此時對外直接投資替代了中間品出口。因此，為提升生產要素豐裕度和擴大生產規模為目的的對外直接投資可能引致母國增加值出口規模萎縮，對母國參與全球價值鏈分工產生替代作用。據此，文章提出：

假設H1b：對外直接投資對母國中間產品出口產生替代效用，抑制了母國參與全球價值鏈分工。

假設H2：對外直接投資通過影響一國比較優勢動態發展，間接推動母國在全球價值鏈分工規模的擴張。

對外直接投資通過逆向技術溢出、“干中學”、上下游擴散效應提高了中國供應的中間產品的市場需求度和認可度，從而擴大了中國深度參與復雜的全球價值鏈分工，優化母國參與全球價值鏈分工結構。由此，文章提出：

假設H3a：中國對外直接投資有利于中國參與復雜全球價值鏈分工，且優化中國參與全球價值鏈分工結構。

也有觀點認為，受東道國產業保護、知識產權保護等因素制約，中國在全球價值鏈分工的上游科技研發環節的投資阻力較大；且技術尋求型對外直接投資的整合過程難度較大，在并購成功后的效用反饋中受到的干擾因素較多，在整合、消化投資成果、獲取逆向技術溢出效應、分享管理經驗等各環節中存在諸多困難，對外直接投資對中國深度參與全球價值鏈分工往往事倍功半。對外直接投資在推動中國深度參與全球價值鏈分工、掌握價值鏈上的核心生產環節的困難遠大于淺度參與全球價值鏈分工。即對外直接投資對母國參與復雜的全球價值鏈分工的促進效應小于其對簡單全球價值鏈分工的促進效應。由此，文章提出：

假設H3b：中國對外直接投資促進了中國參與復雜全球價值鏈分工，但其促進效應小于其對簡單全球價值鏈分工的促進效應，因此，目前中國對外直接投資難以優化中國參與全球價值鏈分工結構。

三、研究設計

1. 模型設計

基于假設H1，為檢驗對外直接投資對全球價值鏈分工的綜合影響，文章首先設立基準模型：

其中，j 是東道國，t 是年份，i 為母國（即中國）。GVCijt表示中國中間產品出口國內增加值總量，代表中國參與全球價值鏈分工規模以及簡單和復雜全球價值鏈分工規模。VRCAijt表示中國的綜合比較優勢。OFDIijt表示中國對外直接投資資本存量，α1系數顯著為正值則表示OFDI 促進了中國融入全球價值鏈分工，反之，則抑制了中國參與全球價值鏈分工。GDPit是母國總產出，反映母國的生產供給能力。GDPjt是東道國總產出，反映市場需求規模。DISij為母國與東道國的地理距離。PGDPjt是東道國人均GDP，反映該國經濟發展水平、技術勞動生產力水平、市場需求等綜合要素。A 為控制變量，包括ovjt、rdjt、crjt、gsjt及ffjt，其中ov 為經濟自由度指數，反映該國（地區） 如新成立一家企業須辦理的手續數目、時間和所得稅的最高稅率等商業自由水平和財政自由水平等多種指標；rd 為研發支出占GDP 的比例，反映研發的投入水平；cr 為貨物和服務占GDP的比例，反映貿易開放的綜合水平；gs 為平均關稅水平；ff 為金融自由度，反映銀行服務和其他金融服務的自由開放程度。σj代表國家（地區） 個體固定效應，ωt代表年度固定效應，以控制當年全球宏觀經濟波動的沖擊。

基于假設H2，為檢驗OFDI 是否會通過比較優勢動態變化間接影響一國全球價值鏈分工，文章借鑒李政、楊思瑩(2018)[7]的中介效應模型的設計和處理方法，采用逐步回歸法考察三者之間的關系。第一步，以一國的顯示性比較優勢為被解釋變量，OFDI 為解釋變量，檢驗OFDI 對比較優勢的影響；第二步，以一國參與的全球價值鏈分工規模為被解釋變量，比較優勢為解釋變量，檢驗一國比較優勢對該國參與的全球價值鏈分工的影響。依據上述思路，設定中介效應模型如下：

式中，VRCA 表示增加值框架下一國在特定貿易國的綜合比較優勢。如果一國的對外直接投資通過影響比較優勢，進而影響該國參與全球價值鏈分工，那么β1和λ1均應當顯著，并且β1λ1符號和a1一致均為正；如果β1λ1符號與a1相反，則對外直接投資通過影響比較優勢進而影響全球價值鏈分工的遮掩效應為β1λ1，即比較優勢動態變化后所起到的間接作用一定程度上掩蓋了對外直接投資對全球價值鏈分工的直接影響效果。

2. 比較優勢指標的測算和數據說明

一國比較優勢往往采用該國實現交易后的貿易數據間接估算該國產業或產品的比較優勢。衡量一國對外貿易出口的比較優勢指標，通常采用巴拉薩提出的顯性比較優勢(Revealed Competence Advantage，RCA)指數，該指數是指一國某類產品的出口值在本國總出口值中所占的比重與世界同類產品的出口值在世界總出口值中所占的比重之比。計算公式為：

式中，RCAjm代表m 國j 產品的顯示性比較優勢，Xjm代表m 國j 產品的出口值，Xm代表m 國的總出口值，Xjw代表世界j產品的出口值，Xw代表世界的總出口值。文章結合現有的研究方法對構建RCA 指數進行了拓展：

第一，在全球價值鏈工序分工的背景下，基于傳統總值貿易統計數據測算的一國比較優勢(Traditional Revealed Competence Advantage，TRCA)難以反映出一國真實的比較優勢或比較劣勢狀況，其一是混淆了一國某部門出口值中可能包含了其他部門增加值間接出口的情況；二是忽略了一國出口值中可能包含了國外增加值再出口的情況。因此，文章借鑒Timmer(2015)[8]基于增加值的數據構建的顯示性比較優勢指數(VRCA)來衡量在全球價值鏈分工條件下一國的比較優勢，公式為：

式(6)表示m 國總出口中隱含的j 部門增加值占該國出口中總國內增加值的比例，相對于全球出口中的j 部門所創造的增加值占全球總出口國內增加值的比例的比值。

第二，為了全面分析一國的比較優勢和增加值出口能力，文章借鑒Bender(2001)和王瑜(2008)構建一國整體比較優勢指數的方法，采用各類產品或行業占一國總出口的比例賦予每種產品或行業一定的權重，然后將所有產品或行業的比較優勢加總作為一國整體的比較優勢指數。

文章測算全球價值鏈分工的數據來源于WIOD 世界投入產出數據庫中公布的最新數據，涵蓋了2000—2014 年共15 年41個經濟體的樣本。對外直接投資數據均來自于歷年《中國對外直接投資統計公報》，其他數據來源于世界銀行、UIBE、CEPII和全球傳統基金會等數據庫。

四、中國對外直接投資對中國參與全球價值鏈的實證檢驗

1.綜合效應檢驗

為檢驗對外直接投資對參與全球價值鏈規模的綜合效應，對式(2)采用逐步回歸，如表1 所示。模型1 使用了OLS 回歸，模型2～4 在模型1 的基礎上分別加入控制變量、個體固定效應以及時間固定效應。可以看出在同時控制時間和國家估計效應后，模型4 調整后的R2統計量高達0.9900，突顯出較高的擬合優度，同時，四種模型回歸結果中的核心解釋變量方向和顯著性水平基本一致，說明模型估計具有一定的穩健性和可信度。兩個模型結果均顯示對外直接投資顯著促進了中國在全球價值鏈分工規模的擴張，假設H1a 得到證實。中國GDP、東道國GDP 系數顯著為正，兩國距離顯著為負，表明中國的綜合供給能力的增強，東道國的總需求擴張、兩國間的相對距離越近均能促進一國嵌入全球價值鏈分工。從控制變量的回歸結果來看：東道國的經濟自由度和金融自由化的提升均有利于中國參與全球價值鏈分工，說明東道國對商業的支持力度越大，市場體制越完善、金融服務效率越高均能拉動中國與其開展分工協作。而值得注意的是，一國較大的貿易開放程度并不完全利于中國參與該國的分工協作。對此，可能的原因是隨著一國的貿易開放度越高，說明其來自世界各國的貨物和服務貿易逐漸激烈，從而對某一特定國家的中間投入品的依賴度有限。

表1 對外直接投資對全球價值鏈分工綜合效應回歸結果

2. 中介效應檢驗

檢驗比較優勢的中介效應分兩步：第一，檢驗對外直接投資是否會影響母國比較優勢動態變化；第二步，檢驗動態變化的比較優勢是否會影響一國的全球價值鏈分工。若兩者均顯著，說明存在對外直接投資通過影響比較優勢動態變化，進而間接影響一國參與全球價值鏈分工的中介效應。

基于一國在某行業的比較優勢或劣勢可能具有持續性，故在模型中引入VRCA的滯后項將其拓展為一個動態模型。在估計動態面板模型時，普通最小二乘法和固定效應分別存在低估解釋變量的可能效應，因此，文章采用系統GMM 方法能更準確估計模型結果，并且解決上述兩種估計存在的有偏性和非一致性問題。針對該模型，文章運用由Arellano& Bover(1995)和Blundell& Bond(1998)的系統GMM 方法對(3)和(4)式進行回歸，其結果分別如表2 中的模型1 和模型2 所示。模型1 顯示中國對外直接投資對母國比較優勢提升顯著，這一實證結果與理論分析一致，一國對外直接投資可以通過改善技術要素、生產要素再配置效用、規模經濟效應、提升交易效率等從而影響該國的比較優勢。同時，該模型的AR(2)的值為0.1957，說明模型接受不存在序列相關的原假設，P-Sar 檢驗的P 值為0.9999，說明工具變量的選取是合理的。模型2 中比較優勢對中國參與全球價值鏈分工效果顯著，說明中國比較優勢的動態改善有利于該國在全球價值鏈分工中的規模擴張，與前文理論分析和經典國際分工貿易理論一致，比較優勢的動態演化是國際分工演化的根本決定因素。同時，該模型的AR(2)的值為0.6775，說明模型接受不存在序列相關的原假設，P-Sar 檢驗的P 值為1.0000，說明工具變量的選取是合理的。綜合上述分析，一國對外直接投資的擴張促使了母國整體比較優勢動態提升，從而間接促進了該國參與全球價值鏈分工規模的擴張，假設H2 得證。初步判斷對外直接投資通過影響比較優勢進而影響該國參與全球價值鏈分工規模的中介效應值為0.0020(β1λ1)。

表2 中國對外直接投資對全球價值鏈分工的中介效應回歸結果

3. 結構效應檢驗

依次對簡單和復雜全球價值鏈分工進行回歸，在同時控制時間和國家估計效應后，其結果如表3 所示。可以看出，對外直接投資對簡單和復雜全球價值鏈分工具有顯著的正向影響，分別為0.0431 和0.0205。但對不同類型的全球價值鏈分工方式的促進程度存在差異，對簡單全球價值鏈分工表現出更強的促進效應。根據歷年的對外直接投資統計公報顯示，目前中國的對外直接投資大量集中于價值鏈前端環節的自然資源行業，促使東道國采用更多的中國原料等生產要素，從而帶動了該資源上、下游相關行業的國內中間品出口，但難以培育中國的中間產品在全球市場的核心競爭力和不可替代性。其次，對外直接投資對復雜全球價值鏈分工規模同樣存在促進效應，通過R&D成果、人員流動及收益反饋等促進了逆向技術溢出效應，提高了中國供應的中間產品的市場需求度和認可度，從而擴大了中國參與的復雜全球價值鏈分工。

表3 對外直接投資對簡單和復雜全球價值鏈分工影響的回歸結果

在總全球價值鏈分工規模中，當復雜全球價值鏈分工占比越高，說明中國全球價值鏈分工中更多的增加值多次跨境，深度參與了跨境生產活動，表明全球價值鏈分工的生產鏈條延展性好，是全球價值鏈分工結構優化的體現。檢驗結果顯示，復雜全球價值鏈分工的對外直接投資彈性系數為0.0205，小于總全球價值鏈分工的0.0427，即中國對外直接投資難以提升中國剛復雜全球價值鏈分工在總全球價值鏈分工的占比，說明目前中國的對外直接投資現狀對中國深度參與全球價值鏈分工的促進效用并不理想。究其原因，一是由于受東道國產業保護、知識產權保護等多重因素制約，中國在全球價值鏈分工的上游科技研發環節的投資困難重重，中國對外直接投資表現為提升本國淺度參與全球價值鏈分工，在推動中國深度參與國際分工、掌握價值鏈上的核心生產環節，輸出高技術含量的通用中間品時表現乏力。二是技術尋求型對外直接投資在并購或效用反饋機制中受到的干擾因素較多，因此擴展復雜全球價值鏈分工規模中遇到的困難較大。同時，簡單全球價值鏈分工的對外直接投資彈性系數大于總全球價值鏈分工的彈性系數，即對外直接投資促進了簡單全球價值鏈分工在總全球價值鏈分工的占比。綜上所述，中國對外直接投資對中國復雜全球價值鏈分工的促進效應小于其對簡單全球價值鏈分工的促進效應，難以優化中國的全球價值鏈分工結構。因此，假設H3b 得以證實。

五、結論和政策建議

文章以比較優勢為切入點分析了對外直接投資對全球價值鏈的傳導機制和綜合效應、中介效應以及結構效應。研究認為：第一，對外直接投資促進了中國參與的全球價值鏈分工規模擴張，但長期促進效用有所衰減。第二，對外直接投資通過影響一國比較優勢動態發展，間接推動母國在全球價值鏈分工規模的擴張。第三，對外直接投資對簡單和復雜全球價值鏈分工規模的促進效用存在差異，中國對外直接投資現狀難以促進中國全球價值鏈分工結構的深化。完善“走出去”戰略，助推全球價值鏈分工發展。當前中國對外直接投資雖有利于擴張參與全球價值鏈分工規模，但隨著中國與發達國家的技術差距縮小，加之諸多外部干預因素，從對外直接投資中獲取逆向技術溢出的成本和阻力日趨增大，逆向溢出效應呈邊際遞減趨勢，導致對外直接投資對助推中國參與復雜全球價值鏈分工表現乏力。因此，中國一方面要通過提升和優化規模和結構，尤其深耕東亞、東南亞和“一帶一路”沿線國家（地區），繼續發揮其對全球價值鏈分工規模的刺激效用；同時，不能過度依賴對外直接投資，尤其在技術領域，應構建以“自主研發”為主、“逆向吸收”為輔的雙輪驅動循環。

提高中國對外開放水平，助力世界經濟復蘇增長。當前全球供給端斷裂、需求端萎縮，以發達國家為主導的傳統全球價值鏈分工秩序矛盾重重，當前國際經濟結構亟待重塑。中國可憑借綜合國力和全球制造業大國基礎，增強與世界經濟的聯系和協作，探索一條實現自身經濟轉型升級、助推世界經濟復蘇增長的有效途徑，構建穩固且可持續的全球價值鏈分工發展模式，為中國經濟可持續發展注入世界元素，為世界新一輪經濟增長貢獻中國動力。