“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响.pdf

中国流通经济（2023年10月，第37卷第10期）China Business And Market（October 2023，Vol.37，No.10）收稿日期：2023-04-04基金项目：国家社会科学基金项目“东北地区资源型城市规模收缩问题研究”（21BJL048）；亚洲开发银行技术援助项目“创新驱动的黑龙江资源枯竭城市绿色转型研究”（TA-5693）作者简介：王跃（1994），男，浙江省东阳市人，上海社会科学院世界经济研究所博士研究生，主要研究方向为世界经济与中国对外开放；孙浩进（1980），男，黑龙江省哈尔滨市人，黑龙江省社会科学院经济研究所所长，研究员，博士研究生导师，主要研究方向为区域经济、发展经济。“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响当前，全球正在经历新一轮科技革命和产业革命，全球创新版图和经济结构面临新一轮“洗牌”和重构。科技创新成为引领发展的第一动力，科学技术的影响日益深刻。党的十八大以来，我国始终把科技创新放在发展的核心位置，在科技领域取得了丰硕成果。2020年底，我国技能劳动者超过 2 亿余人，高技能人才突破 5 000 万人大关。1 我国全社会研发投入从2012年的1.03万亿元增加至2021年的2.79万亿元，国家创新综合能力排名从2012年的全球第34名上升至2021年的第12名，20192021年我国专利申请数量位居世界第一。2 2018年中央经济工作会议首次明确提出，要由商品和要素流动型开放向规则等制度型开放转变。“一带一路”倡议是我国制度型开放的典范 3，其倡导的政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融王跃1，孙 浩 进2（1.上海社会科学院世界经济研究所，上海市 200235；2.黑龙江省社会科学院经济研究所，黑龙江 哈尔滨 150028）摘 要：国际直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）能够产生技术溢出效应，探究“一带一路”倡议对FDI技术溢出效应的影响与作用机制，可为我国推进制度型开放提供参考。基于20002022年我国31个省份（未含香港、澳门、台湾地区）291个地级及以上城市的面板数据，利用DID模型，分析“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响。研究表明，“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应具有显著提升作用。根据机制检验结果，“一带一路”倡议通过优化对外政策环境、改善基础设施配套、加强对外经贸合作、增进人文交流，促进以跨国公司为载体的生产要素国际流动，增强FDI技术溢出效应。根据调节作用分析结果，人力资本水平越高，与发达经济体技术差距越小，政府干预能力越弱，“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响越小。根据异质性分析结果，“一带一路”倡议对FDI技术溢出效应的影响在东部地区显著为负，在中部地区显著为正，在西部和东北地区潜力很大；“一带一路”倡议提出后，碳排放与FDI技术溢出效应在高碳行业存在部分替代关系，在低碳行业存在显著替代关系；碳排放与FDI技术溢出效应在采掘业存在显著替代关系，在电力及相关行业存在部分替代关系，在制造业不存在替代关系。为进一步响应“一带一路”倡议，提升我国FDI技术溢出效应，要充分发挥跨国公司的技术纽带作用，使之成为“双循环”新发展格局的连接点、支撑点；积累高级人力资本，提升技术溢出吸收能力；重视FDI技术溢出效应的地区差异，加强对欠发达地区的政策扶持；重点加强高碳行业绿色低碳技术创新，推动经济绿色发展。关键词：“一带一路”；国际直接投资；要素流动；吸收能力；技术溢出中图分类号：F830.59文献标识码：A文章编号：1007-8266（2023）10-0063-16doi：10.14089/11-3664/f.2023.10.006引用格式：王跃，孙浩进.“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响J.中国流通经济，2023（10）：63-78.63通、民心相通（即“五通”）在我国从积极主动对接国际经贸规则向引领国际经贸规则转变的过程中发挥重要作用，有助于国际直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）规模的扩大。技术溢出效应有助于技术进步和经济发展，目前已有大量研究验证了FDI技术溢出效应的存在性与作用机理。那么，“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响如何，其作用机制如何？探讨这些问题对进一步推动我国制度型开放具有十分重要的现实意义。一、文献综述国际直接投资可分为两个部分：一是对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）；二是对内直接投资（Inward Foreign Direct Investment，IFDI），即外商直接投资。与本研究直接相关的文献可分为两类：第一类文献主要探讨OFDI和IFDI的技术溢出效应。这类文献大多认为，技术溢出效应是存在的，其效应大小取决于母国是否达到相应的门槛条件。对此，国内外许多学者进行了深入研究。波特瑞（Potterie）等 4 基于科（Coe）等 5 提出的国际研发溢出模型即C-H模型，首次验证了OFDI技术溢出效应的存在性，激发了学术界对此问题的广泛讨论。有研究指出，母国吸收能力的强弱能够影响OFDI技术溢出效应的发挥，而吸收能力主要与经济发展水平、人力资本、技术差距等因素有关，这些因素具有明显的地域异质性 6-9。还有研究认为，OFDI技术溢出效应具有阶段性特征，如杜龙政等 10 关于我国OFDI逆向技术溢出效应的研究发现，在满足门槛条件的前提下，创新能力对OFDI逆向技术溢出效应的影响存在创新前、创新启动、创新加速三个发展阶段。此外，还有一些研究发现，IFDI在我国同样产生了明显的技术溢出效应，其效应大小与影响吸收能力的各因素密切相关 11-13。第二类文献主要探讨“一带一路”倡议对FDI技术溢出效应的影响。这类文献的观点基本一致，认为“一带一路”倡议对FDI技术溢出效应具有积极影响 14。相关研究主要关注母国吸收能力，探讨其是否达到触发技术溢出效应的门槛值。许多研究证实，人力资本、研发强度、经济发展水平等因素对OFDI逆向技术溢出效应具有决定性影响 15。有研究指出，“一带一路”倡议下OFDI的技术溢出效应具有鲜明的区域分布不平衡特征，在有些地区效应明显，在有些地区效应不明显 16-17，这本质上与区域经济不平衡导致的吸收能力不平衡有关。目前，关于我国IFDI技术溢出效应的研究较少，有待补充。进一步梳理相关文献后发现，关于FDI技术溢出效应的研究结论与数据的时间跨度有关，使用不同时期的数据会导致相左的结论，为更好地把握FDI技术溢出效应的特点，相关研究需要随着经济的发展进行动态更新；现有研究大多使用国家或省级层面的数据，很少使用细分数据，这会掩盖一些重要信息，造成结果偏误；第二类文献主要关注“一带一路”倡议能否促进FDI技术溢出效应，并未探究该促进作用的大小和影响机制。鉴于此，本研究基于20002022年我国31个省份（未含香港、澳门、台湾地区）291个地级及以上城市的面板数据，利用DID模型，引入生产要素流动衡量指标，以及技术吸收能力相关因素，分析“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响和作用机制。二、理论假设（一）“一带一路”倡议、生产要素国际流动与FDI技术溢出效应生产要素是经济增长的源泉。白俊红等 18 发现，研发要素的区际流动具有明显的空间溢出效应，能显著推动我国经济增长；陈磊等 19 关于国内生产要素流动的研究指出，资本、劳动、技术等生产要素的跨区域流动通过直接和间接方式对地区经济发展产生正面影响；张幼文 20 从全球视角研究生产要素流动问题，发现生产要素的国际流动能够改变全球价值链分工与跨国公司生产布局，对世界经济增长及结构转型具有深远影响。“一带一路”倡议有助于生产要素的国际流动。从本质上看，国际直接投资是资本、劳动、技术等生产要素以跨国公司为载体在不同国家间的跨境流动。廖红伟等 21 发现，“一带一路”倡议通过影响国际直接投资引导生产要素国际流动，推动我国产业结构优化。熊彼特（Schumpeter）22 指出，生产要素的新组合是推动创新和技术进步的关键。国际直64接投资有助于国内外生产要素的重新整合与优化，可为技术进步提供新的“生产函数”，这是FDI技术溢出效应的理论基础。现有相关研究普遍认为，国际直接投资会产生技术溢出效应 23-24。综上，提出以下假设：H1：“一带一路”倡议能够促进生产要素国际流动，进而强化FDI技术溢出效应。（二）吸收能力因素的调节作用人力资本、技术差距、制度环境等与吸收能力有关的因素也会影响FDI技术溢出效应。人力资本是衡量城市技术吸收能力的关键指标，在城市人力资本达到某一水平后，其学习模仿新技术的能力会随着人力资本水平的提高而提高，这有助于技术溢出效应的提升 25。技术差距能够反映技术溢出效应的潜力，一般认为，在国内外技术差距达到一定程度后，技术差距越大，FDI技术溢出效应越强 26。制度环境也是FDI技术溢出效应的重要影响因素，制度环境直接影响生产要素跨境流动成本，城市制度环境越好，生产要素流动成本越低，越有利于FDI技术溢出效应的产生 27。综上，提出以下假设：H2：人力资本、技术差距、制度环境等与吸收能力有关的因素在“一带一路”倡议对FDI技术溢出效应的影响中发挥调节作用。（三）FDI技术溢出效应的地区和行业异质性有关FDI技术溢出效应的研究发现，区位是影响FDI技术溢出效应的重要因素，其效应大小因区位不同而不同。在我国，与中西部地区相比，东部地区经济发展水平高，具有先天的地理优势和良好的基础设施条件，FDI 技术溢出效应更强 28。此外，行业也是影响FDI技术溢出效应的重要因素。碳排放量是评价行业经济活动的一项重要指标。在传统工业发展模式下，技术进步往往与碳排放量的增加相关，但在全球气候变化背景下，随着对绿色发展重视程度的提高，低碳经济成为经济发展的重要模式，减少碳排放成为技术进步的一个重要方面。波特（Porter）29 指出，环境规制有助于厂商技术进步与竞争力提升。其他相关研究也发现，降低城市碳排放量有助于低碳技术创新 30-31。跨国公司的低碳技术创新会产生技术溢出效应，使我国本土企业受益。不同行业属性不同，对碳的依赖程度不同，碳排放量不同，这形成了一种“天然”的环境规制，致使减少碳排放对FDI技术溢出效应的影响存在差异。综上，提出以下假设：H3：“一带一路”倡议对FDI技术溢出效应的促进作用具有地区和行业异质性。三、模型、变量与数据（一）模型构建1.政策冲击的说明“一带一路”倡议是一个全球性的经济合作倡议，通过促进国际直接投资形成技术溢出效应 4-5，对国内外经济产生积极影响。本研究以“一带一路”倡议被提出的2013年作为政策冲击的起点，研究其政策效应的大小和作用机制。2.实验组和控制组的设置“一带一路”倡议自提出起，就对我国以及其他“一带一路”沿线国家产生了重要经济影响，因此从严格意义上讲并不存在“纯净”的控制组。参考维格（Vig）32 的做法，按照“一带一路”倡议对国际直接投资影响的大小来界定实验组和控制组。为保证分组的随机性，采用国家信息中心“一带一路”大数据中心构建的“一带一路”参与度指标 33，按相对排名进行分组。需要指出的是，相对排名每年都会发生一定的变化，但从整体看，排名前1/2的省份相对稳定。鉴于此，本研究将排名前1/2的省份归入实验组，将排名后1/2的省份归入控制组。其中，实验组包括上海、北京、天津、山东、广东、江苏、河北、浙江、海南、福建、安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南16个省份的地级及以上城市，控制组包括重庆、吉林、辽宁、黑龙江、云南、内蒙古、四川、宁夏、广西、新疆、甘肃、西藏、贵州、陕西、青海15个省份的地级及以上城市。3.研究模型“一带一路”倡议的提出为本研究提供了一次准自然实验，因此本研究采用双重差分（Differences-in-Differences，DID）法识别“一带一路”倡议与我国FDI技术溢出效应的因果效应。为减少地区和时间因素对估计结果的影响，构建双向固定效应的DID模型，具体如下：lnSFit=0+1fdiipostt+Xit+i+t+it（1）其中，i表示城市，t表示年份；lnSFit为被解释65变量，表示我国FDI技术溢出效应；fdii表示政策干预变量，postt表示时间干预变量，两者的交乘项（fdiipsott）为核心解释变量，在DID模型中，交乘项的系数是核心参数，表示政策效应，即“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响；Xit表示控制变量；i和t分别表示城市固定效应和年份固定效应，用以控制各城市不随时间变化的因素和外部宏观趋势冲击；0表示常数项，1表示系数；it表示随机扰动项。（二）变量设计1.被解释变量本研究的被解释变量为OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）和IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）。有很多实证研究用参数及非参数方法测算全要素生产率，并以此衡量技术溢出效应 7，34，但该方法在本研究中并不适用。其主要原因有三：一是全要素生产率测算方法多样，且存在测算误差，最终测算结果相差较大；二是“一带一路”倡议带来的国际直接投资并不直接对全要素生产率产生影响，而是通过我国研发资本存量对全要素生产率产生影响；三是全要素生产率的影响因素很多，在构建回归模型时容易遗漏重要解释变量，会造成估计偏差。用研发资本存量衡量技术溢出效应具有理论和现实依据 35，近年来有很多研究用研发资本存量代替全要素生产率来衡量技术溢出效应 36-38。波特瑞等 4 发现，技术知识可以通过国际直接投资实现跨境流动。塞克（Seck）39 在此基础上对国际技术溢出进行了研究和测算。本研究参考这两项研究，计算OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）和IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）。第一，按以下步骤计算t年i城市的OFDI技术溢出效应lnSFitofdi。步骤 1：计算 t 年全国的 OFDI 技术溢出效应SFtofdi-cnty。SFtofdi-cnty=jOFDIjtYjtSjt（2）其中，OFDIjt表示t年我国对j国（地区）的对外直接投资存量，Yjt表示t年投资目标国j的GDP，Sjt表示t年j国（地区）的研发资本存量。鉴于Sjt无法直接获取，需要通过计算获得，首先，利用j 国（地区）研发支出占GDP比重及GDP（Yjt），估算t年j国（地区）的研发支出（REjt）。然后，以2000年为基期，依据t年j国（地区）消费价格指数，将研发支出REjt折算成基于2000年不变价格的研发支出RE2000jt，以消除货币因素的影响。继而，借鉴单豪杰 40 的思路，采用永续盘存法计算j 国（地区）研发资本存量，得到基于2000年不变价格的基期研发资本存量：S2000j=RE2000jg+（3）其中，g为20002022年研发支出的实际增长率，为资本折旧率，按照公认的做法，将 取为5%。最后，利用永续盘存法计算t年j国（地区）的研发资本存量：Sjt=（1-）Sj，t-1+REjt（4）根据历年中国对外直接投资统计公报，我国对外直接投资主要流向中国香港、澳门地区，以及东盟、欧洲、北美等国家和地区，每年我国对这些国家和地区的对外直接投资占对外直接投资总额的 80%以上。鉴于此，本研究将马来西亚、日本、泰国、新加坡、印度尼西亚、越南、中国澳门、中国香港、爱尔兰、德国、俄罗斯、法国、荷兰、卢森堡、瑞典、瑞士、英国、加拿大、美国、澳大利亚共计20个国家和地区作为获取研发资本存量的主要来源地。步骤2：计算t年k省份的OFDI技术溢出效应SFktofdi-prov。SFktofdi-prov=SFtofdi-cntyOFDIktkOFDIkt（5）其中，OFDIkt表示t年k省份的研发资本存量。各省份2003年及以后的相关数据主要来自中国对外直接投资统计公报，20002002年的相关数据主要采用世界银行数据库和UN Comtrade数据库数据，由笔者整理计算得到。步骤3：按i城市GDP占其所在省份GDP的比重（wit=YitiYit）进行加权，估算t年i城市的OFDI技术溢出效应lnSFitofdi：lnSFitofdi=ln（SFktofdi-provwit）（6）第二，按相同的思路计算t年全国的IFDI技术溢出效应SFtifdi-cnty，进而利用下式计算t年i城市的IFDI技术溢出效应lnSFitifdi。66lnSFitifdi=ln（IFDIitIFDItSFtifdi-cnty）（7）其中，IFDIit和IFDIt分别表示t年i城市和全国的实际利用外资额。2.核心解释变量本研究核心解释变量为政策干预变量（fdii）与时间干预变量（postt）的交乘项（fdiipsott）。对于政策干预变量fdii，若城市i属于实验组，fdii=1；若城市i属于控制组，fdii=0。对于时间干预变量postt，若时间处在2013年之前，postt=0；若时间处在2013年及以后，postt=1。3.控制变量本研究借鉴尹东东等 7、朱洁西等 41 的研究，设计九个控制变量：一是人口规模（lnppl），用城市常住人口的对数表示；二是人均GDP（lnpgdp），用GDP与人口总数之比的对数表示；三是产业结构（lnindustry），用工业增加值占GDP比重的对数表示；四是基础设施水平（lnroaddensity），用辖区内公路里程与总面积之比的对数表示；五是对外开放度（lnopeness），用外资依存度与贸易依存度之和的对数表示；六是政府干预水平（lngovernment），用地方财政支出占GDP比重的对数表示；七是人均资本（lnk），用资本存量与人口规模之比的对数表示；八是金融发展水平（lnfilevel），用年末金融机构各项贷款余额与GDP之比的对数表示；九是与发达经济体技术差距（lngap），用各城市劳动生产率与发达经济体平均劳动生产率之比的对数表示。另外，为获得更大意义上的平均效应，减少回归中的自由度损失，在基准分析中只把人口规模、人均GDP、产业结构、基础设施水平、对外开放度五个控制变量纳入回归，在稳健性检验中再将其他控制变量纳入回归。（三）数据来源本 研 究 采 用 的 是20002022 年我国 31 个省份（未含香港、澳门、台湾地区）291个地级及以上城市的面板数据。相关数据主要来自中国对外直接投资统计公报、中国统计年鉴、中国城市统计年鉴以及国家统计局网站、中国城市数据库、世界银行公开数据库、联合国商品贸易统计数据库（即UNComtrade数据库）。主要变量描述性统计结果见表1。四、实证分析（一）基准回归分析基准回归结果见表2列（1）至列（6）。可以发现，无论是仅控制年份固定效应，还是同时控制城市和年份固定效应，核心解释变量的回归系数均显著为正，这说明“一带一路”倡议有助于我国FDI技术溢出效应的提升。从回归系数值看，“一带一路”倡议提出后，我国OFDI技术溢出效应提升了12.3%，IFDI技术溢出效应提升了22.4%，相关结果均通过了1%水平的显著性检验。（二）稳健性检验1.共同趋势假设检验采用DID模型的一个重要前提是满足共同趋势假设，即实验组和控制组样本在政策发生前后的趋势相同。鉴于此，检验“一带一路”倡议提出之前实验组和控制组样本是否满足共同趋势假设，结果见图1。可以发现，在“一带一路”倡议提出之前，左右两图的回归系数均接近0且整体不显著，说明实验组和控制组样本满足共同趋势假设。在倡议提出后的第二年，左右两图的回归系数出现跳跃式增长且显著异于0，整体呈现波动上升态势，说明“一带一路”倡议有助于我国FDI技术溢出效应的增强。变量OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）人口规模（lnppl）人均GDP（lnpgdp）产业结构（lnindustry）基础设施水平（lnroaddensity）对外开放度（lnopeness）政府干预水平（lngovernment）人均资本（lnk）金融发展水平（lnfilevel）与发达经济体技术差距（lngap）样本量6 6936 6936 6936 6936 6936 6936 6936 6936 6936 6936 693平均值-3.178-3.9435.85410.1883.787-0.388-2.618-2.7739.231-0.215-2.891标准误2.4871.8510.8441.3020.2740.7951.5520.5541.2420.6240.856最小值-10.315-14.4472.7717.3022.368-4.620-15.210-13.1873.123-10.174-5.055最大值4.2351.49713.08929.9094.5111.2399.132-0.30612.1202.779-0.835表1 主要变量描述性统计结果672.安慰剂检验进一步，进行虚构干预时间和虚构实验组的安慰剂检验。首先，假设“一带一路”倡议的提出时间早于2013年，并剔除2013年的数据。然后，将倡议提出时间随机提前至2009年和2012年，分别基于这两个虚构干预时间进行回归，结果见表3列（1）至列（4）。可以发现，核心解释变量的回归系数均不显著且趋近于0，这说明在“一带一路”倡议正式提出前，其他未观测因素对FDI技术溢出效应的影响十分有限，基准回归结果具有较高的可信度。其次，在控制组中随机抽取一部分样本构造伪实验组，进行安慰剂检验。为弱化随机性对结果的影响，将抽样和回归的步骤重复500次，然后绘制伪倍差项估计系数密度和p值的分布图（见图2）。可以发现，图形呈现钟形分布形态，均值接近 0，近似正态分布。同时，两个核心解释变量的回归系数（分别为0.123、0.224）均显著异于伪倍差项估计系数分布的中心0值，这说明遗漏变量没有对回归结果产生重大影响，“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响并非偶然因素造成的。3.系数敏感性分析在基准回归分析基础上，增加政府干预水平（lngovernment）、人均资本（lnk）、金融发展水平（lnfilevel）、与发达经济体技术差距（lngap）四个控制变量，观察它们对核心解释变量回归系数的影响，结果见表4列（1）至列（2）。可以发现，在加入更多控制变量后，核心解释变量回归系数的数值和显著性水平均未发生明显变化，这说明基准回归结果具有相当的稳健性。4.剂量效应检验按照受政策影响强度界定实验组和控制组，核心解释变量（fdipost）人口规模（lnppl）人均GDP（lnpgdp）产业结构（lnindustry）基础设施水平（lnroaddensity）对外开放度（lnopeness）常数项城市固定效应年份固定效应样本量决定系数（R2）OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（1）1.228*（0.054）-3.482*（0.022）否是6 6930.660（2）0.232*（0.045）0.713*（0.019）0.243*（0.014）0.345*（0.056）-0.0129（0.024）0.404*（0.009）-10.131*（0.277）否是6 6930.811（3）0.123*（0.030）0.0786*（0.031）1.181*（0.045）0.148*（0.059）0.0714*（0.034）0.0377*（0.008）-48.410*（2.425）是是6 6930.965IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（4）2.103*（0.061）-4.465*（0.025）否是6 6930.240（5）0.637*（0.047）0.767*（0.020）0.241*（0.015）0.718*（0.059）0.731*（0.026）0.250*（0.001）-12.830*（0.295）否是6 6930.615（6）0.224*（0.027）0.0475*（0.028）1.145*（0.042）0.166*（0.054）0.115*（0.032）0.168*（0.007）22.933*（2.242）是是6 6930.918注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内数字为标准误。表2 基准结果分析图1 稳健性检验结果：基于共同趋势假设检验OFDI技术溢出效应-6-5-4-3-2-1012345政策相对时期10.50-0.5回归系数IFDI技术溢出效应-6-5-4-3-2-1012345政策相对时期10.50-0.5回归系数68在得出估计结果后，还需要考察是否存在剂量效应以检验稳健性。剂量效应是指，当实验组与控制组受政策影响强度的差异变动时，政策效应也会随之变动。如果其差异增大，则政策效应增强；如果其差异减小,则政策效应减弱 32。本研究采用三分法和四分法来检验剂量效应，结果见表5列（1）至列（4）。可以发现，两种方法下的回归系数均有增大，且四分法下的回归系数增大得更多，这说明剂量效应存在，基准回归结果稳健。5.剔除特殊样本基准回归分析中的291个地级及以上城市包括直辖市、省会城市等特殊样本，这可能对回归结果产生影响。鉴于此，分别剔除直辖市和省会城市样本，再次进行回归，结果见表6列（1）至列（4）。可以发现，剔除特殊样本后的回归结果与基准回归结果相比无明显差异，这说明特殊样本的存在并没有造成显著偏差。6.自选择问题分析现实中，企业在正式投资之前，往往会对投资意向地的经济发展水平、基础设施条件、劳动力成本、法律制度环境等进行考察。这意味着，在上述几个方面，企业的投资意向地往往表现较好。换言之，“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响可能是一种自选择的结果，即基准回归结果可能存在自选择偏误。为缓解自选择问题带来的估计偏差，本研究分别采用基于倾向得分匹配的双重差分（PSM-DID）模型以及广义合成控制法对基准回归进行重新估计。PSM-DID 模型通过协变量进行倾向得分匹配，有助于减少实验组与控制组的差异，增强其可注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内数字为标准误。核心解释变量（fdipost）人口规模（lnppl）人均GDP（lnpgdp）产业结构（lnindustry）基础设施水平（lnroaddensity）对外开放度（lnopeness）常数项年份固定效应城市固定效应样本量决定系数（R2）2009年OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（1）0.027（0.027）0.092*（0.029）0.864*（0.045）0.130*（0.056）-0.089*（0.034）0.021*（0.007）-43.870*（2.326）是是6 3800.968IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（2）0.015（0.026）0.415*（0.036）0.688*（0.048）0.126*（0.055）0.099*（0.032）0.165*（0.007）-17.160*（0.515）是是6 3800.9172012年OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（3）-0.013（0.026）0.443*（0.025）0.023*（0.007）0.700*（0.048）0.135*（0.031）0.006（0.009）-12.290*（0.295）是是6 3800.959IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（4）0.035（0.028）0.011（0.028）0.894*（0.046）0.146*（0.053）0.121*（0.031）0.170*（0.007）24.110*（2.214）是是6 3800.920表3 稳健性检验结果：基于虚构干预时间的安慰剂检验安慰剂检验1-0.2-0.15-0.1-0.0500.050.10.150.2伪倍差项估计系数86420安慰剂检验2-0.2-0.15-0.1-0.0500.050.10.150.2伪倍差项估计系数86420图2 稳健性检验结果：基于虚构实验组的安慰剂检验p值密度p值密度69比性。先以基准回归中的控制变量为特征变量，利用逻辑回归（Logit）模型计算倾向得分，并分别使用核匹配、最近邻匹配、半径匹配方法进行匹配。倾向得分匹配的协变量平衡性检验结果（见图3）表明，匹配后实验组与控制组的差异显著下降。再利用DID模型进行估计，结果见表7列（1）至列（6）。可以发现，无论采用何种匹配方法，其估计结果与基准回归结果相比均无显著差异。广义合成控制法可以通过为实验组个体合成高度近似的反事实个体来识别因果效应，解决自选择问题。使用徐（Xu）42 在 R 软件中提供的Gsynth程序包分析“一带一路”倡议对我国FDI技术溢出效应的影响，结果见图4。可以发现，在利用广义合成控制法克服自选择问题后，“一带一路”倡议对FDI技术溢出效应的影响依然显著。“一带一路”倡议提出后，OFDI技术溢出效应提升了14.0%，IFDI技术溢出效应提升了20.4%，该结果与基准回归结果十分接近，说明估计结果稳健。五、拓展分析（一）机制检验国际直接投资有助于生产要素国际流动，这是其能够产生技术溢出效应的根本原因。在国际直接投资过程中，跨国公司作为进行国际直接投资的重要主体，会将母国先进的技术、管理理念等生产要素输出到东道国，或者将东道国先进的技术、管理理念等引进到母国，这样便产生了技术溢出效应。生产要素流动对技术发展的促进作用已得到众多研究的验证。孙巍等 43 认为，生产要素流动不仅会产生技术溢出效应，而且这种流动会表4 稳健性检验结果：基于系数敏感性分析核心解释变量（fdipost）人口规模（lnppl）人均GDP（lnpgdp）产业结构（lnindustry）基础设施水平（lnroaddensity）对外开放度（lnopeness）政府干预度水平（lngovernment）人均资本（lnk）金融发展水平（lnfilevel）与发达经济体技术差距（lngap）常数项年份固定效应城市固定效应样本量决定系数（R2）OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（1）0.130*（0.029）0.085*（0.030）0.803*（0.049）0.125*（0.057）-0.068*（0.034）0.033*（0.008）0.033（0.037）10.130*（0.825）-0.093*（0.019）-0.098*（0.006）-38.010*（2.472）是是6 6930.968IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（2）0.199*（0.027）0.055*（0.028）0.866*（0.045）0.162*（0.053）0.038（0.032）0.186*（0.007）0.062*（0.034）-12.010*（0.762）-0.243*（0.017）-0.055*（0.006）23.470*（2.284）是是6 6930.925注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内数字为标准误。核心解释变量（fdipost）控制变量年份固定效应城市固定效应样本量决定系数（R2）三分位数分组OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（1）0.140*（0.027）是是是4 5530.971IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（2）0.247*（0.038）是是是4 5530.905四分位数分组OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（3）0.249*（0.037）是是是2 9210.972IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（4）0.343*（0.043）是是是2 9210.913注：*表示在1%的水平上显著；括号内数字为标准误。表5 稳健性检验结果：基于剂量效应检验核心解释变量（fdipost）控制变量年份固定效应城市固定效应样本量决定系数（R2）剔除直辖市OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（1）0.112*（0.030）是是是6 6000.962IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（2）0.225*（0.027）是是是6 6000.906剔除省会城市OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（3）0.126*（0.031）是是是5 9790.952IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（4）0.249*（0.029）是是是5 9790.878表6 稳健性检验结果：剔除特殊样本注：*表示在1%的水平上显著；括号内数字为标准误。70邻近匹配-50050100协变量标准化偏差/%匹配前匹配后核匹配-50050100协变量标准化偏差/%匹配前匹配后半径匹配-50050100协变量标准化偏差/%匹配前匹配后图3 倾向得分匹配的协变量平衡性检验结果基础设施水平对外开放度人口规模人均GDP产业结构基础设施水平对外开放度人口规模人均GDP产业结构基础设施水平对外开放度人口规模人均GDP产业结构因非均衡性造成区域间的技术差异；沈丽丽等 44 认为，生产要素流动既有助于我国在技术上的进步，也有助于我国在全球价值链中地位的提升。从本质上看，国际直接投资就是生产要素的国际流动。鉴于此，在机制检验部分，构建“一带一路 倡议生产要素流动技术溢出效应”的影响路径，并对其进行检验。如前所述，影响路径的后半段（生产要素流动技术溢出效应）已经得到验证，因此接下来仅分析影响路径的前半段（“一带一路”倡议生产要素流动）即可，若“一带一路”倡议能够促进生产要素流动，则本研究构建的影响路径成立。参考干春晖等 45、车明好等 46 的做法，用产业合理化指数（lnrational）和产业高级化指数（lnindusadv）衡量生产要素流动。产业合理化指数lnrational的计算公式为：lnrational=ln（n=13（YnY）ln（YnLn/YL）（8）其中，n表示产业，n=1，2，3，Y表示GDP，L表示就业人数。对于产业高级化指数，借鉴付凌晖 47 的方法，用三次产业三维空间向量夹角的加权平均值表示，具体步骤如下：步骤1：构建一个三次产业三维空间向量a0=（a01，a02，a03），其中的分量a01、a02、a03分别表示三次产业占GDP的比重。步骤2：依次构建三次产业的基准空间向量：a1=（1，0，0），a2=（0，1，0），a3=（0，0，1）。步骤3：依次计算a0与三次产业三维空间向量的夹角n：n=arccosq=13(anqa0q)q=13(a2nq)1 2q=13(a20q)1 2（9）其中，anq表示向量an的第q个分量，a0q表示向量a0的第q个分量。步骤4：通过加权计算得到产业高级化指数lnindusadv：lnindusadv=ln（n=13(wnn)）（10）其中，wn为权重，利用标准离差法得到。“一带一路”倡议是一个全球性的综合倡议，涉及经济、文化、政治、外交等诸多方面。鉴于此，本研究推测，“一带一路”倡议可能存在四种细分机制，即“一带一路”倡议能够通过优化对外政策环境、改善基础设施配套、加强对外经贸合作、增进人文交流来促进生产要素跨境流动。参考卢盛峰等 48 的做法，利用 “一带一路”大数据报告（2017）33 中的数据进行检验。该报告由国家信息中心“一带一路”大数据中心编写，对“一带一路”建设进展及成效进行了综合评估，其中的省份71注：*表示在1%的水平上显著；括号内数字为标准误。核心解释变量（fdipost）控制变量年份固定效应城市固定效应样本量决定系数（R2）核匹配OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（1）0.116*（0.030）是是是6 6930.965IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（2）0.186*（0.027）是是是6 6930.914近邻匹配OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（3）0.116*（0.030）是是是6 6930.962IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（4）0.186*（0.027）是是是6 6930.914半径匹配OFDI技术溢出效应（lnSFitofdi）（5）0.122*（0.031）是是是6 6930.962IFDI技术溢出效应（lnSFitifdi）（6）0.175*（0.027）是是是6 6930.918表7 稳健