对外直接投资如何影响中国经济增长质量：事实与机制

孔群喜， 王紫绮

(1.南京财经大学 产业发展研究院， 江苏 南京 210003； 2.南京大学 工程管理学院， 江苏 南京 210003)

一、问题的提出

回望四十年来的经济增长历程，对外开放战略无可厚非地成为了驱动中国经济增长的主要动力。在新发展阶段，对外开放战略的重点相应调整，正转为以推行“一带一路”倡议为重点，以共商共建共享为原则，以政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融通、民心相通为主要内容，不断深化国际合作，提升国际分工地位[1]。可以说，中国在加入世贸组织(WTO)后，经济及贸易迅速发展，助力中国外汇储备额的持续攀升，为促进对外直接投资(outward direct investment，简写为odi)提供了极为重要的资金支持。从国家统计局公布的数据来看，自2012年以来中国odi流量规模均超千亿美元，且于2014年开始连年成为投资净输出国。2016年中国odi流量在全球odi流量规模较上年增速有所回落的背景下，创下1 961.5亿美元的历史新高，同比增长34.7%，蝉联全球第二位。与此同时，随着中国经济高速前行，越来越多的中国企业由被动地切入全球价值链转变为主动融入，乃至构建以我为主的全球价值链，主动利用全球资源，优化配置全球资产，试图在国际产业链、价值链中占据制高点。但是，过去在总结对外开放的历程和经验时，往往更多关注其利用本土丰富劳动力、国外的先进技术与大量资金投入及对外投资对经济增长的贡献作用，这些事实观察和探讨尚且停留在以对外投资影响经济的数量型增长方面，而对外投资在质量层面对中国经济效率的作用机制和提升效果并未引起足够的重视和研究。

从海外投资的演变来看，即使一国已成为对外投资大国，odi对母国的经济发展仍将产生深远而持久的影响。依据已有文献，现有研究在探讨odi对母国经济增长的影响效应时，产生较大影响力的理论是Dunning[2]提出的投资发展周期(IDP)理论，他从宏观层面建立了一个动态分析框架，实证分析多国外商直接投资(简写为fdi)和odi的互动关系与经济发展阶段之间的关联。随后，小规模技术理论、技术创新产业升级理论、odi与经济增长的替代效应和互补效应等理论的相继提出，也分别基于不同的层面研究了odi的母国经济增长效应。此外，为了证明相关理论研究结果的正确性，众多学者采用现实数据，通过构建模型进行实证检验。如Herzer[3]提出odi的经济增长效应与国内资源及市场规模息息相关；Denzer[4]经由内生增长模型，论证了odi对母国经济增长的正向影响；冯彩、蔡则祥[5]则认为，odi对于中国区域经济增长的长期促进效应显著地大于短期促进效应。可以发现，odi与经济增长之间的因果关系始终是一个问题，大多数研究证实了odi对促进母国经济增长的贡献。然而，与上述问题相比，从发展中国家视角分析其海外直接投资对本国经济影响效果的研究屈指可数。

进一步考虑到现阶段中国经济正由高速度增长转向高质量发展，对外开放战略重点也必须相应调整。经济增长涵盖了数量型增长以及质量型增长[6]，但数量型增长仅为人类谋取福利的手段之一，经济发展的根源仍在于质量的提升。但是，对于如何全面准确地衡量一国的经济增长质量，学术界众说纷纭。一些学者主张将全要素生产率或配置效率等作为测度指标，研究其对经济增长的贡献[7-8]；还有一些学者则是基于多维度视角，从经济增长的不同方面测度经济增长质量[9-10]。基于相关文献，本文依据随洪光、刘廷华[11]的研究观点，尝试运用相关基础指标从增长效率、稳定性和可持续性三方面入手对经济增长质量指标体系进行衡量。纵观已有研究发现，近年来探讨对外直接投资影响经济增长质量效果的文献仍屈指可数，且现有文献多聚焦于宏观层面的评价分析，微观企业层面的机制探讨仍待补充。因此，现阶段深入理解中国企业odi规模影响经济增长质量的作用机理及影响程度，将利于政府和企业寻找经济增长新动力，探索中国对外直接投资新渠道和推动形成全面开放新格局。

综上所述，本文拟对过去一段时间中国资本在加速“走出去”过程中所呈现出的趋势和特点进行总结分析，试图理清并从微观层面实证探讨odi对中国经济增长质量的影响事实与机制，进而对如何促进中国对外直接投资具有重要的理论意义和实践价值。鉴于此，本文主要从以下三个层面进行研究补充：其一，从odi逆向技术溢出效应着手，在考虑到母国企业异质性、东道国发展水平等影响因素的同时，探讨其作用于经济增长质量的效率、稳定性和持续性的主要路径；其二，本文基于倾向得分匹配方法，考察odi企业的资本密集度、成立时间、企业规模等异质性因素，采用企业数据估计odi对经济增长质量的微观影响，较好地处理和控制样本选择偏差及内生性问题；其三，本文通过设定中介效应模型，考察odi对经济增长质量的作用传导机制，加深了对odi与人力资本、研发强度和技术差距三项吸收能力之间关系的认识。

二、对外直接投资作用于经济增长质量的理论分析

(一)对外直接投资的技术溢出影响母国经济增长质量的机制

关于经济增长质量的内涵界定，既有研究已从多个维度进行了阐述，本文借鉴随洪光[12]的研究方法，从经济增长效率(effi)、稳定性(stab)和持续性(sustain)三个方面来衡量经济增长质量(eco)。经济增长效率体现生产技术的进步性，对生产要素损耗水平的优化，因此效率的提高意味着投入产出的提高，也就是经济增长质量提升的一方面体现。经济增长高稳定性，意味着长期时间范围内，经济在相对较高的增长率水平上保持平稳增长，从而体现了经济增长的高质量。至于可持续性，则更重于缩小经济发展对环境的负面影响，体现永续利用的高质发展。而对外直接投资与以上三者的作用影响则主要通过其逆向技术溢出来作出反应，并且还受母国范围内对这一溢出的扩散程度以及企业异质性的影响。具体机制见图1。

odi逆向技术溢出作为技术的一种非自愿扩散，通过扩散过程的外在性在母国范围内带来影响。对于这一技术扩散过程，主要以示范效应、人员知识流动效应、关联效应、竞争效应来发挥作用。具体来看，对外直接投资在当地投资建厂或设立子公司、研究机构，在嵌入到当地R&D密集区域时通过接触吸收先进技术后，东道国企业相对更优的技术给子公司或分支带来示范效应，从而使子公司模仿学习后带来技术改进。尤其，对于向发达国家进行的对外直接投资，受当地技术优势的正向外部性影响，中国企业获得逆向技术溢出，从而得到技术进步的可能性大大增加。随后，经由母子公司渠道，其中技术人员调动、管理人员流动等人员知识流动效应，传播管理经验及技术培训成果，并带来母公司的技术改善。再看国内，处于同一产业链相同环节的同类企业，在面对竞争力提升的该母公司时，出于维持市场份额保障利润的考虑，将被迫转向更有效的组织生产管理方法，并进一步挖掘本地资源，改善经营，从而带来技术改进，增强市场竞争力。这种技术溢出还对同产业链的其他类型企业甚至关联产业发挥关联效应。就上游而言，为了维持自身的产品竞争力并将技术改进落实到产品，供应商往往受到该母公司的技术支援或咨询等协助工作，这将有利于该产业链上游企业的技术重组及改善。就下游而言，中间品加工厂商在生产过程中将遇到更高的制造要求，关键零部件的生产改进将进一步增强核心竞争力。就当前形势而言，受保护主义抬头的影响，国际投资尤其是向美国的对外直接投资受到的限制进一步缩紧，或许借助于“一带一路”倡议带来的合作机遇，可达到突破紧张局面的关键。

通过以上分析，对外直接投资最终带来生产效率的提升，投入产出的优化，产品性能的精进以及更稳定的利润获取，以优势互补的产业链实现经济增长质量的提升。然而，最终作用效果还将受到其经营方式、东道国发展水平等因素的影响，因此，在下文将主要基于对外直接投资的经营方式进一步讨论。

图1 对外直接投资的技术溢出影响母国经济增长质量的机制

(二)对外直接投资的经营深度与广度影响母国经济增长质量的差异

对外直接投资在东道国内的经营深度与广度，对其能够带来的逆向技术溢出将产生影响。由于经营方式的异质性，将导致对外直接投资能够获得的技术溢出也存在差异，因此，本文将odi企业分类为深度经营及广度经营，进而进一步地探讨。

深度经营的企业，在东道国设立研发机构、分支相对较多，或以并购等方式与当地企业建立紧密联系，在东道国当地形成自身的知识信息分享的扁平化网络，并通过内化传递到母公司。跨国企业往往将中高层管理人员派往分支机构、子公司、长期供应商，由人事流动而自然产生的信息渠道将使得网络内的成员利益密不可分，从而加速知识信息的扩散。此外，当地分公司之间的利益共联，也将使得其技术团队之间的多边默示知识转移更为流畅，从而成为企业持续成长的动力。个体所获得的知识也在不断落实到实践中去的过程，经历过滤精炼，完成从个体向组织的转换。在之后的生产经营活动中，新知识得到内化，并衍生出新知识，或经再创造，将为母公司的生产效率、管理效率带来正向影响，从而对经济增长质量带来提升作用。

广度经营的企业，在东道国通过扩大投资区域范围以占据海外市场份额，获得利润反馈及海外品牌声誉。然而，广度经营也意味着，odi企业的投资行为更倾向于形成范围经济、规模经济，重于市场获取而非技术提高，或对母国母公司的资金存量要求作出挑战，且在技术效率上的积极作用或将有限。

三、研究设计

(一)模型设定

为了能够有效地从微观层面研究对外直接投资行为与中国经济增长质量之间的作用关系，本文首先通过匹配倍差法设立基础回归模型，然后在此基础上建立滞后效应模型、差异性检验模型和中间机制检验模型，模型的构建过程具体可分为如下几个步骤。

(1)

(2)

最后，在式(2)的基础上，构建基准回归的双重差分模型。在比较处理组企业和对照组企业进行对外直接投资后我国经济增长质量变化的同时，基于稳健性的考虑，本文还加入了其他控制变量和固定效应，用xi，t来表示。其中，其他控制变量包括资本强度、成立时间、企业规模和是否国有，固定效应主要有年份固定效应、地区固定效应和行业固定效应。相应的模型设定如下：

ecoi，t=α+β1odii+β2timet+
ζodii×timet+δxi，t+εit

(3)

上式中的ecoi，t表示被解释变量即经济增长质量，εi，t表示随机误差项，其他变量的含义与前文一致。由(3)式可知，交互项odii×timet的系数ζ即为企业对外直接投资前后对我国经济增长质量的影响。若ζ>0，则表示企业对外直接投资前后处理组企业，对经济增长质量的影响大于对照组企业。也就是说，企业对外直接投资系统性地促进了我国经济增长质量的提升。

第二步，建立扩展回归分析模型检验对外直接投资行为对经济增长质量影响的动态性和差异性。为了进一步研究对外直接投资行为对经济增长质量的影响是否具有持续性，有必要分析对外直接投资对经济增长质量的滞后效应，在模型(3)的基础上，扩展后得到滞后效应的检验模型(4)。同时，为了更深入地揭示对外直接投资与经济增长质量之间的关系，根据中国对外直接投资企业统计数据库给出的相关信息，本文根据“东道国收入水平”“境外投资企业数”和“企业经营范围”三种划分标准，将其分别划分为投资发达国家企业和投资发展中国家企业、多分支机构odi企业和单分支机构odi企业以及研发加工型odi企业和贸易销售型odi企业[14]。进而比较研究不同类型的对外直接投资行为对经济增长质量影响的差异性，此时的模型如式(5)所示。

(4)

(5)

在(4)式中，d_τyear为企业对外直接投资的年度虚拟变量，当企业处于对外直接投资的第τ期(τ=0,1,2)时，d_τyear取1，否则取0。系数γτ的估计结果考察的是企业在对外直接投资之后第τ年对我国经济增长质量的动态影响。式(5)中，dtype_θ(θ=1,2,…,6)是表示企业对外直接投资类型的虚拟变量。其中，dtype_1～dtype_6分别为按东道国收入水平、发达国家odi/发展中国家odi、按境外投资企业数、多分支机构odi/单分支机构odi、按企业经营范围、研发加工型odi/贸易销售型odi。

第三步，设定中介效应模型考察对外直接投资与经济增长质量之间作用关系的传导机制。根据现有文献，吸收能力中的国内研发投入、人力资本、经济发展水平等会促进对外直接投资逆向技术溢出效应的实现[15-16]，技术吸收能力对经济增长有正向的影响作用[17]。基于上述研究结果，本文认为吸收能力很有可能是企业对外直接投资行为影响经济增长质量的中介变量。参照他们的做法，本文进一步地引入人力资本hc、研发强度rd和技术差距tg作为表征吸收能力的变量，并将其作为中介变量构建完整的中介效应模型，如式(6)所示。

(6)

式(6)代表了中介效应检验的基本程序，ivit代指中介变量。其中，第一个式子表示将因变量对基本自变量进行回归；第二个式子表示将中介变量对基本自变量进行回归；第三个式子则表示将因变量同时对基本自变量和中介变量进行回归。另外，对模型(6)稍加修改，即可得到可以检验企业的对外直接投资行为对经济增长效率(effi)、稳定性(stab)和持续性(sustain)影响的相关模型。

(二)变量说明

公式(1)～(6)中的被解释变量为经济增长质量(eco)、经济增长效率(effi)、经济增长稳定性(stab)和经济增长持续性(sustain)。核心解释变量是对外直接投资(odi)，控制变量包括资本密集度(ci)、成立时间(ft)、企业模型(scale)和是否国有企业(soe)，中介变量有人力资本(hc)、研发强度(rd)和技术差距(tg)。变量的测算方式如下：

1.被解释变量

经济增长质量(eco)指标体系如表1所示。本文从增长的效率、稳定性和可持续性三方面选取了31项基础指标，并对各代理变量进行无量纲化处理，而后通过主成分分析法对每个基础指标进行降维处理，最终得到经济增长质量的综合指标。经济增长效率(effi)中，全要素生产率tfp、技术效率ec和技术变动tc，则参照Fare et al.[18]的分析方法处理。

2.解释变量

(1)虚拟变量，对外直接投资(odi)和是否国有均为虚拟变量。若该企业是国有企业则取1，否则取0。(2)连续变量，资本密集度=(固定资产原价-累计折旧)/从业人数；成立时间表示企业成立以来的时间，公式为：成立时间=至今年份-开业年份+1；企业规模使用资产总计数据表示。为了从一定程度上解决异方差性的问题，本文对资本密集度和企业规模做了对数处理。

3.中介变量

表1 经济增长质量指标体系

注：笔者整理。

(三)数据处理

本文企业层面的微观数据均来源于2009—2013年的《中国工业企业数据库》和《境外投资企业(机构)名录》。其中，《中国工业企业数据库》的样本范围为全部国有工业企业以及销售额500万元(人民币)以上的非国有企业。为了得到各个企业是否有对外直接投资行为，首先根据企业名称与“境内投资主体”将两个数据库进行合并。其次，本文将2009年没有进行对外直接投资，但在2010—2013年开始进行对外直接投资的企业作为处理组；而将2009—2013年始终未进行对外直接投资的企业作为对照组；经合并后，得到共3 840家新增企业在2010—2013年对外投资数据。最后，为了删除数据中的异样样本，本文依据已有文献[20-21]做法，对合并后的数据做了如下处理：(1)删除不符合会计原则的企业样本，如固定资产小于流动资产、总资产小于固定资产净值等；(2)剔除行业代码、工业总产值和利润总额、固定资产合计和固定资产原价等关键指标缺失的企业样本；(3)剔除职工人数小于10的不满足规模以上标准的企业样本。除了微观企业数据之外，本文还使用了省份层面的宏观数据，相关数据来自于《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。

四、实证检验和结果分析

(一)倾向得分匹配

对照组企业能够在多大程度接近于处理组企业未对外直接投资的状态直接决定了前述模型估计结果的准确与否。因此，为了得到与每个处理组企业唯一最相近的对照组企业，本文在参考相关文献的基础上，选取企业规模、劳动生产率和企业利润率三个变量来作为匹配变量，然后采用匹配比例为1∶3的最近邻匹配法对样本进行匹配，但由于已经剔除了部分重复配对的企业样本，所以匹配结果中并未按1∶3比例呈现。并且，由于企业特性在不同年份存在较大差异，故本文对不同年份的样本分别进行匹配。匹配结果见表2～3。

表2 2009年配对试验

注：表中T检验的原假设为“处理组和对照组的样本均值相等”。

表3 2013年配对试验

注：表中T检验的原假设为“处理组和对照组的样本均值相等”。

由Helpman et al.[22]的研究结论可知，企业在进行对外直接投资时需要克服较高的固定成本，所以，只有生产率较高的企业才会选择也才有能力进行对外直接投资，这就是经典的“自选择效应”。从表2和表3的配对实验中也可以发现这种类似现象，匹配前对外直接企业的劳动生产率和企业规模明显大于未进行对外直接投资的企业。从T检验的概率值来看，高度拒绝处理组和对照组样本均值相等的原假设。而匹配后的处理组和对照组的企业规模和劳动生产率高度接近，并且从概率值来看，根本无法拒绝原假设。此结果说明，通过最近邻匹配法，本文不仅找到了与对外直接投资企业最相似的从未对外直接投资企业，而且还排除了“自选择效应”。根据数据匹配的方法，本文最终为2009—2013年的1 900家对外直接投资企业找到了5 498家最相近的从未对外直接投资的企业。

(二)对外直接投资对经济增长质量的基准估计结果

伴随我国“一带一路”倡议和“丝绸之路”等海外投资战略的提出和落实，企业对外直接投资对中国经济进一步突破瓶颈发展的意义重大。本节将基于以上倾向匹配得分后的样本数据，考察odi对中国经济增长质量及其分类指标的影响(基准模型结果见表4)。其中，奇数列为没有加入企业层面控制变量的结果，偶数列为加入控制变量的结果。首先，我们对未考虑控制变量时的结果进行分析。可以看出，我们重点关注的倍差法估计量odi×time，除了在经济增长稳定性的回归中系数为负，在经济增长质量、效率和可持续性的回归中系数为正，且均通过1%水平的显著性检验。这表明在对外直接投资前后，odi显著提升了经济增长质量、效率与可持续性，但却抑制了经济增长稳定性的提升。原因可能在于odi企业通过对东道国技术的学习与吸收，反向促进国内的创新水平，提高全要素生产率，降低资源消耗率，进而提升经济增长效率与可持续性，提高经济增长质量，但考虑到企业投资增减与经济波动的关系，技术资产投资的不确定性可能会对经济增长的稳定性与内部调节机制产生影响。

表4 基准估计结果

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；()内为纠正异方差后的T值；变量year、region和industry已控制。

此外，在加入控制变量后，odi、time和odi×time的系数符号及显著性水平与未考虑控制变量的结果类似，说明本节的回归结果具有较好的稳定性。就控制变量自身回归结果来看，资本强度、成立时间、企业规模及是否国有对经济增长质量的提升存在显著的抑制作用，且大部分变量与经济增长效率、可持续性呈负相关关系，而对经济增长稳定性具有正向作用。原因可能是，在地区经济规模逐渐提升的过程中，此时若仍倚重企业固定资产的重复高投入来驱动经济增长体量，将导致过高的能耗与环境成本，减损经济增长质量[23-24]。同时，对固定资产投资的过度依赖，不利于企业激发创新活力，从而抑制了经济增长效率与可持续性的提升。因此，要充分发挥odi对经济增长稳定性的积极作用，还需通过调节企业规模、改善制度环境来鼓励企业研发创新。

(三)对外直接投资对经济增长质量的动态效应检验

为了进一步研究odi对经济增长质量的影响是否具有持续性，本节将基于扩展模型(4)，关于包含年度虚拟变量的倍差法估计量与经济增长质量之间的关系进行检验，估计结果见表5。我们对经济增长质量及其分类指标分别考察未控制变量与加入控制变量时的情况。结果发现，两种情况下，倍差法估计量odii×timet×d_τyear的各系数符号与显著性均没有发生根本性变化，说明回归具有良好的稳定性。

表5 odi对经济增长质量的动态效应检验结果

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；()内数值为纠正异方差后的T值；变量year、region和industry已控制。

我们主要考察在加入控制变量时的情况，发现经济增长稳定性的回归中，odi×time×d_0year系数为负，而在经济增长质量、效率与可持续的回归中该系数显著为正。odii×timet×d_1year系数与上述方向一致，尤其是企业在对外直接投资之后第1年，仍对我国经济增长质量有促进作用，并且这种正向影响随着时间推移具有递增趋势。而在企业进行odi的第2年，除了对经济经济增长质量与可持续性具有显著影响外，对经济增长效率与稳定性影响并不显著，整体看来，系数显著性水平下降。以上结果表明，odi对经济增长质量的作用可能存在1年的滞后期，由于odi企业通过设立当地研发机构或并购等方式获取先进技术与管理经验，不仅反馈到国内存在时滞，而且转化为本土企业的一部分还需要时间。只有在技术知识积累达到一定程度后，才能明显提高本土企业的产品创新能力，提高生产效率，从而提升经济增长质量，增强了经济增长的可持续性。

(四)对外直接投资对经济增长质量的异质性检验

从传统经济因素的视角来看，企业对外直接投资的动机是为了寻求市场、资源、效率以及资本[25]。因此，东道国的经济水平会较大程度地影响中国企业对外直接投资的区位选择，经济水平更高的发达国家、经济自由度高的地区更容易吸引中国企业的投资[26-27]。那么，随之而来的问题是，境外投资企业数量的差异是否会对其国际生产和经营活动产生差异？以及不同导向型的经营活动又分别能从东道国获得哪种类型的溢出？为更深入地分析对外直接投资与我国经济增长质量的影响，本文依据“东道国收入水平”“境外投资企业数”以及“企业经营范围”将对外直接投资进行了区分，以期研究不同类型的对外直接投资影响经济增长质量的差异性。

1.总指标检验

表6报告了不同类型对外直接投资对我国经济增长质量的影响，序列(1)～(2)是按东道国收入水平的检验结果，序列(3)～(6)以此类推。

首先，对比加入控制变量前后的估计结果可知，核心解释变量的系数符号和显著性水平未发生明显变化。其次，我们再对表6进行具体分析。第一，交互项odi×time×dtype_1的系数显著为正，而odi×time×dtype_2的估计系数显著为负，表明跨国企业对经济水平较高的目的国进行投资，有益于我国经济增长质量的提升。这是因为我国企业在“走出去”的过程中，一方面可以开拓发达国家的市场，扩大出口份额并以此增加企业利润，拉动国内经济的增长；另一方面，实施国际化战略的企业可以在海外建立研发性分支机构，以发达国家的研究平台为基础，提升企业的技术创新能力，带动国内技术进步并提升经济增长质量。第二，odi×time×dtype_3和odi×time×dtype_4的估计系数均显著为负，设立单分支机构的odi企业可以进行精准的深度投资，能够快速集中人力、物力、财力，也能够避免烦冗复杂的组织机构对于企业的拖累，这或许能够解释为什么单分支机构odi在对经济增长质量的作用比多分支机构odi会稍加优越。第三，odi×time×dtype_5和odi×time×dtype_6的估计系数表明，现阶段，我国贸易销售型odi对经济增长质量的作用更为突出，这是由于我国长此以往在国际产业链中扮演着简单加工者的角色，在此环境下很难培养出优秀的研发型跨国企业，此类odi企业目前尚未发挥出对我国经济增长质量的正向作用。

表6 不同类型odi对经济增长质量影响的回归结果

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；()内数值为纠正异方差后的T值；变量year、region和industry已控制；因变量为eco。

2.分维度检验

由于经济增长质量又进一步分解为经济增长效率、经济增长稳定性和可持续性，本文也报告了不同类型的对外直接投资对于经济增长质量的异质性影响，结果见表7。由于篇幅限制，这里没有给出因变量为Stab与Sustain的回归结果，但备存留索。从政治经济学范畴来说，经济增长质量的核心内容是在发达社会主义条件下，社会总产品的扩大再生产过程中所使用资源规模及其利用效率的变化[28]，即经济增长效果或经济增长效率。为此，表7报告了不同类型对外直接投资对我国经济增长效率的异质性影响，以进一步探析经济增长质量的核心内容。

表7中，odi×time×dtype_1和odi×time×dtype_2的估计系数显示，跨国企业对经济水平不同的目的国进行投资，都能够显著提升我国的经济增长效率。相比较而言，对发达国家进行投资而产生的正向作用更大。本文认为，跨国企业能在发达国家市场上获得优秀的人力和物质资本，这些生产要素不仅是以现代技术进步为基础的经济增长模式的内在要求，而且对生产要素更有效的使用，也意味着资源利用效率的改进；但我们也要看到，自国家提出“一带一路”的倡议之后，对发展中国家投资的反哺利益正在逐步提升。事实上，我国企业可以将制造业产能转移到东南亚国家，能充分利用其资源丰富、成本低廉的优势，促进中国经济增长的质量和效率。此外，对比odi×time×dtype_4和odi×time×dtype_3的估计系数发现，单支机构odi对于经济增长效率有更大的正向作用；而研发加工型odi对经济增长效率具有阻碍作用，但未通过显著性检验，贸易销售型odi则表示出对经济增长效率的显著促进作用。

表7 不同类型odi对经济增长质量影响的回归结果

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；()内数值为纠正异方差后的T值；变量year、region和industry已控制；因变量为effi。

对外直接投资在创造经济增长速度和质量方面有着不俗表现。但在新常态背景下，观察我国的经济增长态势，除了更加关注高质量发展阶段下总体经济增长质量的表现，还要看到增长变化背后的结构与动能因素的影响，这是判定经济增长是否稳健、增长基础是否扎实、增长质量是否过硬的关键。为此，本文检验了不同类型的对外直接投资对我国经济增长稳定性的异质性影响。

从回归结果中各变量交互项系数来看，不同类型的odi对我国经济增长质量的影响都不太理想。现阶段，东道国经济水平、odi企业的分支机构数量以及企业的经营应范围，都不能有效增强我国经济增长质量的稳定性。结合现实情况，本文认为，我国有很多跨国企业对外直接投资的目的是为了扩大出口市场，而鲜少看到长远利益，且由于自身经营能力不足等原因，因而对我国经济增长稳定性的贡献度较少。除此主观原因，对外直接投资活动中的不确定因素和风险点等客观因素也非常值得我们的关注。第一，2008年往后的一段时间里，全球金融危机及其时滞效应，引发了海外需求下降，使得我国许多跨国中小企业面临海外经营困难或破产倒闭的风险；第二，理论而言，东道国制定投资审查机制只要公正、透明，就有理由出于安全考虑而拒绝非法投资。但现实情况是，部分发达东道国的投资保护主义正在抬头，我国企业对这些国家进行投资时往往会面临着带有强烈政治色彩的审查。如2008—2009年，中国企业欲收投资购澳大利亚矿企却重重受阻。此外，东道国政府的宏观经济政策调整也会影响我国odi企业对国内经济增长稳定性的贡献。

立足中国实际，我们有必要加入经济增长的可持续性来进一步反映经济增长质量。经济增长的可持续性是指：经济能够保持适度的、稳定的高速增长，并且各主要决定因素能够支撑经济在中长时期内保持平稳高速增长的可能，总之可概括为速度高、运行稳、时间长[29]。本文从对外直接投资的视角，研究odi企业对我国经济增长可持续性的影响。

从各交互项系数来看，对发达国家进行投资的企业、单分支机构odi企业以及贸易销售型odi企业，都能显示出对我国经济增长可持续性的正向作用。而这背后的原因也显而易见，发达东道国良好的创新氛围和市场环境，能有助于各odi企业加快转型升级，提高其市场竞争力，并促进效益改善。微观层面上跨国企业健康发展的能力在不断增强，这是判断经济稳定增长可持续的一个重要标准。另外，本文从企业运营的一些指标上进行猜测，单分支机构odi企业或由于组织简洁性，企业的资金周转循环情况会好于多分支机构odi企业，贸易销售型odi企业的资产负债情况好于研发销售型odi企业，因而能显著提高我国经济增长的可持续性。

(五)对外直接投资影响经济增长质量的原因考察

以上分析了对外直接投资行为对我国经济增长质量的影响，但关于二者之间的作用机制还未进行深入考察。从理论角度讲，对外直接投资企业会在东道国获取、消化知识和技术，并将此转化和利用[30]。本文认为，这种潜在吸收能力和实现吸收能力可以作为企业对外直接投资行为影响经济增长质量的中介变量。具体来说，本文选用人力资本、研发强度作为知识吸收能力，也考虑了外部因素如技术差距对吸收能力的影响，因此构建了包含这三种中介变量的中介效应模型，结果见表8。

表8第(1)列是基准回归模型得到的结果，第(2)～(4)列报告了中介变量对基本自变量进行回归的结果，第(5)～(7)列是将中介变量分别纳入基准回归模型中得到的估计结果，第(8)则是完全考察了所有中介变量的影响。

从表8第(2)～(3)列的系数可知，倍差法估计量odi×time的估计系数均为正，可以解释为对外直接投资行为能提升母国企业的人力资本水平和研发强度，分别能提升0.01和0.1。第(4)列技术差距的估计系数为负，说明企业的对外直接投资行为可以阻碍技术差距的扩大。这是因为我国企业在技术先进的东道国进行投资，除了能取得传统收益，也能获得外溢收益，包括在发达国家设立分支机构来吸引国外高端人才，还可以通过接近创新源、建立研发机构、参与当地技术创新网络等方式模仿、学习东道国的技术。一方面可以让海外子企业跟随东道国企业或科研机构来提升自身的研发水平；另一方面能让国内母公司得到技术信息，全面吸收并提升技术水平，实现缩小技术差距的目标。

表8 odi与经济增长质量的影响机制检验

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；()内数值为纠正异方差后的T值；变量year、region和industry已控制。

表8第(5)～(8)列分别是加入了中介变量后的回归结果。可以看到，人力资本、研发强度的扩大，以及技术差距的缩小，都能够显著提高我国经济增长质量。上文已经分析了企业odi行为会获得外溢获益，那么基于对东道国的知识与技术的引进、吸收和消化，可以引发不同于本地自主创新的二次创新，这是提升我国技术创新能力并提高经济增长质量的重要途经。此外，第(5)～(7)列的odi×time的估计系数值与第(2)列相比，有所下降，初步说明了人力资本、研发强度和技术差距中介效应的存在，再同时加入所有中介变量后，第(8)列odi×time系数进一步下降了，说明人力资本、研发强度、技术差距确实是对外直接投资影响经济增长质量的渠道。

五、结论与启示

面对近年来国际贸易新格局的变幻与国内全面深化改革新要求的提出，中国随之调整和优化开放型经济的发展目标及运行机制，重视推动构建“质量型”经济。本文在构建中国经济增长质量指标评价体系的基础上，从企业层面深入地实证考察了odi对中国质量性经济增长的影响，并同时利用倾向得分匹配的倍差法和中介效应模型，通过企业异质性不同视角进行扩展分析，尝试揭示其背后的影响机制。主要结论有：第一，odi规模的扩增有利于中国发展质量型经济，尤其是利于中国实现经济增长效率及可持续性的提升；第二，odi对经济增长质量的积极作用效果可能存在1年的时滞，这与odi企业获取他国先进技术与管理经验并反馈到国内，进而转化为本土企业的一部分需要缓冲时间有关；第三，异质性检验发现，相比较而言，东道国经济水平、odi企业的分支机构数量以及经营范围都不能有效增强中国经济增长质量的稳定性，但投资发达国家、单分支机构odi和贸易销售型odi对经济增长质量、效率及可持续性均呈现出显著的促进作用；第四，中介效应经验发现，odi规模扩增能提升母国企业的人力资本水平和科技研发强度，并阻碍技术差距的扩大，而且人力资本、研发强度的扩大，以及技术差距的缩小，都能够显著提高我国经济增长质量。

可以看出，本文从微观层面证实了在培育经济增长新动力的当下，中国企业对外直接投资足以助推母国经济的高质量发展，更为重要的是，根据本文的研究结论，我们得到如下政策启示：面对“推动形成全面开放新格局”的现实要求，中国作为深度融入世界经济的主要开放型经济体，应着力优化对外投资结构，实现其由规模扩张型向质量效益型的顺利转变。具体而言，一方面，中国应当陆续出台、完善相关政策以加大odi的力度；鼓励有实力的企业“走出去”，且按照国际市场规则开拓全球市场，保证促发展及防风险齐头并进，提升中国企业的国际化经营水平。另一方面，更要引导企业自身形成独有的竞争新优势，发扬“工匠精神”，加强自主品牌建设，进而培育出一批又强又优的跨国企业，大力提升企业的跨国经营绩效。由于本文研究还发现，东道国的经济发展水平、母国odi企业的分支机构数量和经营范围都会对母国经济增长质量产生明显的异质性影响。因而，为了更好地发挥odi对经济增长质量的促进作用，中国本土企业既需要利用自身特征和特定优势，以结合其战略目标调整完善对外投资决策，也要充分考察东道国的发展状况等差异化特征，避免“跟风式”投资，从而提升企业的核心竞争力，在激烈的国际贸易竞争中挣得关键席位。在借助投资发达国家接近前沿技术、开拓高端国际市场的同时，发挥向发展中国家直接投资以顺利实现寻求低成本要素与疏解产能的目的。此外，考虑到强化企业创新主体地位、激发企业创新活力、提高企业自主研发创新意识是中国向贸易强国、质量大国转变的必由之路。中国政府既要采取措施合理引导、协助企业加大研发经费投入，提高企业创新活动效率，如采取提高研发人员的工资待遇、协调地方企业与中央企业的科技经费投入等；而且政府还应积极实施“人才国际化”战略，既注重推动教育国际化、提高国内办学水平和增强培训人员素质，更要重视完善国内外人才交流机制，推动国内外教育机构、科研产业协会、各大企业间人才的合作沟通。