《中国对“一带一路”国家直接投资与东道国出口产品质量.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《中国对“一带一路”国家直接投资与东道国出口产品质量.docx（11页珍藏版）》请在课桌文档上搜索。
1、第40卷第3期2023年5月经济经纬ECOnOmiCSUrVeyVol.40No.3May2023中国对一带一路国家直接投资与东道国出口产品质量王妍,范爰军（山东大学经济学院，山东济南250100）摘要：基于2008-2020年CEP11-BACI数据库和中国对外直接投资统计公报，采用固定效应模型探究中国对“一带一路国家直接投资对东道国制造业出口产品质量的影响及作用机制.结果表明：（D中国对外直接投资会显著促进一带一路国家制造业出口产品质量升级,在进行了内生性问题处理等稳健性检验后这一结论依然成立，且该促进作用在中低技术产品、劳动密集型产品和同质化产品中更为显著。（2）中国对外直接投资通过提升
2、“一带一路国家产业结构和创新水平而促进其出口产品质量升级，同时“一带一路国家的金融发展、制度质量和确定性程度会加强该促进作用.（3）进一步研究发现，较其他国家从“一带一路国家进口产品的质量而言，中国对一带一路国家直接投资更能显著提高中国从其进口产品的质量，造成这种现象的原因是中国对“一带一路国家直接投资增加了中国与“一带一路国家之间的贸易互补性。关键词：对外直接投资；一带一路国家；制造业；出口产品质量；贸易互补性基金项目：国家社会科学基金重大项目（19ZDA137）作者简介：王妍（1994）,女,辽宁朝阳人，博士研究生，主要从事国际贸易与社会网络研究；范爱军（1955-）,男，山东海阳人，教授
3、，博士生导师，主要从事国际贸易理论与政策研究.中图分类号:F740文献标识码:A文章编号:1006-1096（2023）03-0066-11收稿日期:2022-10-07888888888888888888888888888888888888888888888888882013年，习近平主席提出和沿线国家共建一带一路”的重大倡议。一带一路”倡议是中国提供给世界的公共产品，坚持共商共建和共享”原则，旨在促进全球共同繁荣。为促进“一带一路”倡议稳步且高质量的发展，中国不断加大对外开放力度，带动中国企业在“一带一路沿线国家进行投资。2020年，中国对一带一路国家投资流量达238.16亿美元,较201
4、3年增长了48.67%。作为一带一路”的倡导国和对外直接投资大国，中国对外直接投资规模的平稳增长，带动了中国出口贸易高质量发展与此同时,作为中国对外直接投资的东道国，一带一路国家是否也共享了中国对其直接投资所带来的经济效应呢？这是一个备受关注且意义重大的问题。如果答案是肯定的,不仅是对中国威胁论等论断的有力反击,而且是“一带一路倡议”共赢和多赢”的有力证明。部分学者已经就一带一路国家的产业结构和生产率等方面展开了研究（贾妮莎等，2019）,但是目前尚未有文献以出口产品质量为切入点，研究中国对一带一路国家直接投资对“一带一路东道国制造业出口产品质量的影响。而出口产品的质量水平是一个国家经济发展的
5、重要标志，也是一国在国际市场上竞争力的重要体现，尤其是制造业的出口产品质量更具代表性（余淼杰等,2017;钱学锋等,2022）.因此,本文基于20082020年Ill个一带一路国家4000余种制造业产品数据册究中国对“一带一路”国家直接投资对东道国制造业出口产品质量的影响，并在此基础上进一步研究中国对外直接投资对一带一路”国家出口产品质量的促进作用是否因进口国是中国或其他国家而有所差异，若存在差异，继续探究形成这一差异的原因。与已有文献相比，本文可能的边际贡献如下：第一,在研究视角方面，本文基于一带一路”背景,从中国对外直接投资出发，立足于“一带一路国家制造业出口产品质量,深入探究中国对“一带
6、一路国家直接投资对制造业出口产品质量的影响及其作用渠道和调节效应，为一带一路”倡议促进沿线国家制造业高质量发展提供新的经验证据。第二，在内容拓展方面，研究发现较其他国家从“一带一路国家进口产品的质量而言，中国对外直接投资更能显著提高中国从其进口产品的质量，且造成这种现象的原因是中国对“一带一路”国家直接投资增加了中国和“一带一路国家之间的贸易互补性,不仅丰富了对外直接投资与进口产品质量的相关研究,还深入诠释了“一带一路倡议协同发展和互利共赢”的理念。一、文献综述和理论机制分析（一）文献回顾与本文相关的一类文献是中国对外直接投资的经济效应o大部分学者关注了中国对外直接投资对中国宏微观经济发展的影
7、响，相关文献较丰富且研究所涉及范围甚广。赵云鹏等（2018）基于2004-2013年中国各省份对外直接投资与产业结构数据，发现中国对外直接投资会促进产业结构升级。顾雪松等（2016）研究发现中国对东道国的直接投资对出口具有创造效应。Chen等（2014）利用中国企业对外直接投资数据，发现中国企业对外直接投资会提高企业的生产率;CoZZa等（2015）基于中国企业对欧洲发达国家的对外直接投资数据，进一步验证了上述结论。Fu等（2018）发现中国企业对外直接投资促进了企业创新绩效的提升，且对发达国家投资是后发企业克服内部资源约束和赶超前沿技术的有效途径。中国对外直接投资对东道国影响的文献相对匮乏，
8、为数不多的研究一方面主要探究中国对一带一路国家投资对“一带一路国家生产率的影响，例如，Razzaq等（2021）发现中国对外直接投资会提高一带一路”东道国的生产率。另一方面主要探讨中国对外直接投资是否会促进一带一路国家产业结构升级和全球价值链地位提升,其中贾妮莎等（2019）和彭澎等（2018）分别通过经验数据得到肯定结论。但目前尚未有文献探究中国对一带一路国家直接投资对东道国出口产品质量的作用。与本文相关的另一类文献则是出口产品质量影响因素的研究。已有研究发现出口产品质量的影响因素主要包括制度质量、全球价值链和区域贸易协定等。其一,制度质量。FarUq（2011）发现更好的制度质量会提升出口
9、产品质量;Lin等（2021）对2000-2011年中国企业微观数据的研究得到了类似结论。其二，全球价值链。NdUbUiSi等（2021）利用122个国家产品层面的出口数据,发现全球价值链参与度对出口产品质量有正向影响。其三，区域贸易协定。Sun（2021）发现区域贸易协定质量会促进中国企业对“一带一路国家出口产品质量的升级。以上文献对本文控制变量的选取和影响机制的分析提供了思路。从出口产品质量的角度看，与本文联系最为紧密的是，一国外商直接投资对出口产品质量的作用，如李坤望等（2013）利用中国1999-2007年产品层面的贸易数据,对外商直接投资与中国出口产品质量之间的关系进行了研究。本文与
10、其主要区别在于:首先,研究对象上的差异。相关文章多以中国出口产品质量为研究对象,而本文是在“一带一路”背景下,探究来自中国的外商直接投资对一带一路国家制造业出口产品质量的影响。其次,研究意义上的不同。本文不仅研究如何促进一国出口产品质量升级，也是中国对外直接投资促进“一带一路国家制造业发展的证明,更是“一带一路”倡议所倡导的共享原则的新经验证据。（二）理论机制分析与假说提出为厘清中国对“一带一路国家直接投资对“一带一路国家制造业出口产品质量升级的作用机制,本文从影响渠道和调节效应两个角度分别论述并提出相应假说O1.影响渠道本文认为中国对“一带一路国家直接投资会促进“一带一路国家产业结构升级和创
11、新水平提升,进而促进其制造业出口产品质量升级。第一，产业结构机制。大量研究表明中国对外直接投资会促进“一带一路东道国产业结构升级。贾妮莎等（2019）基于一带一路”背景，通过数理模型和实证检验发现，中国对一带一路国家直接投资会通过技术溢出、要素供给和生产率效应推动沿线东道国产业结构升级。王晖等（2022）通过空间杜宾模型再次验证了上述结论进一步地,产业结构升级对出口产品质量的促进作用则主要体现在以下方面：一方面，一国的产业结构升级有助于该国生产要素从低效率行业流动到高效率行业，从低附加值行业流动到高附加值行业，提高整体生产效率并实现资源合理配置，从而提升其出口产品质量；另一方面，产业结构升级有
12、助于先进生产技术对落后生产技术的替代，提高产品的技术复杂度，进而促进该国出口产品质量升级。因此,本文提出如下假说：假说1:中国对一带一路国家直接投资会促进东道国产业结构升级,进而提升其制造业出口产品质量。第二,创新水平机制。中国对外直接投资会激发一带一路”东道国的创新能力，这是因为,作为对外直接投资的主体之一，东道国既得益于对外直接投资带来的技术溢出效应，也受压于对外直接投资带来的贸易竞争效应，但是这两种效应都会在一定程度上促进其创新水平提升。其中，技术溢出效应使一带一路东道国学习并掌握先进知识和技术，进一步创新本国生产技术o贸易竞争效应则迫使东道国更加注重本国的自主创新，具体而言，为逃避贸易
13、竞争，促进产品差异化和产品质量化,该国会加大人才培育力度和研发资金投入以提升其创新水平（诸竹君等，2022）。除此之外，对外直接投资在一定程度上缓解了东道国的资金约束，使其将更多的资金用于高端技术的创新研究（张杰等,2012）,故而其创新水平提升创新是拉动出口产品质量升级的主要动力之一。例如，曲如晓等（2019）基于质量异质模型,采用2007-2016年中国制造业细分行业数据，发现中国自主创新会促进制造业出口产品质量升级；宋跃刚等（2020）通过对中国工业企业和海关进出口匹配数据的研究也支持这一结论O因此，本文提出如下假说：假说2:中国对“一带一路国家直接投资会提高东道国创新水平,进而提升其制
14、造业出口产品质量。2.调节效应中国对外直接投资要想充分发挥对“一带一路国家制造业出口产品质量升级的促进作用，其重要前提是“一带一路国家要拥有良好的经济环境和社会环境，例如高水平的金融发展和制度质量，以及较低的不确定性。一方面，一带一路国家的金融发展水平越高、制度质量越好且不确定性越低,越能降低契约执行成本并减少风险，有效保护投资者的权益，这有利于促进投资企业的发展，增加投资企业的收益，进而越能吸引中国投资者对其进行投资。另一方面，一带一路国家的金融发展水平在一定程度上反映了该国的金融效率，而金融效率越高，该国越能有效运用外来资金，缓解本国融资约束，促进研发创新（张杰等,2012）,进而提升制造
15、业出口产品质量o“一带一路”国家良好的制度安排，不仅可提高本国企业的创新意识,还会促使政府为本国处于创新初期、需要大量资金的企业提供政策支持和政府补贴等，而创新补贴政策会促进企业技术创新（贺炎林等,2022）,故而提高出口产品质量。一带一路国家较低的不确定性使政府以大力发展经济为目标，促进产业结构升级，同时使企业生产的可变成本减低,推动制造业的高质量发展。因此,本文提出如下假说：假说3:一带一路国家金融发展水平、制度质量水平和确定性程度会影响中国对“一带一路国家直接投资对东道国制造业出口产品质量升级的促进作用。二、研究设计和数据说明（一）计量模型设定为探究中国对“一带一路国家直接投资对“一带一
16、路国家制造业出口产品质量的影响，本文设定如下基准模型：QUaIity依=+OFDIft+Ctrljt+t+t+lkt（1）式（1）中,i、k和t分别表示国家、产品和时间,内、k和,分别表示国家固定效应、产品固定效应和时间固定效应后依则代表随机扰动项。Qualityikt表示一带一路国家中的i国k产品在t年的出口产品质量,OFDIlt是本文的核心解释变量，为t年中国对i国的对外直接投资,Ctrllt为i国国家层面的控制变量。（二）变量选取1 .被解释变量:制造业出口产品质量（QUality）借鉴KhandeIWaI（2010）和杨勇等（2020）的事后推算法,本文依次测算Ill个一带一路国家20
17、08-2020年4000余种制造业产品的出口产品质量,具体算法如下：将产品质量纳入CES效用函数，假设效用函数为如下形式：（2）其中，Uj为进口国j的效用，k为一种产品,入k为产品质量Ek为产品消费量，。（。1）为不同产品之间的替代弹性该效用函数所对应的价格指数如式（3）所示：根据消费者效用最大化,t年进口国j对来自出口国i关于产品k的需求量qijk,可表示为：（4）式（4）中,Yjt表示进口国j的总收入,ijkt和pijkt分别表示t年国家i出口到国家j的产品k的质量和价格。对式（4）两边同时取对数：Inqljkt=（O-I）InAkolnpijkt+InYjt-InPjt（5）令jt=In
18、Yjt-InPjt,ijlrt=（。-I）InAjkt,即得到式（6）:Inqljkt=-lnpjkt+jt+ijlct（6）在对式（6）回归的过程中，通过进口国-时间虚拟变量来控制国家和时间固定效应，由于是对每个出口国、每个HS编码分别回归，这种出口国-产品层面的回归天然地控制了出口国和产品属性（杨勇等，2020）。通过计算得到Qualityijkt=Iniijkt=Mkt/（。T），在此基础上进行标准化处理,并对标准化后的出口产品质量数据取平均值,进而得到Ill个一带一路国家关于时间-出口国-产品层面的数据，即Qualitylkte2 .核心解释变量:中国对“一带一路国家直接投资（C）FD
19、D本文用中国对一带一路沿线各国投资的存量占该国GDP的比重来表示中国对“一带一路国家投资的水平。3 .控制变量借鉴杨勇等（2020）和Ndubuisi等（2021）的研究,本文选取如下控制变量:（1）人力资本（HC）,通常一国人力资本水平越高,研发创新能力越强,越有利于该国出口产品质量升级，以一国15-64岁人口占总人口的比重来表示；（2）城镇化进程（Urba）,一国的城镇化发展较快会促进产业结构升级并推动技术进步，进而提升其产品质量，以一国的城镇人口占总人口的比例来表示；（3）经济发展水平（GDP）,通常一国的经济发展水平越高，该国的金融发展水平和制度质量水平也相对较高，会促进其出口产品质量
20、升级，以一国国内生产总值来表示；（4）对外开放程度（Open）,一国在对外开放过程中，其他国家的高标准要求会促使该国不断提高本国的产品质量，以一国的货物和服务的进出口总额占GDP的比重来表示；（5）政府支出水平（Con-sump）,通常政府支出水平越高，表明该国政府资金相对充足，越有能力支持本国的创新研究，以一般政府消费支出占GDP的比重来表示；（6）全球价值链参与度（GVCP）,一国参与全球价值链的程度越深，越有利于该国学习其他国家的先进技术,专注于核心技术研发,进而提升其出口质量，以一国中间品出口额占总出口额的比例来表示。（三）数据说明与处理根据数据的可得性,本文选取与中国签署共建一带一路
21、”合作文件的Ill个沿线国家3为研究对象。计算20082020年一带一路国家4000余种制造业出口产品质量的数据来自CEPII-BAQ数据库。借鉴唐宜红等（2018）的做法,将ISICRev.3的制造业行业的代码与CEP11-BACI数据库的HS02的6位编码数据匹配，以确定制造业的HS编码。中国对外直接投资数据来自中国对外直接投资统计公报，全球价值链参与度（GVCP）数据来自UNComtrade数据库,其余控制变量数据来自世界银行WDl数据库。本文对非比例变量做对数处理，同时为减少异常值的影响，对变量进行缩尾处理。三、模型结果分析（一）基准回归表1报告了中国对“一带一路国家直接投资对制造业出
22、口产品质量影响的基准回归结果。歹!1（1）是核心解释变量中国对一带一路国家投资（C）FDI）对“一带一路国家制造业出口产品质量（QUality）影响的回归结果。歹!1（2）至（7）是在列（1）的基础上逐步加入“一带一路国家的人力资本（HC）、城镇化进程（Urba）、经济发展水平（GDP）、对外开放程度（Open）.政府支出水平（Consump）和全球价值链参与程度（GVCP）等控制变量，以进一步检验中国对“一带一路国家投资对其制造业出口产品质量的作用。由表1可知,列（1）中OFDl的符号为正,且在1%的显著性水平上通过了检验,列（2）至（7）逐步加入控制变量后QFDl均通过了1%的显著性检验,
23、且符号为正,这表明中国对“一带一路国家投资会正向促进“一带一路国家制造业出口产品质量的升级。同时在逐步加入控制变量的过程中，各控制变量一直显著为正，与预期结果一致。表1基准回归结果变生(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)OFDI0.02490.027,0.027,o0.021,m0.029E0.037E0.037,m(10.44)(10.63)(10.85)(8.15)(9.20)(11.45)(11.19)0.032-0.024o0.012,0.043E0.048-0.046(18.26)(11.51)(5.37)(18.00)(18.84)(17.73)Urba0.020o0.018
24、,0.009E0.036E0.039*(9.92)(8.70)(4.53)(16.52)(17.87)GDP0.006-0.005-0.005w0.005(19.87)(17.13)(16.13)(16.29)0.00420.0050.004(23.00)(24.31)(22.38)Consump0.0202(9.78)0.023(10.62)GVCP0.003”(6.34)时间固定效应是是是是是是是国家固定效应是是是是是是是产品固定效应是是是是是是是常数项0.448-0.4250.418o0.285,0.278-0.259E0.254*(6900.45)(354.78)(311.76)(41
25、.84)(38.41)(34.92)(34.02)N1349429132435313103911283781124143812079311184574R20.0230.0230.0230.0230.0240.0230.023注：*、*和*分别表示在10S,5$和1$的水平上显著,括号内为t值C下同（二）稳健性检验1.内生性问题处理考虑到中国对“一带一路”国家投资和“一带一路”国家制造业出口产品质量之间可能存在双向因果关系，本文选取如下变量作为中国对“一带一路”国家直接投资OFDI的工具变量：第一，按照惯例做法，采用中国对“一带一路”国家投资的滞后一期（L.OFDI）作为工具变量，其原因在于滞后
26、一期的中国对外直接投资和当期投资具有一定的相关性，且很难受到当期“一带一路”国家出口产品质量的影响。第二，借鉴王培志等（2020）的做法，选取中国与“一带一路”国家之间是否有双边投资协定（BlT）作为工具变量。若中国和“一带一路”国家签订了双边投资协定，中国对其投资可能会增多，但是双边投资协定是两国政府所做的决定，受“一带一路”国家出口产品质量的影响较小。数据来自中华人民共和国商务部网站，以协议生效时间为准.在协议生效前BIT变量为0,生效年份及之后BIT等于Ie第三，基于政治互信因素，采用中国和“一带一路”国家每年的高层领导互访次数（ViSit）作为工具变量。从相关性角度看,高层领导互访会促
27、进中国对外直接投资（闫雪凌等，2019）；从外生性角度看，“一带一路”国家出口产品质量和高层领导互访频率无关。高层领导互访数据来自中华人民共和国外交部网站。首先，对上述三个变量作为中国对“一带一路”国家直接投资OFDI的工具变量的有效性和合理性分别进行检验，检验结果如表2列1（1）至列（3）所示。其中，AndersonCanoncorr.LM统计量均拒绝了“存在识别不足”的原假设：Cragg-DOnaIdWaldF统计量远大于St。Ck-Yog。检验在10$水平下的临界值16.38,拒绝了“工具变量与内生解释变量相关性较低”的原假设，故而采用上述工具变量是相对合理且有效的。其次，根据表2的回归
28、结果.OFDI均通过了显著性检验，符号仍为正.与基准回归结果一致，证明基准模型具有一定的稳健性。4 .更换核心解释变量本文以中国对“一带一路”国家投资的流量占“一带一路国家GDP的比重，记作OFDLfIoW.作为核心解释变量的替代变量再进行回归，数据来自中国对外直接投资统计公报。回归结果如表3列（1）所示，OFDLfIow在1%的水平上对制造业出口产品质量升级具有显著的促进作用.进一步证明了基准回归模型的稳健性。5 .更换被解释变量HUmmeIS等（2005）提出产品单位价值可近似代替产品质量。因此本文以“一带一路”国家制造业产品层面的平均价格（InP）替换被解释变量QUality,对基准模型
29、重新回归，结果如表3歹I（2）所示。在更换被解释变量后，0FDl仍然显著为正，说明中国对外直接投资确实会促进“一带一路”国家制造业出口产品质量升级。表2稳健性检验：内生性问题处理变量L.OFDI(1)BIT(2)Visit(3)0.0521.854,*0.971(13.84)(2.39)(9.49)控制变景是是是时间固定效应是是是国家固定效应是是是产品固定效应是是是0.2530.9450.609常数项(29.55)(3.19)(15.36)Andersoncanon,corr.LM统计量7.9e+0525.0591214.721Cragg-DonaldWaldF统计量3.8e+0625.059
30、1216.067N109320311845741184574表3其他稳健性检验更换核心解释变量更换被解释变量考虑金融危机影响改变样本范围(1)(2)(3)(4)OFDIflow0.091-(6.33)0.703-0.067o0.048-OFDl(4.71)(16.81)(16.35)控制变量是是是是时间固定效应是是是是国家固定效应是是是是产品固定效应是是是是0.21OE-6.733-0.267o0.131*吊SX%(26.78)(-19.92)(29.64)(13.70)N104775511825051015003798626R20.0210.0060.0220.0246 .考虑金融危机影响金
31、融危机会给各国经济发展带来巨大的冲击，不仅会影响中国对“一带一路”国家的对外直接投资，还会影响“一带一路”国家的资金利用效率。为减弱2008年金融危机对中国对外直接投资的出口产品质量升级效应的影响,本文剔除2008年和2009年数据，回归结果如表3歹J(3)所示,OFDI的符号和显著性均未发生改变，表明模型具有稳健性。7 .改变样本范围“一带一路”倡议的稳步推行使“一带一路”国家迅猛增加，考虑到各国的加入时间不同，可能会影响基准回归的结果。故而本文以最初加入“一带一路”的64个国家为样本，回归结果如表3歹(J(4)所示，在更改样本范围后，核心解释变量OFDI仍然显著为正，证明了模型具有稳健性。
32、(三)机制分析1 .影响渠道为了检验前文影响渠道的理论分析是否成立.本文借鉴江艇(2022)的做法，构建两步法模型.即在式(D的基础上对式进行回归。MediUma1+j51OFDllt+r1Ctrllt+l+jtzk+/t+k(7)式中,Medium,分别代表“一带一路”国家中i国的产业结构和创新水平。其中.产业结构(Up-grade),以i国非农业增加值占GDP的比重表示；创新水平(RD),以i国研发投入费用占GDP的比重来表示，二者数据均来自世界银行WDI数据库。表4汇报了影响渠道的回归结果。根据表4列(1),核心解释变量OFDI符号为正且通过了显著性检验.说明中国对“一带一路”国家投资会
33、促进其产业结构升级。进一步.前文的理论分析已表明“一带一路”国家产业结构升级对本国制造业出口产品质量提升具有正向促进作用。说明“一带一路”国家产业结构水平确实是中国对外直接投资影响“一带一路”东道国出口产品质量的机制，假说1成立。同理，根据表4列(2),OFDI的符号显著为正，表明中国对“一带一路”国家投资会提升其创新水平，而前文的机制分析已充分论述了创新水平对出口产品质量升级的促进作用，假说2成立。表4影响渠道检骁产业结构渠道创新水平渠道变量UpgradeRD(1)(2)OFDI0.0071.344(2.59)(42.86)控制变量是是时间固定效应是是国家固定效应是是产品固定效应是是常数-0
34、.156*-12.557(-27.42)(-163.33)N1162818792707R20.2410.2442 .调节效应根据前文调节效应的理论分析.本文通过式(8)检验金融发展水平、制度质量水平和确定性程度是否能影响中国对外直接投资对“一带一路”东道国制造业出口产品质量的促进作用，式(8)的具体形式如下：QUalitykt=?+取M,IOFDI11+z?Mlt+2OFDIit+2Ctrllt+zi+jizk+jut+eR(8)式(8)中，M：XOFDLt为调节变量和中国对外直接投资的交乘项，M：分别表示“一带一路”国家的金融发展水平(FinanC%)、制度质量水平(InStitUit)和不
35、确定性程度(WULt)。其中,金融发展水平(FinanCe制,以i国金融深度、效率、稳定性和银行系统规模的复合变量来表示，数据来自世界银行WDI数据库；制度质量水平(InStitu,t),用i国的监管质量水平来衡量，数据来自世界银行WGl数据库；不确定性程度(WUIt),以i国的世界不确定指数来表示，数据来自WorldUncertaintyIndex网站。同时为减少共线性问题，对核心解释变量和调节变量进行中心化处理。调节效应的回归结果如表5所示。由表5歹!(1)可知,在基准回归中加入OFDIXFinance和Finance后，OFDI的符号仍显著为正，Finance和OFDIXFinance的
36、符号为正，通过了1%水平的显著性检验，表明“一带一路”国家的金融发展水平会促进本国的制造业出口产品质量升级，同时该变量会加强中国对外直接投资对其制造业出口产品质量升级的促进作用，验证了金融发展水平的调节效应是显著存在的。同理，表5歹U(2)结果显示，0FDlXInstitu显著为正，验证了制度质量水平的调节效应的存在。表5歹I(3)结果显示,WUIOFDI和WUI的符号均显著为负，表明不确定性不仅会阻碍制造业出口产品质量的升级，也会阻碍中国对外直接投资对“一带一路”东道国的出口产品质量升级的促进作用，验证了不确定性的调节效应是显著的。表5调节效应检骁变量金融发展水平(1)制度质量水平不确定性程
37、度(3)OFDIFinance1.4059(22.66)Finance0.02104(27.57)OFDIInstitu0.013*(5.12)Institu0.001(13.83)OFDlWUI-1.151*(-10.94)WUI-0.002(-3.50)OFDI0.0400.036*0.031*(12.10)(10.28)(9.33)控制变量是是是时间固定效应是是是国家固定效应是是是产品固定效应是是是常数项0.292*m(35.18)0.231*(29.81)0.245(31.69)N96872811845741125477R20.0220.0230.022四、异质性分析及扩展研究（一）异
38、质性分析1 .技术水平不同技术水平的制造业产品对自主创新的要求不同.这可能导致其出口产品质量对中国对外直接投资变化的敏感性不同。本文根据UIBEGVCIndex数据库对ISICRev.3行业技术水平的划分，将制造业产品分为中低技术制造业产品和高技术制造业产品奥,并分别进行回归。由表6列（1）和列（2）可知，OFDI的符号均显著为正，进一步采用费舍尔组合检验方法对组间系数差异进行检验，结果显示OFDI的经验p值为0.005.在1舟的水平上显著，表明OFDI系数在两组数据间存在显著差异。其中，在中低技术产品中OFDI的系数值为0.050,大于在高技术产品中的0.026o说明中国对外直接投资对中低技
39、术制造业产品的促进作用大于对高技术制造业产品的促进作用。究其原因：中低技术制造业产品受中国对外直接投资的技术溢出效应的影响较大，加之其具有一定的“后发优势”，可以借助中国对外直接投资快速发展.而高技术制造业出口产品质量升级则更多地依靠本国的自主研发能力和创新水平。2 .要素密集度不同的制造业产品中所包含的知识、资本和劳动等要素不同，其出口产品质量受中国对外直接投资的影响可能也不尽相同。本文借鉴张亚斌等（2015）对制造业的分类方法，将制造业产品分为两类：资本知识密集型制造业产品（非劳动密集型制造业产品）和劳动密集型制造业产品,并分别进行回归。根据表6歹（J（3）和列（4）,OFDI在两组回归中
40、均显著为正.且经验p值为O.OOO,说明OFDI系数在两组数据间存在差异。在资本知识密集型制造业产品中，OFDI的系数值为0.030,而在劳动密集型制造业产品中该系数值为0.052.说明中国对外直接投资对“一带一路”国家劳动密集型出口产品质量升级的促进作用更大。可能的原因是较劳动密集型制造业产品而言，资本知识密集型产品更为复杂，其出口质量的提升更大程度地依赖于东道国的金融发展水平和知识吸收能力。表6异质性检验变量技术水平要素密集度差异化程度中低技术（1）高技术（2）资本和知识（3）劳动（4）同质化（5）差异化（6）OFDI0.050-0.0260.030-0.052400.048,*0.030
41、(10.10)(5.89)(8.07)(7.13)(9.31)(6.97)控制变量是是是是是是时间固定效应是是是是是是国家固定效应是是是是是是产品固定效应是是是是是是常数项0.2500.255*0.25520.2320.257w*0.251-(23.14)(24.76)(30.56)(14.53)(22.72)(25.36)N542141642433871493313081482817701757R20.0260.0210.0200.0340.0240.023经验P值0.005-0.OOO一0.050“3 .差异化程度考虑到中国对外直接投资对“一带一路”国家制造业出口产品质量的作用可能会因为产
42、品差异化程度而存在异质性，本文根据李小平等（2015）的做法，按严格区分标准将制造业产品分为同质化产品和差异化产品衣,并分别进行回归，回归结果如表6列和列（6）所示。OFDI的符号显著为正，且其经验p值为0.050,说明OFDI系数确实在两组间存在显著差异。OFDI在差异化产品中的系数值为0.030.小于在同质化产品中的系数值0048o这可能是因为较差异化产品而言，同质化产品的技术含量相对较低，其本身的出口产品质量也相对较低，导致“一带一路”东道国制造业同质化产品的出口质量更容易在中国对外直接投资的作用下实现升级。（二）拓展研究：中国对外直接投资与中国进口产品质量作为“一带一路”倡议的主导国、
43、对“一带一路”国家投资的母国和“一带一路”国家制造业产品的进口国，中国在国际经济交往中肩负多重身份。那么中国对“一带一路”国家直接投资对中国从“一带一路”国家进口的产品质量和其他国家从“一带一路”国家进口的产品质量的影响效果是否存在差异呢？如果二者有73所差异，造成这种差异的原因是什么呢？为了回答这两个问题，本文将前文计算出来的Qualityljkt重新进行处理,首先将进口国J为中国的数据全部提取出来,即得到China-QUality田；其次将剩余数据按照前文方法取平均值，即得到Other-Qualitylkt,并分别与核心解释变量和控制变量数据匹配,然后进行回归.回归结果如表7歹IJ（I）和
44、列（2）所示。根据列（1）和列（2）,核心解释变量OFDI均显著为正,进一步费舍尔组合检验方法的结果显示，OFDI的经验P值为0.000,在瑞的水平上显著，说明OFDI系数确实在两组间存在差异。其中，OFDI在进口国为中国时的系数值0.501,明显高于进口国为其他国家时的0.150o表明相较其他国家而言，中国对“一带一路”国家投资对中国从“一带一路”国家进口的制造业产品质量的促进作用更大。本文认为之所以存在上述差异，是因为中国对外直接投资增加了中国和“一带一路”国家制造业贸易的互补性，而这种贸易互补性会促进中国从“一带一路”国家进口的制造业产品质量升级。该传导机制能够发挥作用主要依赖垂直型OFDI,垂直型OFDI是指跨国公司按照成本优势布局，将东道国具有成本优势的工序布局到东道国，而将母国具有优势的工序继续保留在国内（HelPrnarl,1984；毛海欧等，2019）。中国对“一带一路”国家直接投资一方面使各自具有比较优势的工序更加专业化，另一方面增加中国对“一带一路”国家的中间品出口，因此中国对外直接投资会增加中国和“一带一路”国家之间的贸易互补性.而且“一带一路”倡议的稳步推行会强化中国对外直接投资的贸易互补性效应（毛海欧等，2019）。另外，中国和“一带一路”国家制造业贸易互补性的增加促进了二者间制造业贸易的大力发展，随着中国国内
