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摘 要 对外直接投资是否有利于中国民营企业成长？本文首先构建计量模型，从省级行业层面发现对外直接投资通过国内资源再配置效应、技术获取效应和规模经济效应推动民营企业转型升级。进而从微观企业层面分析对外直接投资影响民营企业升级转型升级的机制原因，发现通过对外直接投资，民营企业实现了要素禀赋结构优化和全要素生产率提升。“一带一路”建设推动了中国民营企业对外投资进程，但同时面临诸多风险和问题，应重点从开展全面风险评估、推广复制国内成熟的合作与开发模式、主动对接沿线国家区域发展倡议等方面加快推动“一带一路”建设。
关键词 对外直接投资 逆向技术溢出 民营企业 “一带一路”建设
一、引 言
由于地理区位特征、海岸线相对于陆地面积非常有限，很长时期以来，中国的开放型经济更多选择“向东开放”或“面向海洋开放”的战略，通过大力引进外来直接投资积极融入跨国公司主导的全球生产网络，并一举成为世界头号出口大国和第二大经济体。然而，高级生产要素的相对稀缺决定了中国第一代开放型经济发展之路的外资主导特征，而过度依赖吸引国外高级生产要素拉动生产及出口能力的发展模式，很大程度上不利于国内高级生产要素的培育和成长，集中体现为全球价值链的低端定位，以及内资企业发展的相对滞后。与此同时，随着国内要素成本提升、“逆全球化”迹象的初步显现，及发达国家积极倡导国际经贸新规则，传统开放型经济发展战略亟待调整，更加强调开放的主动和收益，更加积极参与全球治理和国际经贸新体系构建，成为新一代开放型经济发展的主要诉求。
面对国内外政治经济发展新态势，中国政府适时地提出“一带一路”倡议。近年来，在道路联通、贸易畅通、货币流通、政策沟通、人心相通的倡议下，中国企业加快对“一带一路”沿线国家的“走出去”步伐，2003年，中国对“一带一路”沿线国家的直接投资存量为13亿美元，仅占中国对外直接投资总存量的4%，到2015年该规模已达1123亿美元，占中国对外直接投资总存量的12%，基于“一带一路”建设推动对外直接投资发展初见成效。由此引出的重要研究命题为：对外投资对东道国要素结构升级、内生技术进步意味着什么？“一带一路”建设背景下的对外直接投资对中国内资企业尤其是民营企业成长究竟产生了何种影响？
关于以上命题，Dunning（1998）指出发达国家通过将劳动密集型等成熟产业向发展中国家转移，从而促进国内要素配置优化，推动产业结构转型升级。Advincula（2000）的研究表明，韩国企业通过对外直接投资将低端产品生产转移至海外，提高了国内生产活动的技术密集度。Driffield和Chiang（2009）通过对英国案例的分析也发现，无论东道国科技水平及研发密集度如何，对外投资都能显著促进英国企业技术水平和生产效率的提高。国内学者田巍与余淼杰（2012）实证检验了企业生产率和对外直接投资的关系，研究表明对外直接投资对浙江省企业全要素生产率有显著的正向促进作用；毛其淋和许家云（2014）采用倾向得分匹配方法系统检验了对外直接投资对中国企业创新的影响，结果显示对外直接投资能够促进企业创新，且具有持续性，呈现出逐年递增的趋势。欧阳艳艳（2011）考察了中国对外直接投资逆向技术溢出效应的行业异质性，发现第二产业的逆向溢出效应最强，第三产业的逆向技术溢出效应差别显著。李梅和柳士昌（2012）利用中国省际面板数据进行研究表明，对外直接投资的逆向技术溢出存在明显的地区差异，积极的溢出效应发生在东部地区。
在已有研究基础上，本文通过构建计量模型，首先从产业升级角度考察了对外直接投资对中国民营企业转型升级的影响，进而利用中国工业企业数据库、中国海关数据库与《商务部对外投资企业名录》的匹配，从企业微观层面探讨对外直接投资对民营企业技术进步的逆向溢出效应。在此基础上，对以对外直接投资为重点的“一带一路”建设提出一些启示和建议。
二、对外直接投资与民营企业转型升级：经验研究
近年来，随着中国市场化进程的加快推进及开放型经济的深入发展，民营企业逐渐成为经济发展的主力军，一方面，民营经济的规模迅速壮大，2015年占全国规模以上工业产值比重已超过三分之一；另一方面，民营经济产业结构不断优化，2014年民营高新技术产业依据《国家高新技术产业开发区高新技术企业认定条件及办法》，一般认为高新技术产业包括医药制造业、專用设备制造业、交通运输制造业、电气机械及器材制造业、电子及通信设备制造业、仪器仪表及文化设备制造业。也已超过20%。在中国经济版图上，国有经济、民营经济、外资经济的三分格局逐步形成。然而值得研究的问题是，究竟是哪些因素有效推动了民营经济规模壮大和转型升级？近年来发展迅猛的对外直接投资扮演了何种角色？
1.计量模型的构建
总体而言，制度因素是中国民营经济发展的最大约束。国有经济控制了绝大多数优质要素资源，一些外资企业享受“超国民待遇”，在市场竞争中保持一定优势，而民营经济则处于两者的夹缝中艰难生存。加之市场准入限制使得民营经济尚有许多领域难以进入，严重束缚了其快速发展和转型升级。因而，市场化进程或制度障碍是影响民营经济转型升级的国内因素。
另一方面，民营经济发展又处于中国全面融入跨国公司主导的全球价值链大背景之下。包括外资流入、对外直接投资、进出口贸易等外部因素均是影响中国民营经济发展和转型升级的重要因素。
由此，本文构建民营经济（private economy，PRI）转型升级影响的面板模型，着重分析对外直接投资的发展对PRI产生的影响。
lnPRIit=β0+β1lnOFDIit+β2lnOFDIi，t-1+β3lnXit++μit（1）
其中，下标i、t分别表示地区及年份，OFDI为核心解释变量，X为其他控制变量。因而，模型的主要变量包括：
（1）民营经济转型升级 高新技术产业占制造业的比重是反映一个地区制造业产业结构升级的重要指标。本文以民营经济高新技术产业产值份额，即高新技术产业产值中，民营经济所占比重来衡量民营经济转型升级水平，数据来源于相应年度的《中国工业经济统计年鉴》。
（2）对外直接投资规模
对外投资行为往往对区域技术水平产生重要影响，本文以地区当年对外直接投资（out foreign direct investment，OFDI）存量占地区增加值比重来衡量对外投资规模，数据来源为相应年度的《中国对外直接投资统计公报》。
（3）其他控制变量，主要包括：
①国内市场化进程
国有经济通常被看作市场垄断及干预市场资源配置的象征，国有垄断比重越大则代表市场开放程度不够，因而本文以非国有经济占比来衡量地区的市场化进程，以此控制国内市场化进程（marketization， MAR）对民营企业转型升级的影响。该指标取值越大，则代表改区域市场化水平较高，反之则表示市场化进度不足，存在较为严重的制度约束，数据来源于相应年度的《中国工业经济统计年鉴》。
②利用外资规模
研究表明，发展中国家利用外资能产生显著的技术外溢效应，表现为推动东道国技术水平和创新能力提升。以地区当年实际利用外资规模来衡量利用外资规模，由此控制利用外资规模（foreign direct investment，FDI）对民营企业转型升级的影响，数据来源于相应年度的《中国统计年鉴》。
③进出口规模
与利用外资类似的是，通过进出口贸易的要素交换，对外贸易很大程度上能产生明显的溢出效应（Grossman and Helpman，1991）。本文以地區当年进口总额占区域产值比重、出口总额占区域产值比重来衡量区域进口和出口规模（exports，EX；imports，IM），由此控制利用进出口规模对民营企业转型升级的影响，数据来源于相应年度的《中国统计年鉴》。
（4）交乘项
本文引入对外直接投资规模与其国内市场化进程的交乘项（OFDI*MAR），由此考察随着区域市场化进程的不断加快，对外直接投资对东道国民营企业转型升级的推动作用。
2.估计结果及分析
在模型构建基础上，本文利用2004-2014年中国省级面板数据就式（1）进行实证检验。首先，分别采用混合回归模型、固定效应模型、随机效应模型进行回归，通过F检验及Hausman检验确定采用个体固定效应模型模型对面板数据进行估计。此外为尽可能克服可能存在的异方差问题，采用面板修正的标准差（panel corrected standard errors，PCSE）估计法对模型进行再估计，估计结果见表1。
从修正后的估计结果可以看出，大部分解释变量具有较好的显著性，由此可得出以下结论：
（1）对外直接投资与民营经济转型升级呈现正相关关系，尤其是在滞后一期更为显著。从机制上来说，对外直接投资推动民营经济转型升级的渠道，一是国内资源再配置效应，即通过成本导向型对外直接投资，民营企业可以把相对成熟的生产环节对外转移，从而集中国内要素资源进行产品研发和技术升级，实现生产优势向技术优势的跨越；二是技术获取效应，即通过技术导向型对外直接投资，民营企业可以获取诸如品牌、技术等大量国外高级生产要素，从而推动产品更新换代和品质提升。三是规模经济效应，即通过市场导向型对外直接投资，民营企业可以获取国外营销市场，从而扩大规模经济水平，优化资源配置效率，有助于推动其增值水平和盈利能力的提升。
（2）市场化进程加快有利于民营经济的转型升级。由此表明市场准入限制和制度性障碍是中国民营经济生存和发展的主要制约因素，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，创造公平的竞争环境，有利于民营经济快速健康发展。
（3）利用外资与民营经济转型升级呈现显著的负相关关系，表明外资的进入很大程度上对民营企业造成了巨大的冲击效应。事实上，外资的兼并收购行为一定程度上扼杀了中国一批有竞争力的民营企业尤其是领军企业，很大程度上阻碍了民营经济的转型升级（黎峰，2017）。出口贸易对民营经济转型升级的推动作用并不明显，表明尽管中国出口贸易取得举世瞩目的成就，然而在以外资为主导的出口导向型发展模式中，国内市场主体除了获取微薄的加工收入外，并没有表现出显著推动民营经济产业转型升级，反而一定程度上造成了中国产业发展的“低端锁定”（卢福财和胡平波，2008）。此外，进口贸易与民营经济转型升级呈现出显著的正相关，表明通过进口渠道，中国民营企业获取技术更为先进的技术装备、关键零部件等中间品，有利于推动民营企业产品更新换代和品质提升（毛其淋和许家云，2015）。
（4）从交叉项来看，对外直接投资规模与市场化进程交叉项的系数显著为正，表明随着中国市场化进程的不断加快，对外直接投资对民营经济转型升级的促进作用呈递增态势。
综上所述，对外直接投资步伐加快，有利于推动中国民营经济的快速发展及转型升级，此外，国内市场化进程、体制机制创新很大程度上影响了民营经济的成长，以及对外直接投资对民营经济转型升级的促进作用。
3.稳健性检验
本文采取两种方法进行稳健性检验，一是变换统计口径法，即以各区域当年对外直接投资流量占区域增加值比重作为对外投资规模衡量指标进行再估计；二是异常值删除法，即删去对外直接投资规模相对较小的西藏、青海、贵州、新疆等地区样本，在此基础上对式（1）进行再估计，估计结果如表2和表3所示。
稳健性检验结果显示，采用替代变量法和删除异常值方法后，绝大多数解释变量的符号及解释力并没有发生显著改变，表明模型估计结果表现出较好的稳健性，即对外直接投资的开展，有效推动了中国民营企业的转型升级。
三、对外直接投资与民营企业转型升级：机制分析 前文从省级部门层面探讨了对外直接投资对民营企业转型升级的经验证据，进一步从机理层面分析该影响的机制原因，则应该从微观企业层面进行分析。为此，本文基于中国工业企业数据库、中国海关数据库与《商务部对外投资企业名录》的匹配，通过成功匹配样本深入考察了民营企业对外直接投资对其全要素生产率的影响及其作用机制。由此本文构建对外直接投资对民营企业转型升级影响的面板模型如下：
lnTFPit=β0+β1lnOFDIit+β2lnOFDIi，t-1+β3lnXit++μit（2）
其中下标i、t分别表示企业及年份，OFDI为核心解释变量，X为其他控制变量。
1.变量选取及数据说明
（1）被解释变量——技术水平
技术进步是经济增长的源泉。一般而言，技术进步的内涵包括狭义技术进步和广义技术进步，狭义技术进步主要指生产领域所取得的技术进步，而广义技术进步则定义为除劳动力和资金投入增加之外诸要素的贡献，它不仅包括生产技术的变化，还包括管理水平的改进、给定投入量的产出量的增加以及其他规模经济效应及制度因素等。
关于对全要素生产率（TFP）的估计，需要满足两个重要标准。一是估计应当反映投入及影响生产率冲击的各种即时偏差。标准估计TFP的参数方法是在CobbDouglas生产函数中用OLS进行估计。但是这种方法显然不能解决这个问题（Blundell and Bond，2000）。二是应当减少选择偏误，在一个完整的市场环境中，生产率最低的企业可能会退出市场，而具有较高生产率的企业则会进入市场。而TFP估计则应当控制生产率冲击和企业进入和退出市场的可能性。我们使用由Olley和Pakes（1996）发展的半参数方法以考虑生产率的即时冲击和样本的选择偏误。这种方法预期会在不可观测的生产率的冲击下对TFP进行持续的、无偏的估计。
（2）对外直接投资规模
对外投资行为往往对企业技术水平产生重要影响，数据来源为中国工业企业数据库中“企业名称”与《商务部对外投资企业名录》中“境内投资主体”的匹配，在此基础上筛选出对外投资企业中注册类型为民营企业的样本，由此得到236个企业样本。
（3）要素禀赋结构
企业的技术水平直接受到其要素禀赋结构（endowment，ED）影响，本文以资本-劳动比（Kt/Lt）来衡量地区的资本密集度（capital intensity， CI），资本（Kt）以企业的固定资产净值表示，劳动（Li）以企业应付工资表示，以控制要素禀赋结构变化对企业全要素生产率的影响，数据来源于相应年度的中国工业企业数据库。
（4）规模经济水平
是否达到规模经济及规模经济水平（scale economy，SE）是影响技术水平的重要因素，本文以产值规模作为企业规模经济的衡量指标，由此控制规模经济变化对企业全要素生产率的影响，数据来源于相应年度的中国工业企业数据库。
（5）进出口规模
与前文类似的是，以企业当年进口总额占产值比重、出口总额占产值比重来衡量企业进口和出口规模，以此控制企业进出口行为对其全要素生产率的影响，数据来源于中国工业企业数据库与中国海关数据库的匹配。
（6）交乘项
为进一步考察随着对外投资规模的逆向技术溢出效应随要素禀赋结构升级以及规模经济扩大的变化情况，文本引入企业对外投资规模及其要素禀赋结构、企业对外投资规模及其规模经济的交乘项。
2.估计结果及分析
首先，分别通过混合回归模型、固定效应模型、随机效应模型回归，及F检验和Hausman检验，确定采用个体固定效应模型模型对面板数据进行估计。此外，采用面板修正的标准差（PCSE）估计法对模型进行再估计，估计结果见表4。
从修正后的估计结果可以看出，大部分解释变量具有较好的显著性，由此可得出以下结论：
（1）对外直接投资规模与民营企业全要素生产率呈现显著相关，且主要反映在滞后一期上，表明对外直接投资有利于推动民营企业技术进步。事实上，近年来中国对外直接投资的结构不断优化，逐步由资源获取型向技术导向型、市场导向型转型升级，通过对国外先进技术、品牌及市场渠道的兼并收购，获取国内稀缺的高级生产要素，由此有效推动企业要素禀赋结构优化和全要素生产率的提高。
（2）规模经济的充分发挥对推動民营企业技术进步的作用日益明显，表明规模经济的实现有利于充分调动闲置要素资源，提升要素配置效率，从而有助于企业全要素生产率的提升。出口贸易对民营企业技术进步的推动作用并不明显，表明由于加工贸易占比较大，出口贸易的技术溢出并不显著；此外，进口贸易与民营企业全要素生产率提升呈现出显著的正相关，表明通过进口渠道，民营企业获取了大量国内稀缺资源要素，有力地推动了企业全要素生产率的提高（黎峰，2017）。
（4）从交叉项来看，对外直接投资规模与规模经济交叉项的系数显著为负，说明随着规模经济的不断提升，对外直接投资对民营企业全要素生产率提升的贡献逐步缩小，这也充分说明了规模经济的门槛效应，当规模经济超出一定阈值时，由于沉淀成本和管理成本的迅速增加，可能出现规模不经济的现象。
综上所述，随着对外直接投资步伐加快，中国获取了大量国内稀缺资源要素，有效推动民营企业技术进步和全要素生产率的提升。此外，对外直接投资的技术溢出效应很大程度上受到企业规模经济水平的影响。
四、对外直接投资与“一带一路”建设的重点
“一带一路”倡议着眼于通过加强与沿线国家“一带一路”沿线有65个国家和地区，包括东亚的蒙古，东盟10国（新加坡、马来西亚、印度尼西亚、缅甸、泰国、老挝、柬埔寨、越南、文莱和菲律宾），西亚18国（伊朗、伊拉克、土耳其、叙利亚、约旦、黎巴嫩、以色列、巴勒斯坦、沙特阿拉伯、也门、阿曼、阿联酋、卡塔尔、科威特、巴林、希腊、塞浦路斯和埃及的西奈半岛），南亚8国（印度、巴基斯坦、孟加拉、阿富汗、斯里兰卡、马尔代夫、尼泊尔和不丹），中亚5国（哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦、土库曼斯坦、塔吉克斯坦和吉尔吉斯斯坦），独联体7国（俄罗斯、乌克兰、白俄罗斯、格鲁吉亚、阿塞拜疆、亚美尼亚和摩尔多瓦）和中东欧16国（波兰、立陶宛、爱沙尼亚、拉脱维亚、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亚、克罗地亚、波黑、黑山、塞尔维亚、阿尔巴尼亚、罗马尼亚、保加利亚和马其顿）。的外交关系，增强经济合作交往与基础设施建设，将中国成熟的产业、技术、标准、管理模式与经验输出到沿线国家，为推动中国企业对外投资和提高海外收益开辟新的市场空间，从而有助于缓解国内日益加剧的产能过剩，同时促使企业在本国将优质资源更多投向研发、设计、品牌、营销等高端环节，实现国内产业及价值链的升级（盛斌和黎峰，2016）。 随着“一带一路”建设的加快推进，中国对“一带一路”沿线国家的直接投资金额迅速增长，2015年达到1122.62亿美元，约占中国非金融类对外直接投资存量的11.97%，2015年末对外非金融类直接投资存量达9382亿美元，其中非国有企业约占49.6%，民营资本逐渐成为对外直接投资的主力军。然而值得注意的是，“一带一路”建设背景下的对外直接投资仍然存在一些问题和担忧。
首先，对外直接投资的风险控制问题。众所周知，“一带一路”沿线国家多为经济欠发达的发展中国家和地区，根据《“一带一路”沿线国家风险分析报告》显示，“一带一路”沿线国家投资风险较高的包括缅甸、柬埔寨、孟加拉国、伊朗、伊拉克、阿富汗、叙利亚等国，而中国在以上国家的直接投资存量高达160亿美元，约占对“一带一路”沿线国家直接投资的14.27%（盛斌和黎峰，2016），如何尽可能控制对外投资风险，追求投资利润最大化成为广泛关注的难题之一。
其次，与“一带一路”沿线对接问题。“一带一路”建设旨在开创新一代开放型经济新局面，虽然其道路联通、贸易畅通、货币流通、政策沟通、人心相通的“五通”原则获得沿线国家一致拥护和好评，但仍需更多顾及大多数沿线国家的战略诉求及合作意愿。如何在扩大对外直接投资、全面实施“一带一路”建设的同时，更好地寻求国家利益与友邻关系的平衡点，实现合作友好基础上的多赢，将是“一带一路”建设中有待解决的重大问题。
第三，与西方发达国家的战略博弈问题。“一带一路”沿线国家多为经济欠发达的发展中国家，西方发达国家并没有直接参与，但他们的战略及立场对中国“一带一路”建设而言至关重要。在对外直接投资及全面推进“一带一路”建设工作中，如何处理好与传统西方大国的战略关系，更好地在合作中开展竞争博弈，将是“一带一路”建设能否取得成功的关键所在。
基于以上种种难题及复杂局面，为进一步加快对外投资进程、更好地推进“一带一路”建设，首先应开展全面风险评估，从商业视角全面评估对“一带一路”沿线国家开展贸易、投资与产能合作的承接能力水平、营商环境与风险挑战。在此基础上有重点地选择合作国家和建设项目，在扩大对外交往合作过程中最大限度地规避风险和确保经济利益。其次，推广复制国内成熟的合作与开发模式，可考虑将国内发展成熟的合作与开发模式应用于沿线国家，例如，合作建设境外经贸合作区、跨境（或边境）经济合作区等各类产业园区，包括出口加工区、保税物流园区、科技园区等形式。第三，主动对接沿线国家区域发展倡议，应密切关注沿线国家的反应动态及利益诉求，主动进行双边战略发展规划的对接。尤其对于区域内的大国，更应在搁置争议、淡化主导权和互利双赢的基础上充分沟通、加强合作。
参考文献：
[1]李梅，柳士昌.对外直接投资逆向技术溢出的地区差异和门槛效应——基于中国省际面板数据的门槛回归分析[J].管理世界，2012（1）.
[2]毛其淋，许家云.中国企业对外直接投资是否促进了企业创新[J].世界经济，2016（8）.
[3]毛其淋，许家云.中间品贸易自由化、制度环境与生产率演化[J].世界经济，2015（9）.
[4]黎峰.进口贸易、本土关联与国内价值链重塑[J].中国工业经济，2017（9）.
[5]黎峰.外资进入如何影响了中国国内价值链分工？[J].财经研究，2017（11）.
[6]卢福财，胡平波.全球价值网络下中国企业低端锁定的博弈分析[J].中国工业经济，2008（10）.
[7]欧阳艳艳，喻美辞.中国对外直接投资逆向技术溢出的行业差异分析[J].经济问题探索，2011（4）.
[8]盛斌，黎峰.“一带一路”的国际政治经济学[J].南开大学学报（哲学社科版），2016（1）.
[9]田巍，余淼杰.企业生产率和企业“走出去”对外直接投资：基于企业层面数据的实证研究[J].经济学（季刊），2012（2）.
[10]Advincula R V. Foreign Direct Investments， Competitiveness and Industrial Upgrading： the Case of the Republic of Korea[R].KDL，2000.
[11]Blundell R & Bond S. GMM Estimation with Persistent Panel Data： An Application to Production Functions[J]， Econometric reviews， 2000，19（3）.
[12]Dunning J H.Location and Multinational Enterprises ：A Neglected Factor[J].Journal of International Business Studies，1998，29（1）.
[13]Driffield N & Chiang，M. The Effects of Offshoring to China：Reallocation，Employment and Productivity in Taiwan[J].International Journal of the Economics of Business，2009，16（4）.
[14]Grossman G M， Helpman E. Endogenous Product Cycles[J].Economic Journal， 1991， 101（408）.
[15]Olley S & Pakes A. The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment industry[J].Econometrica， 1996， 64（2）.
（責任编辑：彭琳）
关键词 对外直接投资 逆向技术溢出 民营企业 “一带一路”建设
一、引 言
由于地理区位特征、海岸线相对于陆地面积非常有限，很长时期以来，中国的开放型经济更多选择“向东开放”或“面向海洋开放”的战略，通过大力引进外来直接投资积极融入跨国公司主导的全球生产网络，并一举成为世界头号出口大国和第二大经济体。然而，高级生产要素的相对稀缺决定了中国第一代开放型经济发展之路的外资主导特征，而过度依赖吸引国外高级生产要素拉动生产及出口能力的发展模式，很大程度上不利于国内高级生产要素的培育和成长，集中体现为全球价值链的低端定位，以及内资企业发展的相对滞后。与此同时，随着国内要素成本提升、“逆全球化”迹象的初步显现，及发达国家积极倡导国际经贸新规则，传统开放型经济发展战略亟待调整，更加强调开放的主动和收益，更加积极参与全球治理和国际经贸新体系构建，成为新一代开放型经济发展的主要诉求。
面对国内外政治经济发展新态势，中国政府适时地提出“一带一路”倡议。近年来，在道路联通、贸易畅通、货币流通、政策沟通、人心相通的倡议下，中国企业加快对“一带一路”沿线国家的“走出去”步伐，2003年，中国对“一带一路”沿线国家的直接投资存量为13亿美元，仅占中国对外直接投资总存量的4%，到2015年该规模已达1123亿美元，占中国对外直接投资总存量的12%，基于“一带一路”建设推动对外直接投资发展初见成效。由此引出的重要研究命题为：对外投资对东道国要素结构升级、内生技术进步意味着什么？“一带一路”建设背景下的对外直接投资对中国内资企业尤其是民营企业成长究竟产生了何种影响？
关于以上命题，Dunning（1998）指出发达国家通过将劳动密集型等成熟产业向发展中国家转移，从而促进国内要素配置优化，推动产业结构转型升级。Advincula（2000）的研究表明，韩国企业通过对外直接投资将低端产品生产转移至海外，提高了国内生产活动的技术密集度。Driffield和Chiang（2009）通过对英国案例的分析也发现，无论东道国科技水平及研发密集度如何，对外投资都能显著促进英国企业技术水平和生产效率的提高。国内学者田巍与余淼杰（2012）实证检验了企业生产率和对外直接投资的关系，研究表明对外直接投资对浙江省企业全要素生产率有显著的正向促进作用；毛其淋和许家云（2014）采用倾向得分匹配方法系统检验了对外直接投资对中国企业创新的影响，结果显示对外直接投资能够促进企业创新，且具有持续性，呈现出逐年递增的趋势。欧阳艳艳（2011）考察了中国对外直接投资逆向技术溢出效应的行业异质性，发现第二产业的逆向溢出效应最强，第三产业的逆向技术溢出效应差别显著。李梅和柳士昌（2012）利用中国省际面板数据进行研究表明，对外直接投资的逆向技术溢出存在明显的地区差异，积极的溢出效应发生在东部地区。
在已有研究基础上，本文通过构建计量模型，首先从产业升级角度考察了对外直接投资对中国民营企业转型升级的影响，进而利用中国工业企业数据库、中国海关数据库与《商务部对外投资企业名录》的匹配，从企业微观层面探讨对外直接投资对民营企业技术进步的逆向溢出效应。在此基础上，对以对外直接投资为重点的“一带一路”建设提出一些启示和建议。
二、对外直接投资与民营企业转型升级：经验研究
近年来，随着中国市场化进程的加快推进及开放型经济的深入发展，民营企业逐渐成为经济发展的主力军，一方面，民营经济的规模迅速壮大，2015年占全国规模以上工业产值比重已超过三分之一；另一方面，民营经济产业结构不断优化，2014年民营高新技术产业依据《国家高新技术产业开发区高新技术企业认定条件及办法》，一般认为高新技术产业包括医药制造业、專用设备制造业、交通运输制造业、电气机械及器材制造业、电子及通信设备制造业、仪器仪表及文化设备制造业。也已超过20%。在中国经济版图上，国有经济、民营经济、外资经济的三分格局逐步形成。然而值得研究的问题是，究竟是哪些因素有效推动了民营经济规模壮大和转型升级？近年来发展迅猛的对外直接投资扮演了何种角色？
1.计量模型的构建
总体而言，制度因素是中国民营经济发展的最大约束。国有经济控制了绝大多数优质要素资源，一些外资企业享受“超国民待遇”，在市场竞争中保持一定优势，而民营经济则处于两者的夹缝中艰难生存。加之市场准入限制使得民营经济尚有许多领域难以进入，严重束缚了其快速发展和转型升级。因而，市场化进程或制度障碍是影响民营经济转型升级的国内因素。
另一方面，民营经济发展又处于中国全面融入跨国公司主导的全球价值链大背景之下。包括外资流入、对外直接投资、进出口贸易等外部因素均是影响中国民营经济发展和转型升级的重要因素。
由此，本文构建民营经济（private economy，PRI）转型升级影响的面板模型，着重分析对外直接投资的发展对PRI产生的影响。
lnPRIit=β0+β1lnOFDIit+β2lnOFDIi，t-1+β3lnXit++μit（1）
其中，下标i、t分别表示地区及年份，OFDI为核心解释变量，X为其他控制变量。因而，模型的主要变量包括：
（1）民营经济转型升级 高新技术产业占制造业的比重是反映一个地区制造业产业结构升级的重要指标。本文以民营经济高新技术产业产值份额，即高新技术产业产值中，民营经济所占比重来衡量民营经济转型升级水平，数据来源于相应年度的《中国工业经济统计年鉴》。
（2）对外直接投资规模
对外投资行为往往对区域技术水平产生重要影响，本文以地区当年对外直接投资（out foreign direct investment，OFDI）存量占地区增加值比重来衡量对外投资规模，数据来源为相应年度的《中国对外直接投资统计公报》。
（3）其他控制变量，主要包括：
①国内市场化进程
国有经济通常被看作市场垄断及干预市场资源配置的象征，国有垄断比重越大则代表市场开放程度不够，因而本文以非国有经济占比来衡量地区的市场化进程，以此控制国内市场化进程（marketization， MAR）对民营企业转型升级的影响。该指标取值越大，则代表改区域市场化水平较高，反之则表示市场化进度不足，存在较为严重的制度约束，数据来源于相应年度的《中国工业经济统计年鉴》。
②利用外资规模
研究表明，发展中国家利用外资能产生显著的技术外溢效应，表现为推动东道国技术水平和创新能力提升。以地区当年实际利用外资规模来衡量利用外资规模，由此控制利用外资规模（foreign direct investment，FDI）对民营企业转型升级的影响，数据来源于相应年度的《中国统计年鉴》。
③进出口规模
与利用外资类似的是，通过进出口贸易的要素交换，对外贸易很大程度上能产生明显的溢出效应（Grossman and Helpman，1991）。本文以地區当年进口总额占区域产值比重、出口总额占区域产值比重来衡量区域进口和出口规模（exports，EX；imports，IM），由此控制利用进出口规模对民营企业转型升级的影响，数据来源于相应年度的《中国统计年鉴》。
（4）交乘项
本文引入对外直接投资规模与其国内市场化进程的交乘项（OFDI*MAR），由此考察随着区域市场化进程的不断加快，对外直接投资对东道国民营企业转型升级的推动作用。
2.估计结果及分析
在模型构建基础上，本文利用2004-2014年中国省级面板数据就式（1）进行实证检验。首先，分别采用混合回归模型、固定效应模型、随机效应模型进行回归，通过F检验及Hausman检验确定采用个体固定效应模型模型对面板数据进行估计。此外为尽可能克服可能存在的异方差问题，采用面板修正的标准差（panel corrected standard errors，PCSE）估计法对模型进行再估计，估计结果见表1。
从修正后的估计结果可以看出，大部分解释变量具有较好的显著性，由此可得出以下结论：
（1）对外直接投资与民营经济转型升级呈现正相关关系，尤其是在滞后一期更为显著。从机制上来说，对外直接投资推动民营经济转型升级的渠道，一是国内资源再配置效应，即通过成本导向型对外直接投资，民营企业可以把相对成熟的生产环节对外转移，从而集中国内要素资源进行产品研发和技术升级，实现生产优势向技术优势的跨越；二是技术获取效应，即通过技术导向型对外直接投资，民营企业可以获取诸如品牌、技术等大量国外高级生产要素，从而推动产品更新换代和品质提升。三是规模经济效应，即通过市场导向型对外直接投资，民营企业可以获取国外营销市场，从而扩大规模经济水平，优化资源配置效率，有助于推动其增值水平和盈利能力的提升。
（2）市场化进程加快有利于民营经济的转型升级。由此表明市场准入限制和制度性障碍是中国民营经济生存和发展的主要制约因素，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，创造公平的竞争环境，有利于民营经济快速健康发展。
（3）利用外资与民营经济转型升级呈现显著的负相关关系，表明外资的进入很大程度上对民营企业造成了巨大的冲击效应。事实上，外资的兼并收购行为一定程度上扼杀了中国一批有竞争力的民营企业尤其是领军企业，很大程度上阻碍了民营经济的转型升级（黎峰，2017）。出口贸易对民营经济转型升级的推动作用并不明显，表明尽管中国出口贸易取得举世瞩目的成就，然而在以外资为主导的出口导向型发展模式中，国内市场主体除了获取微薄的加工收入外，并没有表现出显著推动民营经济产业转型升级，反而一定程度上造成了中国产业发展的“低端锁定”（卢福财和胡平波，2008）。此外，进口贸易与民营经济转型升级呈现出显著的正相关，表明通过进口渠道，中国民营企业获取技术更为先进的技术装备、关键零部件等中间品，有利于推动民营企业产品更新换代和品质提升（毛其淋和许家云，2015）。
（4）从交叉项来看，对外直接投资规模与市场化进程交叉项的系数显著为正，表明随着中国市场化进程的不断加快，对外直接投资对民营经济转型升级的促进作用呈递增态势。
综上所述，对外直接投资步伐加快，有利于推动中国民营经济的快速发展及转型升级，此外，国内市场化进程、体制机制创新很大程度上影响了民营经济的成长，以及对外直接投资对民营经济转型升级的促进作用。
3.稳健性检验
本文采取两种方法进行稳健性检验，一是变换统计口径法，即以各区域当年对外直接投资流量占区域增加值比重作为对外投资规模衡量指标进行再估计；二是异常值删除法，即删去对外直接投资规模相对较小的西藏、青海、贵州、新疆等地区样本，在此基础上对式（1）进行再估计，估计结果如表2和表3所示。
稳健性检验结果显示，采用替代变量法和删除异常值方法后，绝大多数解释变量的符号及解释力并没有发生显著改变，表明模型估计结果表现出较好的稳健性，即对外直接投资的开展，有效推动了中国民营企业的转型升级。
三、对外直接投资与民营企业转型升级：机制分析 前文从省级部门层面探讨了对外直接投资对民营企业转型升级的经验证据，进一步从机理层面分析该影响的机制原因，则应该从微观企业层面进行分析。为此，本文基于中国工业企业数据库、中国海关数据库与《商务部对外投资企业名录》的匹配，通过成功匹配样本深入考察了民营企业对外直接投资对其全要素生产率的影响及其作用机制。由此本文构建对外直接投资对民营企业转型升级影响的面板模型如下：
lnTFPit=β0+β1lnOFDIit+β2lnOFDIi，t-1+β3lnXit++μit（2）
其中下标i、t分别表示企业及年份，OFDI为核心解释变量，X为其他控制变量。
1.变量选取及数据说明
（1）被解释变量——技术水平
技术进步是经济增长的源泉。一般而言，技术进步的内涵包括狭义技术进步和广义技术进步，狭义技术进步主要指生产领域所取得的技术进步，而广义技术进步则定义为除劳动力和资金投入增加之外诸要素的贡献，它不仅包括生产技术的变化，还包括管理水平的改进、给定投入量的产出量的增加以及其他规模经济效应及制度因素等。
关于对全要素生产率（TFP）的估计，需要满足两个重要标准。一是估计应当反映投入及影响生产率冲击的各种即时偏差。标准估计TFP的参数方法是在CobbDouglas生产函数中用OLS进行估计。但是这种方法显然不能解决这个问题（Blundell and Bond，2000）。二是应当减少选择偏误，在一个完整的市场环境中，生产率最低的企业可能会退出市场，而具有较高生产率的企业则会进入市场。而TFP估计则应当控制生产率冲击和企业进入和退出市场的可能性。我们使用由Olley和Pakes（1996）发展的半参数方法以考虑生产率的即时冲击和样本的选择偏误。这种方法预期会在不可观测的生产率的冲击下对TFP进行持续的、无偏的估计。
（2）对外直接投资规模
对外投资行为往往对企业技术水平产生重要影响，数据来源为中国工业企业数据库中“企业名称”与《商务部对外投资企业名录》中“境内投资主体”的匹配，在此基础上筛选出对外投资企业中注册类型为民营企业的样本，由此得到236个企业样本。
（3）要素禀赋结构
企业的技术水平直接受到其要素禀赋结构（endowment，ED）影响，本文以资本-劳动比（Kt/Lt）来衡量地区的资本密集度（capital intensity， CI），资本（Kt）以企业的固定资产净值表示，劳动（Li）以企业应付工资表示，以控制要素禀赋结构变化对企业全要素生产率的影响，数据来源于相应年度的中国工业企业数据库。
（4）规模经济水平
是否达到规模经济及规模经济水平（scale economy，SE）是影响技术水平的重要因素，本文以产值规模作为企业规模经济的衡量指标，由此控制规模经济变化对企业全要素生产率的影响，数据来源于相应年度的中国工业企业数据库。
（5）进出口规模
与前文类似的是，以企业当年进口总额占产值比重、出口总额占产值比重来衡量企业进口和出口规模，以此控制企业进出口行为对其全要素生产率的影响，数据来源于中国工业企业数据库与中国海关数据库的匹配。
（6）交乘项
为进一步考察随着对外投资规模的逆向技术溢出效应随要素禀赋结构升级以及规模经济扩大的变化情况，文本引入企业对外投资规模及其要素禀赋结构、企业对外投资规模及其规模经济的交乘项。
2.估计结果及分析
首先，分别通过混合回归模型、固定效应模型、随机效应模型回归，及F检验和Hausman检验，确定采用个体固定效应模型模型对面板数据进行估计。此外，采用面板修正的标准差（PCSE）估计法对模型进行再估计，估计结果见表4。
从修正后的估计结果可以看出，大部分解释变量具有较好的显著性，由此可得出以下结论：
（1）对外直接投资规模与民营企业全要素生产率呈现显著相关，且主要反映在滞后一期上，表明对外直接投资有利于推动民营企业技术进步。事实上，近年来中国对外直接投资的结构不断优化，逐步由资源获取型向技术导向型、市场导向型转型升级，通过对国外先进技术、品牌及市场渠道的兼并收购，获取国内稀缺的高级生产要素，由此有效推动企业要素禀赋结构优化和全要素生产率的提高。
（2）规模经济的充分发挥对推動民营企业技术进步的作用日益明显，表明规模经济的实现有利于充分调动闲置要素资源，提升要素配置效率，从而有助于企业全要素生产率的提升。出口贸易对民营企业技术进步的推动作用并不明显，表明由于加工贸易占比较大，出口贸易的技术溢出并不显著；此外，进口贸易与民营企业全要素生产率提升呈现出显著的正相关，表明通过进口渠道，民营企业获取了大量国内稀缺资源要素，有力地推动了企业全要素生产率的提高（黎峰，2017）。
（4）从交叉项来看，对外直接投资规模与规模经济交叉项的系数显著为负，说明随着规模经济的不断提升，对外直接投资对民营企业全要素生产率提升的贡献逐步缩小，这也充分说明了规模经济的门槛效应，当规模经济超出一定阈值时，由于沉淀成本和管理成本的迅速增加，可能出现规模不经济的现象。
综上所述，随着对外直接投资步伐加快，中国获取了大量国内稀缺资源要素，有效推动民营企业技术进步和全要素生产率的提升。此外，对外直接投资的技术溢出效应很大程度上受到企业规模经济水平的影响。
四、对外直接投资与“一带一路”建设的重点
“一带一路”倡议着眼于通过加强与沿线国家“一带一路”沿线有65个国家和地区，包括东亚的蒙古，东盟10国（新加坡、马来西亚、印度尼西亚、缅甸、泰国、老挝、柬埔寨、越南、文莱和菲律宾），西亚18国（伊朗、伊拉克、土耳其、叙利亚、约旦、黎巴嫩、以色列、巴勒斯坦、沙特阿拉伯、也门、阿曼、阿联酋、卡塔尔、科威特、巴林、希腊、塞浦路斯和埃及的西奈半岛），南亚8国（印度、巴基斯坦、孟加拉、阿富汗、斯里兰卡、马尔代夫、尼泊尔和不丹），中亚5国（哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦、土库曼斯坦、塔吉克斯坦和吉尔吉斯斯坦），独联体7国（俄罗斯、乌克兰、白俄罗斯、格鲁吉亚、阿塞拜疆、亚美尼亚和摩尔多瓦）和中东欧16国（波兰、立陶宛、爱沙尼亚、拉脱维亚、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亚、克罗地亚、波黑、黑山、塞尔维亚、阿尔巴尼亚、罗马尼亚、保加利亚和马其顿）。的外交关系，增强经济合作交往与基础设施建设，将中国成熟的产业、技术、标准、管理模式与经验输出到沿线国家，为推动中国企业对外投资和提高海外收益开辟新的市场空间，从而有助于缓解国内日益加剧的产能过剩，同时促使企业在本国将优质资源更多投向研发、设计、品牌、营销等高端环节，实现国内产业及价值链的升级（盛斌和黎峰，2016）。 随着“一带一路”建设的加快推进，中国对“一带一路”沿线国家的直接投资金额迅速增长，2015年达到1122.62亿美元，约占中国非金融类对外直接投资存量的11.97%，2015年末对外非金融类直接投资存量达9382亿美元，其中非国有企业约占49.6%，民营资本逐渐成为对外直接投资的主力军。然而值得注意的是，“一带一路”建设背景下的对外直接投资仍然存在一些问题和担忧。
首先，对外直接投资的风险控制问题。众所周知，“一带一路”沿线国家多为经济欠发达的发展中国家和地区，根据《“一带一路”沿线国家风险分析报告》显示，“一带一路”沿线国家投资风险较高的包括缅甸、柬埔寨、孟加拉国、伊朗、伊拉克、阿富汗、叙利亚等国，而中国在以上国家的直接投资存量高达160亿美元，约占对“一带一路”沿线国家直接投资的14.27%（盛斌和黎峰，2016），如何尽可能控制对外投资风险，追求投资利润最大化成为广泛关注的难题之一。
其次，与“一带一路”沿线对接问题。“一带一路”建设旨在开创新一代开放型经济新局面，虽然其道路联通、贸易畅通、货币流通、政策沟通、人心相通的“五通”原则获得沿线国家一致拥护和好评，但仍需更多顾及大多数沿线国家的战略诉求及合作意愿。如何在扩大对外直接投资、全面实施“一带一路”建设的同时，更好地寻求国家利益与友邻关系的平衡点，实现合作友好基础上的多赢，将是“一带一路”建设中有待解决的重大问题。
第三，与西方发达国家的战略博弈问题。“一带一路”沿线国家多为经济欠发达的发展中国家，西方发达国家并没有直接参与，但他们的战略及立场对中国“一带一路”建设而言至关重要。在对外直接投资及全面推进“一带一路”建设工作中，如何处理好与传统西方大国的战略关系，更好地在合作中开展竞争博弈，将是“一带一路”建设能否取得成功的关键所在。
基于以上种种难题及复杂局面，为进一步加快对外投资进程、更好地推进“一带一路”建设，首先应开展全面风险评估，从商业视角全面评估对“一带一路”沿线国家开展贸易、投资与产能合作的承接能力水平、营商环境与风险挑战。在此基础上有重点地选择合作国家和建设项目，在扩大对外交往合作过程中最大限度地规避风险和确保经济利益。其次，推广复制国内成熟的合作与开发模式，可考虑将国内发展成熟的合作与开发模式应用于沿线国家，例如，合作建设境外经贸合作区、跨境（或边境）经济合作区等各类产业园区，包括出口加工区、保税物流园区、科技园区等形式。第三，主动对接沿线国家区域发展倡议，应密切关注沿线国家的反应动态及利益诉求，主动进行双边战略发展规划的对接。尤其对于区域内的大国，更应在搁置争议、淡化主导权和互利双赢的基础上充分沟通、加强合作。
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（責任编辑：彭琳）