中國OFDI與“一帶一路”沿線國家產業結構升級
——機理與實證分析

王 暉，陳志華，李童俠

（1.湖北大學 商學院，湖北 武漢 430062；2.北京師范大學 一帶一路學院，廣東 珠海 519085）

一、引言與文獻綜述

產業結構升級是一國實現經濟可持續發展的重要內容。“一帶一路”沿線國家（以下簡稱沿線國家）對于引進外資推動產業轉型升級、促進經濟增長有著強烈的需求，一方面在于沿線發展中國家眾多，大多處在工業化進程中，對國際資本需求強烈，另一方面在逆全球化和貿易保護主義愈演愈烈的背景下，沿線國家經濟遭受打擊，投資和出口受阻，急需引進外資促進經濟發展。自“一帶一路”倡議以來，中國對沿線國家直接投資增長趨勢明顯，據中國商務部數據顯示，2019年中國對沿線國家直接投資流量合計達186.9億美元，截至2019年末中國對沿線國家直接投資存量達1 794.7億美元，其中2013—2019年中國對沿線國家累計直接投資1 173.1億美元，占中國對沿線國家直接投資存量總和的65.36%。2020年，盡管受新冠肺炎疫情影響，中國對沿線國家非金融類直接投資額仍達177.9億美元，同比增長18.3%。沿線國家通過引進中國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）可以彌補儲蓄缺口、促進技術進步，是其實現產業結構升級、促進經濟可持續發展的重要途徑［1］。然而，仍有對“一帶一路”倡議持懷疑態度的聲音發出，認為該倡議就是要通過掠奪沿線國家資源、搶占其市場和就業機會來發展中國，使沿線國家陷入全球價值鏈“低端鎖定”的困境，阻礙其產業結構優化升級和經濟可持續發展［2］。為此，有必要深入探討中國OFDI與沿線國家產業結構升級的關系，剖析中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的作用機理，為沿線國家引進中國OFDI促進產業結構升級提供重要的理論借鑒和經驗支撐，同時也對進一步推動中國與沿線國家的國際合作，建立有關“一帶一路”倡議正確的國際輿論導向和推動高質量共建“一帶一路”具有重要的現實意義。

外商直接投資（Foreign Direct Investment，FDI）與東道國產業結構升級一直是學術界的熱門話題，國內外學者對此進行了大量研究，取得了豐富的研究成果。有部分研究表明，FDI有利于促進東道國經濟發展和產業結構優化升級［3-4］。在作用機制方面，FDI主要通過影響東道國的市場結構、供需結構和出口結構，進而影響東道國產業結構調整，往高級化方向邁進［5-7］。具體而言，FDI通過關聯效應、示范效應、技術溢出效應以及競爭效應影響東道國產業結構升級［8-9］。在實證研究方面，有學者采用面板數據模型［10］、時間序列模型［11］以及分布滯后模型［12］等多種定量分析方法考察了FDI對東道國一二三產業增加值的影響，進而分析其對東道國產業結構變化的影響，研究結果表明，FDI是東道國產業結構優化升級過程中的關鍵因素，FDI與東道國產業結構升級之間存在長期穩定的關系［13-14］。相反，有學者認為FDI的流入不利于東道國的產業結構升級，FDI對東道國產業結構升級具有負向影響［15］。FDI的技術溢出效應加劇了東道國產業結構失衡，削弱了東道國產業結構升級［16］，東道國產業對FDI往往具有依賴效應，導致東道國產業被鎖定在低附加值的生產環節，從而不利于其產業結構升級，尤其是會阻礙其技術密集型產業發展［17］。另外，還有部分學者研究發現，FDI對產業結構升級的影響是非線性的，FDI的產業結構升級效應呈“倒U”型［18］；FDI對產業結構升級的影響也可以表現為先抑制后促進，呈“U”型［19］。除此之外，Zhang［20］利用2005—2010年中國31個省份21個制造業部門的數據進行分析，發現FDI對中國產業結構升級的貢獻似乎有限；時樂樂和趙軍［21］也指出，FDI對產業結構升級的貢獻似乎有限，FDI對產業結構升級沒有顯著影響。

在中國OFDI影響沿線國家產業結構升級相關研究方面，紀祥裕［22］采用40個沿線國家數據，實證檢驗了中國OFDI對東道國產業結構升級的影響，研究表明中國OFDI對沿線國家產業結構升級存在顯著的正效應，但較低的制度質量在一定程度上削弱了中國OFDI對東道國產業結構升級的正向作用。類似地，喬敏健［23］考察了中國OFDI對沿線國家產業結構升級的影響，發現中國OFDI對沿線國家產業結構升級存在顯著的正效應，主要通過技術溢出、要素供給和生產率效應推動沿線國家產業結構向合理化和高級化的方向演進。田暉等［24］進一步研究發現中國OFDI對沿線發達經濟體、發展中經濟體和轉型經濟體產業結構升級均具有正向影響，且“一帶一路”倡議在沿線發展中經濟體和轉型經濟體中具有顯著的正向調節效應。

綜上，已有的研究方法多樣、視角分散，在中國OFDI影響沿線國家產業結構升級的相關研究中，仍存在需完善和補充的地方。首先，上述研究只考察了中國OFDI的平均效應，忽視了隨著沿線國家產業結構升級水平的提高對中國OFDI邊際效應的考察；其次，缺乏對中國OFDI促進沿線國家產業結構升級作用機制的計量檢驗；最后，在異質性考察方面，上述研究要么未涉及，要么角度比較單一，不夠全面。鑒于此，本文在深入探析中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的作用機制的基礎上，采用2006—2019年52個沿線國家的面板數據，構建計量模型，首先對中國OFDI影響沿線國家產業結構升級的平均效應和邊際效應進行實證檢驗，然后實證檢驗相關作用機制的中介效應，接著考察“一帶一路”倡議影響中國OFDI促進效應的調節作用，最后進一步考察中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的異質性。

二、作用機制與研究假說

沿線國家大多處于工業化進程中，產業發展程度不高，我國大部分產能對沿線國家屬于優勢產能，通過國際合作，我國可以幫助沿線國家產業發展，促進沿線國家相關產業技術水平和生產力的提高，從而帶動沿線國家的產業結構升級。具體來說，中國OFDI可以發揮資本供給效應、技術溢出效應和貿易促進效應帶動沿線國家的產業結構升級，其作用機制傳導路徑如圖1所示。

圖1 中國OFDI作用機制傳導路徑

（一）資本供給效應的影響機制分析

當中國OFDI進入沿線國家后，增加了對沿線國家資本的供給，擴大了沿線國家產業發展所需的資本供給規模，彌補了沿線國家產業發展的資本缺口，同時也為沿線國家的產業和經濟發展注入新的活力［25］。沿線國家通過利用中國OFDI，不僅可以彌補自己的資金缺口，而且也能提高自身產業的生產能力，激發其國內生產要素的存量和資源利用率，深化沿線國家產業內和產業間的分工合作，將其閑置的資源要素進行優化整合，提高其資源配置效率，進一步使得自身產業結構得到調整并促進東道國的經濟發展［26］。與此同時，中國OFDI的高效率資本，可以通過規模經濟和外部經濟效應刺激沿線國家國內投資，縮小資金缺口，加速資本積累，進一步促進其產業結構優化升級。

（二）技術溢出效應的影響機制分析

首先，中國投資企業擁有較為先進的技術水平和管理經驗，沿線國家通過模仿和學習效應，進行技術改造升級和產品更新換代，從而提高其生產效率，促進沿線國家的產業結構優化升級；其次，當中國投資企業進入沿線國家后，通過雇傭當地的勞動力并對其進行系統全面的培訓以滿足企業生產的需要，中國投資企業先進的專業技術和管理理念隨著培訓人員的流動而進入沿線國家本土企業，從而產生技術溢出效應，促進沿線國家產業結構優化升級；最后，中國投資企業進入沿線國家后，與當地的上下游產業或企業建立聯系，通過對沿線國家企業設立更高的技術標準和產品質量標準，使得沿線國家企業被動或主動地進行技術創新和產品更新換代，從而產生溢出效應，促進沿線國家產業結構升級［27］。

（三）貿易促進效應的影響機制分析

中國投資企業通過在沿線國家設立子公司，可以同沿線國家企業建立和保持密切聯系，嵌入當地產業價值鏈環節并生產制造沿線國家產業發展所需技術含量高的中間產品以及用于出口的最終產品，從而提高沿線國家整體出口技術復雜度，促進沿線國家產業結構升級［28］。此外，擁有較高技術水平的中國OFDI企業會促使沿線國家通過進口貨物貿易和服務貿易引進國外先進的設備和技術，促進本國產業部門工藝流程改造和技術水平提升，生產制造中國OFDI企業所需的中間產品，從而推動沿線國家產業升級和新興產業發展［29］。由此，提出研究假說1。

H1：中國OFDI通過資本供給效應、技術溢出效應和貿易促進效應可以促進沿線國家的產業結構升級。

（四）“一帶一路”倡議的調節作用分析

加快投資便利化進程、消除投資壁壘是“一帶一路”倡議的重要內容之一。目前，沿線國家投資便利化水平偏低，中國通過積極推進投資便利化進程，支持跨區域投資便利化，使得中國與沿線國家跨境投資合作日趨自由化和便利化，中國與沿線國家投資合作領域更寬廣、更密切［30］。在“一帶一路”倡議下，中國OFDI增加對沿線國家實施技術轉讓和投資，同時沿線國家對中國OFDI設置的投資壁壘會相應降低，從而能夠對中國OFDI的資本供給效應、技術溢出效應和貿易促進效應等產生積極作用。由此，提出研究假說2。

H2：“一帶一路”倡議有助于中國OFDI帶動沿線國家產業結構升級。

三、模型構建、變量選擇與數據來源

（一）模型構建

為了考察中國OFDI對沿線國家產業結構升級的影響程度和效果，本文構建的計量模型如式（1）所示：

其中，Upd、Cfdi分別表示沿線國家產業結構升級水平和中國OFDI；Control表示一系列控制變量，根據傳統產業結構優化升級理論可知，東道國產業結構升級還受到國內需求因素和供給因素的影響，其中需求因素包括消費需求（Pgdp）和出口需求（Open），供給因素包括人力資本供給（Lar）和物質資本供給（M）［31］，為此本文將以上因素作為控制變量加入式（1）中；i、t分別代表沿線國家和年份；β0表示截距項；β1表示中國OFDI對沿線國家產業結構升級影響的程度和效果；βn表示控制變量對沿線國家產業結構升級影響的程度和效果；v、u分別表示國家固定效應和時間固定效應；ε代表隨機擾動項。

根據上述的研究假設分析，“一帶一路”倡議的實施可能有助于加強中國OFDI帶動沿線國家產業結構升級的效果，為此本文在式（1）中加入“一帶一路”倡議的政策虛擬變量（Br）與變量lnCfdi的乘積交互項（lnCfdi×Br）以驗證其效應的存在，如式（2）所示：

其中，φ2衡量“一帶一路”倡議的調節作用，若系數為正，表明“一帶一路”倡議有助于加強中國OFDI帶動沿線國家產業結構升級的效果；若系數為負，則會阻礙中國OFDI帶動沿線國家產業結構升級的效果。

此外，根據上述理論機制分析發現，中國OFDI會通過資本供給效應（Cap）、技術溢出效應（Tec）和貿易促進效應（Trade）促進沿線國家的產業結構升級。為了識別和檢驗該影響機制，本文借鑒賈妮莎和雷宏振［1］的做法，構建中介效應模型進行驗證，如式（3）和式（4）所示：

其中，Mediating表示影響機制變量，包括資本供給效應、技術溢出效應和貿易促進效應。首先對式（1）進行回歸，確定在中國OFDI能夠顯著促進沿線國家產業結構升級的基礎上，即β1顯著為正，分別對式（3）和式（4）進行回歸。若γ1和k2均顯著，說明影響機制的中介效應顯著，中國OFDI的確通過影響機制作用促進沿線國家產業結構升級；若k1顯著，說明存在部分中介效應，若k1不顯著，說明存在完全中介效應。γ1×k2表示中國OFDI通過作用機制影響沿線國家產業結構升級的中介效應。

（二）變量選擇

（1）被解釋變量：沿線國家產業結構升級水平（Upd）。本文采用付凌暉［32］提出的夾角余弦法來衡量沿線國家產業結構升級水平。具體測量方法如下：將各沿線國家的一二三產業增加值占其GDP的 比 重 組 合 成 一 組 三 維 空 間 向 量X0=（x1，0，x2，0，x3，0），并分別計算向量X0與各產業向量X1=（1，0，0）、X2=（0，1，0）和X3=（0，0，1）從低到高排列的夾角θ1、θ2和θ3。夾角的具體計算公式如式（5）所示：

則一國產業結構升級水平的計算公式如式（6）所示，Upd的數值越大代表該國產業結構升級水平越高。

（2）核心解釋變量：中國對沿線國家的OFDI（Cfdi）。為更好地考察中國OFDI對沿線國家產業結構升級的累積效果，本文采用中國OFDI存量數據作為本文核心解釋變量的代理變量。

（3）控制變量：①消費需求（Pgdp）。消費需求與人均GDP有關，隨著人均GDP的增長，人們對高端產業的消費需求增加，迫使國內產業結構進行調整，從而有效地促進產業結構升級，本文采用沿線國家的人均GDP來衡量。②出口需求（Open）。出口需求會反過來“倒逼”國內產業結構優化，國外消費者的需求會引導國內企業采用先進技術生產出高質量產品，同時提高對外貿易壁壘標準也會迫使國內企業改變生產方式，從而促進產業結構優化，本文采用出口依存度來衡量，并用沿線國家貨物和服務出口總額占GDP的百分比來表示。③人力資本供給（Lar）。一個國家的產業結構升級離不開其人力資本供給，人力資本規模直接影響其產業結構的優化升級，本文采用沿線國家的勞動力總量來衡量。④物質資本供給（M）。物質資本的增加是產業結構升級的直接原因，新增資產投資會推動產業發展，加速產業結構優化升級，本文采用沿線國家國內投資總額與GDP的比值來衡量。

（4）中介變量：①資本供給效應（Cap）。本文采用沿線國家的資本形成總額來度量。②技術溢出效應（Tec）。最直接體現在對沿線國家技術水平的提升上，故本文采用沿線國家的技術水平來度量。③貿易促進效應（Trade）。最直接體現在沿線國家的貿易量上，本文采用沿線國家的貿易總額來度量。

（三）數據來源

本文選取2006—2019年52個沿線國家的相關數據進行實證研究。其中用于計算產業結構升級指數的數據，包括沿線國家GDP，第一二三產業增加值，用于衡量沿線國家消費需求、出口需求、人力資本供給和物質資本供給的數據以及度量資本供給效應和貿易促進效應的數據，均來源于世界銀行數據庫；中國對沿線國家OFDI存量數據來源于歷年《中國對外直接投資統計公報》；用于度量技術溢出效應的數據來源于《全球競爭力指數》報告。對個別數據缺失的情況，本文通過插值法進行補齊。此外，為了消除各變量由于量綱不同所產生的影響，本文對各變量進行對數化處理。各變量的統計描述見表1所列。

表1 主要變量的統計描述

四、實證結果與分析

（一）變量平穩性檢驗

計量模型中用于回歸的序列應為平穩序列，否則會導致偽回歸，影響回歸結果的可信度。故本文在回歸前，分別采用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗和PP檢驗對各變量進行單位根檢驗，表2檢驗結果表明，各變量均拒絕存在單位根的原假設，即各變量不具有單位根，均為平穩序列。

表2 單位根檢驗結果

（二）中國OFDI的平均效應和邊際效應檢驗

平穩性檢驗后，本文首先在式（1）中采用OLS估計對中國OFDI影響沿線國家產業結構升級的平均效應進行檢驗，回歸結果見表3所列。從表3報告的回歸結果來看，無論是否加入控制變量，變量lnCfdi的回歸系數均顯著為正，當加入所有控制變量后，變量lnCfdi的回歸系數為0.001 7，表明當中國對沿線國家的OFDI存量每增加1單位，沿線國家產業結構升級水平提高0.001 7單位，說明沿線國家產業結構升級與中國OFDI顯著正相關，中國OFDI能夠顯著促進沿線國家產業結構升級。控制變量lnPgdp、lnOpen、lnLar和lnM的回歸系數分別為0.017 1、0.004 3、0.035 8和0.006 3且顯著，說明沿線國家的消費需求、出口需求、人力資本供給和物質資本供給增加均會顯著促進沿線國家產業結構升級，與上文的分析一致。

表3 中國OFDI影響沿線國家產業結構升級的平均效應檢驗

此外，中國OFDI影響沿線國家產業結構升級的程度和效果也會隨著沿線國家產業結構不斷優化升級而發生變化［33］。此時，上述的均值回歸模型已經不能反映中國OFDI影響的邊際效應，故本文在平均效應檢驗的基礎上，進一步采用分位數回歸模型進行分位數檢驗，回歸結果見表4所列。

表4 中國OFDI影響沿線國家產業結構升級的邊際效應檢驗

表4報告了中國OFDI促進沿線國家產業結構升級邊際效應的回歸結果。回歸結果顯示，除0.1分位點和0.9分位點外，其余分位點上變量lnCfdii，t的估計系數都顯著為正。0.1、0.25、0.5、0.75和0.9五個不同分位點上的回歸系數依次為0.000 6、0.000 8、0.001 3、0.000 5和0.000 4，表明在不同分位點上，中國OFDI促進沿線國家產業結構升級效果的確存在一定差異。其中，0.1分位點上的中國OFDI的促進效應為0.000 6，0.25分位點上的促進效應上升至0.000 8，0.5分位點上的促進效應上升至0.001 3，0.75分位點上的促進效應下降至0.000 5，0.9分位點上的促進效應再下降至0.000 4。以上估計結果表明，隨著沿線國家產業結構水平的逐步提升，中國OFDI的促進作用先增加后減小，呈現“倒U”型特征，這主要是由于在沿線國家的產業結構升級水平較低時，中國OFDI的邊際效應會增加，但隨著沿線國家的產業結構升級水平越來越高時，中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的難度會越來越大，中國OFDI邊際效應將呈遞減趨勢［34］。

（三）穩健性檢驗

考慮估計結果可能會因指標衡量誤差、變量內生性、估計方法選擇等問題出現偏誤，本文通過兩步最優GMM估計、替換沿線國家產業結構升級水平指標和改變估計方法等進行穩健性檢驗。

（1）兩步最優GMM估計。由于變量lnCfdi可能存在內生性，導致估計結果有偏且不一致，故本文選擇中國OFDI存量水平的二階滯后項和沿線國家技術水平的一階滯后項作為工具變量并進行兩步最優GMM估計。工具變量的識別不足檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗的檢驗結果見表5所列，其中變量lnCfdi的內生性檢驗結果拒絕變量lnCfdi為外生變量的原假設，故變量lnCfdi為內生變量；識別不足檢驗結果顯示LM statistic顯著，拒絕識別不足的原假設，表明本文所選取的工具變量與變量lnCfdi高度相關；弱工具變量檢驗結果顯示Wald F statistic大于10%maximal IV size的臨界值，拒絕工具變量是弱識別的原假設；過度識別檢驗中的Sargan statistic不顯著，表明工具變量與隨機干擾項不相關，故本文所選取的工具變量是合理有效的。采用兩步最優GMM估計的回歸結果見表6中的第（1）列，變量lnCfdii，t的回歸系數為0.004 0且顯著，該回歸結果與上述結果仍保持一致，證明本文的回歸結果具有穩健性。

表5 量內生性及工具變量有效性檢驗

（2）替換指標。本文依據“配第·克拉克定理”的思想內涵，分別將一二三產業增加值占GDP比重的權重設置為1/6，1/3和1/2，然后將其分別與其各自權重乘積之和作為產業結構升級水平指數的替代指標，替換指標后的估計結果見表6中的第（2）列，變量lnCfdii，t的估計系數為0.002 6且顯著，表明回歸結果不受指標更換的影響，回歸結果具有穩健性。

（3）改變估計方法。考慮模型中各變量可能存在組間異方差、組內自相關和組間同期相關，故采用FGLS估計對模型進行回歸，回歸結果見表6中的第（3）列，變量lnCfdi的回歸系數為0.001 1且顯著，表明更換估計方法也仍未對本文的實證結果產生實質性改變，估計結果具有穩健性。

表6 穩健性檢驗結果

（四）影響機制的中介效應檢驗

根據前文的理論機制分析，中國OFDI可以通過資本供給效應、技術溢出效應和貿易促進效應等促進沿線國家的產業結構升級，故本文采用中介效應模型式（3）和式（4）對相關作用機制的中介效應進行識別和檢驗，以驗證本文的H1。中介效應檢驗結果見表7所列。

表7 中介效應檢驗結果

從表7中的第（1）列可以看出，γ1、k1和k2分別為0.022 8、0.001 3和0.017 9且顯著，再結合式（1）中變量lnCfdi的回歸系數（0.001 7且顯著）可知，資本供給效應渠道的中介效應顯著，進一步經Bootstrap檢驗，中介效應依舊顯著，中國OFDI通過資本供給效應促進沿線國家產業結構升級的中介效應為0.000 4。同理，由第（2）列可知，技術溢出效應渠道的中介效應顯著，中國OFDI通過技術溢出效應促進沿線國家產業結構升級的中介效應為0.000 8；由第（3）列可知，貿易促進效應渠道的中介效應同樣顯著，中國OFDI通過貿易促進效應促進沿線國家產業結構升級的中介效應為0.000 2。中介效應檢驗結果表明中國OFDI的確能通過資本供給效應、技術溢出效應和貿易促進效應促進沿線國家的產業結構升級，驗證了本文的H1。

（五）“一帶一路”倡議的調節作用效果分析

進一步地，為了驗證“一帶一路”倡議的調節作用，本文采用式（2）進行OLS估計并進行穩健性檢驗，估計結果見表8所列。在第（1）列中，變量lnCfdi的回歸系數為0.000 8且顯著，交互項的回歸系數為0.001 0且顯著，說明“一帶一路”倡議有助于加強中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的效果。在穩健性檢驗中，變量lnCfdi和交互項的回歸系數均顯著為正，說明該回歸結果具有穩健性，驗 證了本文的H2。

表8“一帶一路”倡議的調節作用效果檢驗

（六）進一步分析：中國OFDI影響的異質性分析

考慮中國不同轉移類型OFDI促進沿線國家產業結構升級的程度和效果以及中國OFDI促進不同收入水平和不同區域位置沿線國家的產業結構升級的程度和效果具有差異性，故本文進一步地進行異質性檢驗。中國OFDI按不同轉移類型可以分為勞動轉移型OFDI、資本轉移型OFDI和技術轉移型OFDI，但中國不同轉移類型OFDI的數據無法直接獲取，本文根據張春萍［35］的研究結論，中國OFDI具有出口創造效應，并參照劉海云和聶飛［36］的做法，分別采用中國對沿線國家直接投資存量與中國對沿線國家勞動密集型產品出口占比、資本密集型產品出口占比和技術密集型產品出口占比的乘積形式間接衡量中國不同轉移類型OFDI情況，并以占比最大轉移類型的中國OFDI作為當年中國對沿線國家直接投資的主要轉移類型。中國對沿線國家的不同類型產品的出口數據來自UNCOMTRADE數據庫。同時，本文參考世界銀行對各國經濟水平的劃分（2017—2018標準），將沿線國家按國民收入水平（GNI）劃分為低收入、中高收入和高收入沿線國家，其中低收入沿線國家包括低收入和中低收入沿線國家；依據各沿線國家所處的地理位置，將沿線國家劃分為東盟國家、其他亞洲沿線國家和歐洲沿線國家。不同收入水平和不同區域沿線國家的劃分情況如表9所列。

表9“一帶一路”沿線國家按收入水平和地理位置劃分情況

中國不同轉移類型OFDI促進沿線國家產業結構升級程度和效果以及中國OFDI促進不同收入水平和不同區域位置沿線國家產業結構升級程度和效果的異質性檢驗結果見表10所列。

表10 中國OFDI的異質性回歸結果

其中，在中國不同轉移類型OFDI的回歸結果中，變量lnCfdi的回歸系數分別為0.001 4、0.001 6和0.001 9且顯著，表明中國不同轉移類型OFDI都能顯著促進沿線國家產業結構升級，當中國勞動轉移型OFDI、資本轉移型OFDI和技術轉移型OFDI在沿線國家的存量分別每增加1單位時，沿線國家產業結構升級指數分別提高0.002 7單位、0.003 7單位和0.004 1單位，中國技術轉移型OFDI促進沿線國家產業結構升級的效果要高于勞動轉移型OFDI和資本轉移型OFDI。究其緣由，一方面是流入沿線國家的中國技術轉移型OFDI占比達四到五成左右，其規模遠遠超過中國其他轉移類型OFDI，在其他條件不變的情況下，規模越大的OFDI類型對產業結構升級的作用效果更大；另一方面是技術轉移型OFDI直接作用于技術密集型行業，更加有利于提高整體產業的技術水平和附加值，促進產業結構升級［37］。經費舍爾組合檢驗并進行自抽樣（Bootstrap）300次得到的三種分組情況下對應的“經驗p值”分別為0.067、0.020和0.078且顯著，則進一步證實了上述差異在統計上顯著。

在不同收入水平和不同區域位置沿線國家的回歸結果中，中國OFDI均能顯著促進不同收入水平和不同區域位置沿線國家產業結構升級。其中，中國OFDI促進低收入沿線國家產業結構升級的效果明顯高于對中高收入和高收入沿線國家產業結構升級的促進效果。可能原因在于：一方面低，收入沿線國家的產業結構升級水平最低，在其他條件不變情況下，中國OFDI促進其產業結構升級的邊際效應最大；另一方面，基于全球價值鏈視角，由于要素成本和比較優勢的差異，沿線各國處在不同的發展階段，“順梯度”OFDI將中國部分富余產能和國內成熟產業轉移至中低收入沿線國家，有效引領中低收入沿線國家融入或提高其在全球價值鏈中的布局，進而促進沿線國家產業結構升級，而對于中高收入和高收入沿線國家，中國投資企業側重于市場開拓和技術合作，對其產業結構升級的帶動效應偏小［1］。中國OFDI對亞洲沿線國家產業結構升級的促進明顯高于對歐洲沿線國家產業結構升級的促進效果，且中國OFDI對東盟國家產業結構升級的促進明顯高于對其他亞洲沿線國家產業結構升級的促進效果。究其緣由，亞洲沿線國家產業結構相對落后，通過國際合作，中國可以幫助其發展適合的產業，促進亞洲沿線國家相關產業技術水平和生產力的提高，從而帶動亞洲沿線國家產業結構升級；而歐洲沿線國家產業結構相對合理和更高級，使得中國OFDI對歐洲沿線國家產業結構升級的帶動效果偏小。此外，在亞洲沿線國家中，中國向東盟國家轉移產業所占比重較大，在加上東盟國家產業結構高級化水平相對于其他亞洲沿線國家的產業結構高級化水平較低，使得東盟國家從中國OFDI中獲得更多的技術溢出效應、產業關聯效應等，從而更有效促進其產業結構升級［37］。

同樣地，經費舍爾組合檢驗自抽樣（Bootstrap）300次，在不同收入水平和不同區域位置沿線國家分組中，所得到的“經驗P值”均顯著，表明中國OFDI促進不同收入水平和不同區域位置沿線國家產業結構升級效果均存在顯著差異性。

五、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

本文立足于沿線國家，從中國OFDI視角，采用2006—2019年52個沿線國家的面板數據，構建計量模型，實證檢驗了中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的程度和效果以及作用機制的中介效應。研究結果表明：中國OFDI能夠顯著促進沿線國家產業結構升級，但隨著沿線國家產業結構升級水平的提高，中國OFDI的邊際效應先增大后減小，呈“倒U”型特征；中國OFDI能通過資本供給效應、技術溢出效應和貿易促進效應顯著促進沿線國家產業結構升級；“一帶一路”倡議對中國OFDI帶動沿線國家產業結構升級的調節作用顯著。在異質性檢驗中，中國技術轉移型OFDI對沿線國家產業結構升級的促進作用大于勞動轉移型OFDI和資本轉移型OFDI對沿線國家產業結構升級的促進作用；中國OFDI對低收入沿線國家產業結構升級的促進作用大于對中高收入和高收入沿線國家產業結構升級的促進作用；中國OFDI對亞洲沿線國家產業結構升級的促進作用大于對歐洲沿線國家產業結構升級的促進作用，且中國OFDI對東盟國家產業結構升級的促進作用大于對其他亞洲沿線國家產業結構升級的促進作用。

（二）政策啟示

（1）從中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的程度和效果及“一帶一路”倡議的調節作用來看，中國企業要一如既往地實施“走出去”戰略，增加對沿線國家的直接投資，并且在“一帶一路”倡議下，繼續深化“五通”合作，尤其是要繼續推進中國與沿線國家的投資便利化進程，積極推進與沿線國家雙邊投資協定的簽訂或續簽，不斷完善投資協定，提高投資協定質量，從而進一步降低雙方在合作中的投資壁壘，促進中國與沿線國家進行全方位、多層次、寬領域的投資合作，以更好地發揮中國OFDI對沿線國家產業結構升級的帶動作用。

（2）從中國OFDI促進沿線國家產業結構升級的作用機制來看，中國還應繼續加大對沿線國家的直接投資，滿足沿線國家發展所需的資本需求，發揮中國OFDI的資本供給效應，帶動沿線國家產業結構升級；同時，中國還應發揮中國OFDI的技術溢出效應，提高沿線國家的產業技術水平，從而實現產業升級。此外，中國對沿線國家直接投資應實現產業全覆蓋，充分發揮中國OFDI的貿易促進效應，促進沿線國家各產業升級，最終實現沿線國家各產業均衡發展。

（3）從中國OFDI對促進國家產業結構升級的異質性效果來看，中國在對沿線國家直接投資時，應準確判別沿線國家的產業結構類型、主導產業、優劣勢產業，投資合作中要注重充分發揮雙邊比較優勢，有針對性地進行投資選擇，優化對沿線國家直接投資的產業構成。具體而言，要制定差異化的投資策略，通過對技術水平較低的沿線國家進行技術密集型產業轉移，發揮中國技術轉移型OFDI的產業結構升級效應，從而更有效地帶動沿線國家產業結構升級；通過OFDI對低收入沿線國家以及亞洲沿線國家實現產業轉移和產能互補，對中高收入、高收入沿線國家以及歐洲沿線國家形成產業合作，將自身產能優勢、資金優勢特別是技術優勢轉化為合作優勢，從而有效帶動沿線國家產業結構升級。