OFDI逆向技術溢出與母國產業結構升級
——基于門檻模型的實證研究

楊秀云,張 奇,高拴平,從振楠

(1.廈門工學院 商學院,福建 廈門 361021;2.西安交通大學 經濟與金融學院,陜西 西安 710061)

一、引 言

中國共產黨第十九次全國代表大會首次提出“中國經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段”,這意味著國民經濟結構轉型及其高質量發展將成為我國新時代經濟發展的主要任務。對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment,OFDI)作為學習獲取國外先進知識和技術以及整合資源的重要方式之一,其在促進社會經濟增長、國民經濟結構轉型升級和高質量發展等方面的作用日漸凸顯。根據聯合國貿發會議(UNCTAD)《2021年世界投資報告》(1)UNCTAD.World investment report 2021:Investing in sustainable recovery.2021.https://unctad.org/system/files/official-document/wir2021_en.pdf.顯示,2020年我國對外直接投資更是首次躍居世界第一,規模達1537億美元。如何通過OFDI逆向技術溢出效應促進產業結構升級,進而推動經濟高質量發展,是一個重要的理論和實踐問題。本文就這一問題進行實證研究。

二、文獻綜述

關于OFDI與產業結構升級的研究最早集中于對東道國經濟發展的影響,[1]對于母國自身經濟發展和經濟結構的研究起步則相對較晚,始于Wells研究發展中國家對外直接投資的顯著增長及其對國際經濟秩序的影響,結果表明OFDI能夠促進母國創新發展。[2]Kogut和Chang研究發現日本對美國的OFDI主要集中于技術密集型行業。[3]此后,有關OFDI逆向技術溢出效應的影響逐漸成為學者們的研究熱點。

目前對OFDI逆向技術溢出效應的研究主要集中于兩個方面:一是OFDI對母國社會經濟的影響研究;二是OFDI逆向技術溢出效應的影響因素。部分學者指出,跨國公司通過對外直接投資能夠有效學習東道國先進技術,并利用公司內部傳導機制向母國進行技術轉移,是東道國逆向技術溢出渠道和母國產業結構升級的驅動力量。[4-6]李逢春通過修改經典的錢納里“結構增長”模型,研究指出OFDI能夠促進母國的產業升級。[7]楊棟旭和周菲研究發現,OFDI通過“產能轉移”和“技術進步”兩種影響機制促進中國產業結構的升級。[8]宋雯彥和韓衛輝研究發現OFDI和環境規制能夠顯著地促進母國產業結構升級,且存在明顯的路徑依賴。[9]然而,也有研究發現OFDI并不具有顯著的逆向技術溢出效應,[10]并非所有國家都能獲得OFDI逆向技術溢出效應。[11]如陳強等利用拓展的LP模型研究表明,技術尋求型對外直接投資和其它類型對外直接投資能夠促進創新水平的提高,但影響相對較小。[12]聶名華等也指出,OFDI逆向技術溢出是產業結構升級的關鍵因素,但目前國內OFDI的技術溢出效率仍然較低。[13]

OFDI逆向技術溢出效應的影響因素較多,如東道國的研發資本、人均國民收入、母國的經濟規模等。[14-15]也有學者基于吸收能力的視角,研究發現人力資本、金融發展水平等因素會對OFDI逆向技術溢出效應產生影響。[16-18]此外,部分學者研究發現OFDI逆向技術溢出存在門檻效應,且主要集中于人力資本、技術差距、金融發展等方面。[19-20]其中,汪浩瀚和潘源利用Hansen門限模型,發現金融規模和金融效率對不同城市群產業升級具有顯著差異性。[21]章志華等研究表明只有當金融發展水平超過門檻值后,OFDI才能夠促進產業結構合理化。[22]

通過梳理已有文獻發現:(1)目前學術界基本認為OFDI逆向技術溢出能夠顯著促進母國產業結構升級,但在衡量產業結構升級時卻存在不同意見,且大多文獻利用不同產業的份額和比例關系進行度量,缺乏對產業間關聯程度和協調程度的反映,不能有效衡量國內不同產業結構升級情況。本文基于產業結構高級化和產業結構合理化視角,利用勞動生產率衡量產業結構高級化,有效避免了“虛高度”的產生,利用泰爾指數有效考察了產業間的聚合質量,更為準確地反映了產業結構升級情況。(2)現有文獻對OFDI逆向技術溢出效應的影響因素進行了較多探索,但大多集中于人力資本水平、金融發展水平等方面,對本土制度質量、科技創新水平和經濟規模進行考察的系統性研究則相對較少。鑒于此,在中國經濟社會轉型的關鍵時期,本文利用2008—2019年31個省(市)面板數據探究OFDI逆向技術溢出對中國產業結構升級的影響,并將樣本分成東部、中部和西部三大區域進行異質性分析;此外,分別以制度質量、科技創新水平、經濟規模為門檻變量,進一步通過門檻模型檢驗OFDI逆向技術溢出效應,以期為我國高效推動產業結構升級,促進經濟高質量發展提供理論支撐和政策建議。

三、理論分析與研究假說

“技術地方化理論”認為,發展中國家對發達國家先進技術的學習和吸收不是被動的模仿和復制,而是對技術的消化、引進和創新,從而促進產業結構升級。“技術創新產業升級理論”則表明,20世紀80年代以來,發展中國家對發達國家的直接投資使其技術能力得到穩步提高,并通過先進技術的不斷積累,進一步促進產業結構升級。Mathews通過對全球化進程中多元化特征問題的探討,認為OFDI企業可以利用“資源聯系”“杠桿效應”“干中學”三種效應吸收轉化國外先進技術,進而形成自身比較優勢,最終促進國內產業結構升級。[23]技術進步的途徑主要包括技術引進、模仿創新和自主研發三種形式。[24]當發展中國家對發達國家進行對外直接投資時,跨國企業通過OFDI能夠學習東道國先進的技術和管理經驗,并通過產品流動、人員流動將其引入回國進行消化吸收,提高企業的技術和管理水平,或進一步取其精華去其糟粕,將東道國技術與母國技術相結合進行技術再創新,最后通過示范效應和競爭效應,使其他公司主動或被動進行科技創新,從而推動國內技術進步,促進產業結構升級。基于此,本文提出假說1:

H1 OFDI逆向技術溢出能夠促進母國產業結構升級。

制度是一系列的博弈規則,包括政治、法律、經濟以及社會制度等諸多方面。新制度經濟學派指出,制度對于創新具有決定性作用,合理的制度能夠促進創新,反之亦然。[25]制度質量的提高能夠促進人力資本的積累和技術創新,從而推動地區產業結構升級。[26-27]然而,制度質量有好壞之分,較好的制度質量表明該地區政府與市場的關系較為合理,要素市場和產品市場發育程度較高,市場中介組織的發育和法治環境也較好,從而有利于地區創新發展,推動產業結構升級;反之,較差的制度質量則意味著政府對市場過多的干預,以及腐敗、尋租等情況的產生,在一定程度上抑制科技創新。因此,制度質量將對OFDI逆向技術溢出效應產生重要影響,當制度質量小于一定值時,OFDI逆向技術溢出對產業結構升級的促進作用較小;若制度質量超過門檻值,則OFDI逆向技術溢出對產業結構升級的促進作用將顯著提升。基于此,本文提出假說2:

H2 制度質量在OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的過程中具有門檻效應。

此外,本國科技創新水平對于OFDI逆向技術溢出效應具有重要作用。技術進步一方面能夠直接提高其對國外先進技術的吸收轉化能力,有效利用OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級;另一方面,技術進步能夠推動產業進入高生產率發展階段,并通過科技創新的擴散效應和滲透效應,最終實現產業結構升級。[28-30]若本國的科技創新水平較高,其在吸收轉化國外先進技術時所遇到的阻礙將較小,從而能夠通過促進地區技術進步來推動產業結構升級;而當本國的科技創新水平較低時,由于難以有效吸收和轉化國外先進技術,將導致OFDI逆向技術溢出對產業結構升級的促進作用顯著降低。基于此,本文提出假說3:

H3 科技創新水平在OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的過程中具有門檻效應。

已有較多學者研究了產業結構與經濟發展之間的關系,發現產業結構升級能夠加快經濟發展,實現經濟增長,[31-32]卻鮮有文獻研究經濟發展水平對產業結構升級的影響。較大的經濟規模往往伴隨著高水平的人力資本、金融發展以及更為完善的基礎設施建設等,更有利于先進技術的獲取,這也意味著本土研發投入能力和吸收能力越強,進行對外直接投資的能力和意愿也越強,從而增強OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的效果。而對于經濟規模較小的地區而言,由于缺乏配套的上下游產業及時消化OFDI釋放的生產要素,不但會削弱OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的效果,甚至可能導致地區“產業空心化”現象。[33]基于此,本文提出假說4:

H4 經濟規模在OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的過程中具有門檻效應。

四、實證研究設計

(一)指標選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是產業結構升級,主要從產業結構高級化和產業結構合理化兩個維度來衡量:(1)產業結構高級化指數(TS)。由于產業結構升級表面上是不同產業的份額和比例關系的一種度量,本質上卻是一種勞動生產率的衡量。相較于傳統的利用霍夫曼比值、非農業產值比重等衡量方式,劉偉等對產業結構升級的衡量方法在一定程度上避免了“虛高度”的產生。[34]因此,本文在此基礎上,以各產業部門產出占比與勞動生產率的乘積作為產業結構高級化的測度指標,并結合錢納里標準結構模型中工業化終點的勞動生產率,對歷年各產業的勞動生產率進行標準化處理。最終,產業結構高級化指數如下:

(1)

(2)

式(2)中,i代表三大產業;Pi為各產業部門產出占比,以各產業增加值占GDP的比重衡量;Li為各產業部門勞動生產率,以各產業增加值與其從業人員數的比值衡量;L為全產業勞動生產率,以GDP與總從業人員數的比值衡量。當泰爾指數等于0時,意味著產業結構在均衡狀態下,而泰爾指數大于0則說明產業結構偏離了均衡水平,該地區的產業結構不合理。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是對外直接投資水平(ofdi)。為避免流量數據的短期波動對結果所造成的偏差,本文選取非金融類OFDI存量數據以衡量對外直接投資水平。在數據的處理過程中,首先利用各年平均匯率將投資額換算為人民幣,再剔除價格指數,最后將數據對數化處理。數值越大表明對外直接投資水平越高。

3.控制變量

考慮到計量檢驗結果的穩健性,為消除遺漏變量所造成的偏差,本文選取如下控制變量:(1)對外開放程度(lnopen),以進出口貿易總額的對數值衡量;(2)外商直接投資水平(lnfdi),以外商直接投資總額的對數值衡量;(3)信息化水平(lninte),以郵政業務總量的對數值衡量;(4)人力資本水平(hum),以每百人高等學校在校生數衡量;(5)基礎設施情況(infr),以每百人公路里程數衡量。

4.門檻變量

(1)制度質量(inst)。現有研究對于制度質量的衡量方式較多,如Kaufmann世界治理指標、世界銀行跨國治理指數、世界各國風險指南ICRG等,但大多基于國家層面。目前國內關于省級制度質量的衡量指標較少,有學者從市場化程度、地區腐敗、知識產權保護水平等方面進行了衡量,[36]使用相對較多的則是樊綱市場化指數,[37-38]本文同樣采用樊綱市場化指數來衡量省級制度質量。

(2)科技創新水平(tech)。地區科技創新水平能夠直接反映該地區對先進技術的吸收能力,本土自主創新能力越強,OFDI逆向技術溢出吸收能力也就越強,從而對產業結構升級的正向促進作用越強。參照現有大多數文獻的做法,本文以專利授權數的自然對數衡量地區科技創新水平。

(3)經濟規模(econ)。地區經濟規模同樣能夠反映該地區對先進技術的吸收能力,經濟發展水平越高,意味著本土研發投入能力越強,進行對外直接投資的能力和意愿也越強,有助于獲得OFDI逆向技術溢出效應,從而促進產業結構升級。本文以人均GDP衡量地區經濟規模。

(二)數據來源

綜合研究的實際情況和相關數據的可獲得性,本文選用中國31個省(市)2008—2019年省級面板數據,以上變量所需數據均來源于EPS中國區域經濟數據庫、wind和中國市場化指數數據庫。此外,對于貨幣計量單位為美元的數據,利用各年平均匯率將美元換算為人民幣;同時,為避免價格因素帶來的影響,利用國內生產總值價格指數對所有貨幣量進行價格平減,以調整為可比價格;對于個別缺失數據,通過移動平均法進行補齊。

(三)模型構建

基于上述分析,本文建立如下實證模型:

TSit=α0+α1ofdiit+α2lnopenit+α3lnfdiit+α4lninteit+α5humit+α6infrit+eit

(3)

TLit=β0+β1ofdiit+β2lnopenit+β3lnfdiit+β4lninteit+β5humit+β6infrit+eit

(4)

其中,i代表不同省(市),t代表不同年份,各變量的描述性統計如表1所示。

表1 各變量描述性統計

五、實證結果分析

(一)基準回歸分析

文章采用普通面板數據估計所得回歸結果如表2所示,其中,模型1和模型3為普通最小二乘估計結果,模型2和模型4為固定效應模型估計結果。模型2的估計結果顯示對外直接投資的彈性系數在1%的顯著性水平下為正,模型4的估計結果顯示對外直接投資的彈性系數在10%的顯著性水平下為負,說明我國企業能夠通過對外投資學習吸收國外先進的技術和管理經驗,并利用產品流動、人員流動等傳導機制在國內進行技術轉移和擴散,推動社會技術進步,促使產業結構趨向高級化和合理化,進而促進地區產業結構升級。這也證實了OFDI逆向技術溢出效應的存在,即本文假說1得以驗證。模型1和模型3的估計結果與固定效應模型結果一致,從而也支持了假說1的正確性。近年來中國企業進行了大量的對外直接投資活動,以獲取國外先進技術,提升自身科技創新水平。可以預期,在國家大力推動“一帶一路”建設和“走出去”戰略的背景下,我國對外直接投資將更上一層樓。而據《中國企業對外投資現狀及意向調查報告》(2)中國貿促會研究院.中國企業對外投資現狀及意向調查報告(2021年版).2022.https://www.ccpit.org/a/20220331/20220331hsq7.html.顯示,2021年全球跨境直接投資強勢反彈,近八成中國企業維持和擴大對外投資意向,企業對外投資的質量和效益得到進一步提升,OFDI逆向技術溢出對產業結構升級的促進作用將更為顯著。

表2 OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的基準模型檢驗

此外,對外開放程度(lnopen)、外商直接投資水平(lnfdi)、基礎設施情況(infr)等因素對產業結構升級同樣具有影響。在產業結構高級化方面,對外開放程度和外商直接投資水平對產業結構高級化存在顯著的正效應,這也與現有研究相符。當地的對外開放程度和外商直接投資水平越高,企業愈有可能接觸并吸收先進技術,通過進口位于全球價值鏈高端的產品和吸引外資投資等方式,推動地區產業結構逐漸高級化。而基礎設施情況對產業結構升級存在顯著的負效應,可能的原因在于政府增加基礎設施建設會間接導致市場減少對外直接投資,增加對國內基礎設施項目投資,同時還會增加政府財務負擔,導致這種負效應超過了基礎設施對經濟效率提高的促進作用。[39]在產業結構合理化方面,僅有人力資本水平對產業結構合理化存在顯著的負效應,即人力資本水平越高,產業結構越趨向合理,說明了人力資本水平的提高能夠推動地區產業結構趨向合理化。

(二)門檻檢驗

本文從產業結構高級化和產業結構合理化兩個方面分別建立面板門檻模型,定量分析制度質量、科技創新水平和經濟規模在OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級中的作用,并基于漸近分布理論和Bootstrap方法進行顯著性檢驗,單門檻模型方程示例如下:

struit=β0+β1aofdiit×I(qit≤y)+β1bofdiit×I(qit>y)+β2lnopenit+β3lnfdiit+

β4lninteit+β5humit+β6infrit+eit

(5)

式(5)中,I(·)為模型的指標函數,當且僅當括號內條件滿足時有I=1,反之I=0;qit為門檻變量(制度質量、科技創新水平、經濟規模);y為待估計門檻值。當門檻變量值處于不同區間時,對外直接投資的彈性系數將會不同,即OFDI逆向技術溢出對產業結構高級化和產業結構合理化的促進作用程度不同。表3、表4、表5分別展示了對上述門檻變量進行門檻檢驗和門檻回歸的結果。

表3 門檻效應存在性檢驗

表4 門檻效應門檻值

表5 產業結構高級化的門檻模型回歸結果

由表3可知,就產業結構高級化方面而言,制度質量和經濟規模均在1%的顯著性水平下拒絕了不存在門檻效應的原假設,而科技創新水平在5%的顯著性水平下拒絕了不存在門檻效應的原假設,即制度質量、科技創新水平和經濟規模在OFDI逆向技術溢出促進產業結構高級化的過程中均存在門檻效應,證實了本文的假說2、假說3和假說4。然而,僅有經濟規模在1%的顯著性水平下拒絕了只有一個門檻值的原假設,且制度質量、科技創新水平和經濟規模都不能拒絕只有兩個門檻值的原假設,說明制度質量和科技創新水平表現為單門檻效應,經濟規模則存在雙門檻效應,各門檻值見表4。就產業結構合理化方面而言,僅有科技創新水平在10%的顯著性水平下拒絕了不存在門檻效應的原假設,而制度質量和經濟規模在OFDI逆向技術溢出對產業結構合理化的影響中不存在門檻效應。因此,后續門檻效應分析將僅針對OFDI逆向技術溢出對產業結構高級化的影響。

表5中制度質量、科技創新水平和經濟規模的門檻模型的回歸結果表明,制度質量的取值區間不同,對外直接投資的彈性系數也有所不同。就制度質量而言,當制度質量跨過門檻9.4770后,估計系數由0.166變為0.181,這表明當制度質量較差時,低制度質量時的市場化水平不利于形成市場競爭機制,挫傷企業科技創新的積極性;同時,低制度質量也意味著腐敗和外部性等的產生,間接導致跨國公司難以將先進技術和管理經驗在國內擴散傳播,資源無法有效地從低勞動生產率部門流向高勞動生產率部門,從而抑制了產業結構升級。而當制度質量達到門檻值時,OFDI逆向技術溢出對產業結構升級的促進作用更強,說明隨著制度質量的上升,合理的政府干預、市場環境和資源配置等能夠有效提升跨國公司對先進技術和管理經驗等的吸收轉化能力,并進一步通過示范效應和競爭效應使得該技術經驗在社會范圍內擴散,從而推動國內技術進步,提高各產業勞動生產率,進而推動母國產業結構升級。

如前文所述,科技創新水平也在OFDI逆向技術溢出促進產業結構高級化的過程中存在門檻效應,當科技創新水平跨過門檻11.3779后,估計系數由0.169變為0.185,說明當地區科技創新水平較低時,盡管學習、模仿國外先進技術的空間更大,但是對OFDI逆向技術溢出的吸收轉化能力過弱也會導致難以將先進技術化為己用,故而對產業結構高級化的推動作用較小。而當地區科技創新水平達到一定程度時,地區企業能夠有效地吸收轉化國外先進技術,并加以創新利用,進而推動地區產業結構高級化。

不同于制度質量和科技創新水平,經濟規模在OFDI逆向技術溢出促進產業結構高級化的過程中存在雙門檻效應,門檻值分別為10.5799和11.1605。當經濟規模跨過第一個門檻值后,估計系數由0.131變為0.146,而當經濟規模跨過第二個門檻值后,估計系數顯著提升為0.167,說明經濟發展水平越高,進行對外直接投資的能力和意愿也越強,從而通過OFDI逆向技術溢出促進產業結構高級化發展。這也與現實情況相符,東部發達地區的產業結構往往高于中西部地區。

(三)異質性分析

為進一步探究OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級是否存在區域異質性,本文將樣本劃分成三大區域:東部地區、中部地區和西部地區。表6和表7分別是各區域OFDI逆向技術溢出對產業結構高級化和產業結構合理化的影響的估計結果,回歸結果顯示OFDI逆向技術溢出對產業結構升級的促進作用存在區域異質性。

表6 產業結構高級化指數的區域異質性回歸結果

表7 產業結構合理化指數的區域異質性回歸結果

從產業結構高級化方面來看，東部地區的促進作用在1%的顯著性水平下顯著，中部地區和西部地區的促進作用在5%的顯著性水平下顯著，且東部地區的OFDI逆向技術溢出效應顯著高于中西部地區。由此觀之，東部地區的企業進行對外投資，通過OFDI逆向技術溢出能夠有效地推動本國技術進步，進而推動產業結構朝向高級化發展，而中西部地區的促進作用則相對較小。從產業結構合理化方面來看，受西部地區的影響，OFDI逆向技術溢出對產業結構合理化的促進作用在全國層面僅在10%的顯著性水平下顯著，而東部地區和中部地區的促進作用均顯著為負，說明在東部地區和中部地區利用OFDI逆向技術溢出能夠有效促進產業結構朝向合理化發展，尤其是東部地區的促進作用更為明顯。此外，東部地區OFDI的彈性系數高于全國整體，這也驗證了OFDI逆向技術溢出對產業結構升級的促進作用在東部地區表現更為強勁，體現出OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的效應大小受不同區域一定的表征影響，表現較好的東部地區吸收能力更強。

具體而言,東部地區地處沿海,良好的地理位置促使其要素市場和產品市場發育較為完善,疊加改革開放以來的政策傾斜,市場中介組織的發育和法律制度環境也較好,加之政府對市場的合理干預,東部地區已形成較好的制度質量,同時科技創新水平和經濟發展水平也都相對較高,從而對OFDI逆向技術溢出具有更高的吸收轉化能力,能有效促進地區產業結構高級化和合理化。相比較而言,西部地區受限于天然的地理劣勢,地區間貿易等帶來的摩擦成本較高,技術進步難以形成社會規模效應,導致OFDI逆向技術溢出效應甚微。

(四)穩健性檢驗

前文所述研究是建立在所有變量均為外生變量的嚴格假設之上的,然而實際情況很難滿足嚴格外生假設,且若模型中存在內生性解釋變量,估計結果往往會產生偏差。因此,本文將通過工具變量法來有效減小內生性問題所造成的結果偏差。同時,由于OFDI逆向技術溢出對產業結構合理化的促進作用在全國層面僅在10%的顯著性水平下顯著,所以本文穩健性檢驗將主要針對產業結構高級化。由于OFDI逆向技術溢出對產業結構高級化的促進作用具有明顯的滯后性,故對外直接投資水平的滯后項與當期的產業結構高級化指數相關,但與模型中的當期擾動項不相關,滿足工具變量的要求。鑒于此,本文將選取對外直接投資水平的一階滯后項作為工具變量,以消除內生性問題帶來的干擾。

目前解決內生性問題較為常見的做法是兩階段最小二乘法(2SLS)和廣義矩估計(GMM)。當擾動項同方差時,2SLS和GMM的結果相同,但選用2SLS更為簡單高效;而在過度識別且存在異方差的情況下,選用GMM的結果則更為準確。因此,本文首先使用2SLS對模型進行回歸,并通過“不可識別檢驗”和“弱工具變量檢驗”檢驗工具變量的有效性。結果顯示,方程的不可識別檢驗得到LM統計值為155.56,p值=0.000,小于0.05,強烈拒絕“不可識別”的原假設,且由于本文不存在工具變量過度識別的問題,故而可認為該工具變量是有效的。此外,方程的弱工具變量檢驗得到Wald-F統計值為4378.87,大于所有臨界值,強烈拒絕“弱工具變量”的原假設,即方程不存在弱工具變量,無需進行有限信息最大似然法(LIML)估計。因此,為進一步驗證工具變量的有效性,排除樣本中個體異方差的影響,本文選用廣義矩估計法(GMM)進行回歸,回歸結果見表8。

表8 工具變量法檢驗結果

由表8可知,利用2SLS和GMM方法對模型回歸的結果近乎一致,說明在考慮了個體異方差的影響后,回歸結果仍保持穩健。具體而言,當控制模型內生性問題后,可以發現OFDI的彈性系數近乎不變,說明我國目前利用OFDI逆向技術溢出促進產業結構高級化的吸收轉化能力較強,在經濟社會轉型的關鍵時期,通過對外進行直接投資,學習國外先進知識和技術,以加快轉變國內產業發展方式和優化產業結構,是行之有效的方式。

表9 替換產業結構高級化指數后固定效應模型回歸結果

六、結論及政策建議

本文在理論推演的基礎上結合計量分析,選取2008—2019年31個省(市)面板數據,利用固定效應模型研究了OFDI逆向技術溢出對中國產業結構升級的影響,并以制度質量、科技創新水平和經濟規模為門檻變量,分析了制度質量、科技創新水平和經濟規模在OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級過程中的門檻效應。研究結論如下:(1)OFDI逆向技術溢出能夠有效地促進中國整體產業結構高級化,但對產業結構合理化的促進作用較為一般。具體而言,OFDI逆向技術溢出效應每提高1%,產業結構高級化指數將會提高19.4%左右,產業結構合理化指數將會降低1.3%左右。這說明OFDI逆向技術溢出能夠推動產業結構向“服務化”發展,而對于產業結構的均衡發展作用較小,當前中國應加大對外投資力度以推動產業結構高級化,同時提升地區人力資本水平,推動地區產業結構趨向合理化。(2)制度質量、科技創新水平和經濟規模在OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級的過程中均具有門檻效應,當其跨越門檻值后,其對國外先進技術的吸收轉化能力也隨之增強,從而更能推動地區產業結構升級。其中,制度質量和科技創新水平對產業結構高級化存在單門檻效應,經濟規模則對產業結構高級化存在雙門檻效應,而科技創新水平僅在10%的顯著性水平下對產業結構合理化具有單門檻效應。(3)OFDI逆向技術溢出效應存在區域異質性,體現為東部地區的促進作用更為顯著,尤其是對于產業結構合理化而言,東部地區的OFDI逆向技術溢出能夠顯著促進產業結構合理化發展。除經濟發展不及東部地區外,中西部地區省市的制度質量和科技創新水平也大多未達到較優門檻值,因此相較于東部地區而言,中西部地區OFDI逆向技術溢出推動地區產業結構升級的作用較小。

據此,本文提出以下政策建議:

第一,在經濟社會轉型的關鍵時期,政府應該堅持“走出去”戰略,鼓勵企業尤其是東部地區企業對發達國家進行直接投資,以獲取先進的技術和管理經驗,從而有效促進我國產業結構升級。一方面,政府要對“走出去”企業提供保護,使得企業的合法權益在國際范圍內都能得到維護;另一方面則需要為“走出去”企業提供保障,當企業遭受非經營類風險或經濟總額較大時,政府應提供適當的金融支持。

第二,制度質量對于OFDI逆向技術溢出效應的吸收轉化能力具有重要影響,為更有效地利用OFDI逆向技術溢出促進產業結構升級,各級政府應著重提高自身制度質量,平衡政府與市場之間的關系,并積極響應“全國統一大市場”戰略,降低摩擦成本,完善要素市場和產品市場。在經濟由高速增長轉向高質量發展的關鍵階段,中國政府應加大對外直接投資力度,利用OFDI逆向技術溢出效應促進產業結構升級,同時也應當逐步提升制度質量,更好的制度質量能提高我國對OFDI逆向技術溢出效應的吸收轉化能力,從而更有效地促進產業結構升級。

第三,面臨需求收縮、供給沖擊、預期轉弱三重壓力,我國經濟發展亟需增強自主創新能力、提高科技創新水平。科技創新不但可以挖掘傳統產業的潛力,還可以激發新興產業的活力,從而有效推動產業結構高級化和合理化。企業作為創新的主體,不僅可以通過對外直接投資學習先進技術和管理經驗,更需要扎根自主創新,突破國外技術封鎖,提高OFDI逆向技術溢出效應的吸收轉化能力。