双向FDI协调发展促进了中国经济高质量发展吗.pdf

双向 作为国际资本流动的重要形式，是一国提升经济发展质量的重要渠道。对 年中国 个省（区、市）的双向 协调发展与经济高质量发展水平进行测度，进而运用中介效应模型检验双向 协调发展对中国经济高质量发展的影响机理。研究结果表明：双向 协调发展显著促进了中国经济高质量发展，但具有区域异质性和阶段差异性；从区域分布来看，东部、中部地区的双向 协调发展对经济高质量发展的促进作用明显大于西部地区；从时间趋势来看，年、年的双向 协调发展对中国经济高质量发展分别起到了抑制与促进作用；双向 协调发展主要通过技术溢出扩散、产业结构优化和人力资本提升等效应机制来促进中国经济高质量发展。关键词：双向 ；协调发展；经济高质量发展；中介效应作者简介：仇怡，湖南科技大学商学院教授，博士生导师，湖南省高校哲学社会科学重点研究基地“产业经济高质量发展研究中心”负责人（湖南 湘潭 ）胡慧，湖南科技大学商学院博士研究生（湖南 湘潭 ）一、引言和综述改革开放四十余年来，中国“引进来”和“走出去”成效显著。联合国贸发会议（）世界投资报告 统计数据显示，中国吸引外商直接投资（）与进行对外直接投资（）均呈稳定增长趋势（见图）。年中国 、流量规模同创历史新高，分别占全球的 、，均位列全球第一。截至 年底，中国 、存量分别占全球的、，位列全球第二、第三。由此可见，中国双向直接投资（以下简称双向 ）流量和存量同步发展之势日趋明显，但其能否实现相互协调、互相促进的发展格局，进而推动中国技术进步和经济高质量发展，值得深入思考和探究。党的十九届五中全会提出，积极促进内需和外需、进口与出口，引进外资和对外投资协调发展，促进国际收支基本平衡。“十四五”规划纲要指出，提高国际双向直接投资水平，坚持引进来和走出去并重，协调发展外商直接投资和对外直接投资。可见，中国的双向 协调发展肩负着建设更高水平开放型经济新体系和推动质量强国建设的重要任务。目前，世界正面临百年未有之大变局，面对新冠肺炎疫情在全球持续蔓延和中国构建“双循环”新发展格局的时代背景，如何调整双向 模式，完善双向 相关政策，使其处于协调发展状态，对中国经济实现高质量发展具有重要意义。基金项目：湖南省社会科学基金“学术湖南”精品培育项目“双循环新格局下产业和贸易政策协调发展的机制与路径研究”（）国际直接投资阶段理论认为，一国双向 发展与其经济发展水平密切相关，当一国经济发展水平比较落后时，发展进程快于 ，随着经济发展水平的提升，发展进程逐步加快，逐渐与 同步发展。我国双向 发展历程也基本符合这一规律，目前正处于 和 并重发展阶段。因此，和 的协调发展是指中国在“引进外资”和“对外投资”的过程中，充分利用国内国外两个市场、国内国际两个循环实现 与 内在要素之间的和谐一致、互为补充的良性融合关系。由于双向 协调发展分为数量型协调发展和质量型协调发展，但两者在机理关系上没有实质性改变，故本文主要关注 与 规模数量的内在统一，这也是现有研究中主要采用的观点 。图中国双向 发展规模（年）数据来源：数据库梳理国内外相关文献，双向 协调发展与经济高质量发展的研究主要集中在以下三方面。（）关于双向 的研究。学者们主要从双向 的互动关系、影响因素及影响效应等方面进行研究。首先，从双向 互动关系来看，一部分学者指出两者之间存在相互促进的关系，另一部分学者则认为两者之间存在相互替代的关系；其次，从双向 的影响因素来看，人力资本存量、政府宏观调控、基础设施水平、金融发展水平等均会对双向 的发展产生影响；最后，从双向 的影响效应来看，学者们重点考察了其对经济增长、技术进步、产业结构升级和绿色发展等的影响，并发现双向 具有明显的经济增长效应、技术溢出效应、产业结构效应和环境提升效应 等。（）关于经济高质量发展的研究。就经济高质量发展的内涵而言，学术界有两类理解，一类是狭义理解，即认为经济高质量发展是指经济增长的效率，如增加值率和绿色全要素生产率等 。另一类是广义理解，即认为经济高质量发展是经济增长数量发展到一定程度的结果，它可通过多维度的指标体系来衡量，代表性的学者有 （）、（）等 。随着中国经济进入高质量发展阶段以后，学术界对其进行了积极探讨，且大部分学者都认为经济高质量发展是满足人民美好生活需要的发展，是涵盖“创新、协调、绿色、开放和共享”的发展 。（）关于双向 协调发展与经济高质量发展关系的研究。目前，这方面的文献较少，学术界大多从 或 单一视角对其进行研究。首先，从 对经济高质量发展的影响来看，主要有两种观点：一是 对经济增长质量影响为正即促进了经济高质量发展，且各 质量特征对经济高质量发展的影响存在一定差异；二是 对经济增长质量影响为负即抑制了经济高质量发展。其次，从 对经济高质量发展的影响来看，学术界没有给出统一结论。有的学者认为 有利于促进中国经济高质量发展，有的学者则指出 技术溢出对经济增长质量的作用受金融发展水平影响，当金融发展水平较低时，其促进作用不明显，当金融发展水平较高时，其促进作用十分显著。最后，从双向 对经济高质量发展的影响来看，田素华等通过分析发现双向 有序发展能促进中国经济高质量增长。汪丽娟等的研究表明中国与 国家的双向 对中国经济增长质量的提高产生技术溢出效应。综上所述，国内外关于双向 、经济高质量发展的研究成果比较丰富，但关于两者关系的研究很少，年湖南师范大学社会科学学报第期有待在系统探索和深入研究的基础上进行分析。而且，已有文献大多将 与 分开来进行考察，较少关注到两者之间的互动关系，更少从双向 协调发展视角研究其对经济高质量发展的影响。因此，本文在已有文献的基础上，将 和 纳入同一框架，采用因子分析法构建经济高质量发展综合指数，进而探讨双向 协调发展对中国经济高质量发展的影响效应，主要边际贡献有：（）构建双向 协调发展与经济高质量发展的计量经济模型，研讨双向 协调发展对我国经济高质量发展的影响效果，并进行异质性分析；（）运用中介效应模型，分别从技术溢出扩散效应、产业结构优化效应和人力资本提升效应三方面检验双向 协调发展对中国经济高质量发展的作用机制。二、影响机理在开放经济条件下，双向 对一国经济发展具有重要影响。与 的投资流向相反，所承载的功能各不相同，可能会导致要素之间的相互制约或相互促进，故只有两者协调发展时才会促进经济高质量发展。若 过大、过小则会导致技术依赖和产能过剩，进而抑制国内自主创新和降低资源利用效率，不利于其经济质量发展；若 过大、过小，则会造成国内资金短缺、制造业“产业空心化”等问题，进而影响产业结构升级和经济质量发展进程。因此，本文分别从 、及双向 视角阐释双向 协调发展通过促进技术进步、优化产业结构和提高人力资本水平等途径来促进经济高质量发展，具体如图所示。图双向 协调发展对经济高质量发展的影响机理（一）技术溢出扩散效应已有研究表明，双向 是一国获取技术溢出，实现技术进步和经济增长方式转变的重要途径。首先，通过技术溢出扩散效应推动东道国技术进步，进而促进东道国经济质量发展。一方面，跨国企业到东道国进行投资，为确保竞争优势一般会同时加大研发投入，对东道国企业产生示范效应和竞争效应，将促使本土企业加大研发力度进而推动技术进步和经济高质量发展；另一方面，为更好地融入东道国市场，跨国企业在与东道国企业合作的过程中，通过主动或外溢的方式使东道国企业获得更多先进技术，进而促进东道国经济高质量发展。其次，通过逆向技术溢出提升母国经济增长效益和质量。比如，在海外建立或兼并的跨国子公司和设立的研发中心等，可以通过研发成果反馈机制、研发费用分摊机制和逆向技术转移机制等产生逆向技术溢出，进而促进母国技术进步和经济质量提高。此外，大型跨国企业对外投资的成功案例也会为国内其他企业带来示范效应，带动更多企业积极开展技术寻求型 ，从而促进母国的技术进步和经济高质量发展。最后，和 的良性互动可通过促进狭义技术进步提升经济增长质量，即一国双向 协调发展水平越高，越有利于通过技术溢出扩散效应来促进该国经济高质量发展。（二）产业结构优化效应双向 协调发展可从三个方面优化一国产业结构，进而推动经济高质量发展。一是 通过竞争双向 协调发展促进了中国经济高质量发展吗？效应和示范模仿效应等渠道优化产业结构和促进经济质量发展 。一方面，的引入会加剧国内企业竞争，低效率的企业不是被大公司收购合并就是被淘汰出局，存活的企业则将重新对产业间的资源进行优化配置，促进产业结构优化和经济质量提高；另一方面，的引入也会促使本地企业学习和模仿跨国公司的先进技术和管理经验，加强产品研发与创新，提升产品质量，推动企业转型升级，助力经济高质量发展。二是 主要通过资源获得效应、示范模仿效应和产业关联效应等方式促进产业结构升级和经济质量发展，且不同动机的 影响经济质量发展方式各不相同。比如，资源寻求型 通过缓解母国关键性资源供给压力，提高母国企业生产效率，进而促进经济质量提升；市场寻求型 通过对过剩产能的转移来优化母国产业结构，进而提升经济增长质量；技术寻求型 则通过学习、模仿、吸收和转化东道国企业先进技术和知识，进而对上下游关联企业产生示范作用，关联企业再通过跟踪、模仿和学习 企业的先进技术知识，实现企业转型升级和经济高质量发展。三是双向 协调发展有利于要素在全球范围内的有效配置，这不仅有利于产业结构合理化，还有利于降低环境污染水平，从而间接推动经济高质量发展进程。（三）人力资本提升效应梳理已有文献发现，人力资本是促进一国技术进步和经济高质量发展的重要因素，无论 或 都可以通过人力资本效应提升中国经济发展质量。首先，可以通过人力资本效应促进企业技术进步，从而推动经济增长动力由要素驱动为主转向创新驱动为主，进而推动经济高质量发展。比如，外商投资企业利用其独特优势在全球招聘优秀人才，并对其进行培训，增加雇员们的知识、经验和增强其判断力等，从而提升我国整体人力资本水平，这不仅提高了外商投资企业本身的效率，也间接促进了我国经济高质量发展。其次，人力资本是企业对外投资获取、吸收和内化发达国家先进技术后促进经济增长质量的前提条件。当一国人力资本处在较高水平区间时，能够显著促进经济质量增长。最后，双向 协调发展通过人员交流培训、学习与示范、研发投入合作等方式加速人力资本的积累，即人均资本存量越多，越有利于向企业输送各类高端人才，进而有利于研发创新活动的开展，最终实现技术进步和经济高质量发展目标。三、中国双向 协调发展与经济高质量发展水平测度（一）双向 协调发展水平由于我国自 年起开始公布各省对外直接投资数据，同时也考虑到西藏地区部分数据缺失和经济高质量各指标数据的可获取性，故选取 个省（区、市）（港澳台因数据缺乏排除在外）年的面板数据进行研究。参照黄凌云等的算法，在测度双向 协调发展水平之前，首先，通过 检验、费雪式检验等判定 和 是否为平稳序列，结果拒绝了存在单位根的原假设，故判定两者为平稳序列；其次，进行脉冲响应函数分析和格兰杰因果检验，结果显示 和 平稳性良好且存在因果关系，即 和 之间存在显著的动态互动效应。最后，进一步运用物理学中的耦合系统模型计算双向 的耦合度。犆犻 狋（犐 犗）犉 犇 犐犻 狋犗 犉 犇 犐犻 狋（犉 犇 犐犻 狋犗 犉 犇 犐犻 狋）（）式（）中，犉 犇 犐犻 狋和犗 犉 犇 犐犻 狋分别表示狋时期犻地区的外商直接投资流量和对外直接投资流量；和则分别表示 和 的权重，其系数待定，考虑到 和 对经济高质量发展的影响作用同等重要，因此取；为调节系数，参照黄凌云等的设定原则，将其设定为。鉴于耦合度的作用有限，故引入耦合协调发展指标来测算双向 协调发展水平，具体计算公式为。犆 犇 犉 犇 犐犻 狋（犐 犗）犉 犇 犐犻 狋犗 犉 犇 犐犻 狋（犉 犇 犐犻 狋犗 犉 犇 犐犻 狋）（）根据式（）和式（）的测算结果可知，我国 个省（区、市）年的双向 协调发展水平的平均值为，这表明我国双向 协调发展水平整体偏低，还有很大的提升空间。从双向 协调发展的趋势来看，无论是东部地区，还是中西部地区，年之前均呈逐年上升趋势，年之后均略有下降。从双向 协调发展地区差异来看，我国东中部地区双向 协调发展水平明显高于西部地区，具 年湖南师范大学社会科学学报第期体如图所示。图中国区域双向 协调发展水平（年）数据来源：作者计算（二）经济高质量发展水平参照任保平、乔敏健和马文秀 等的研究，本文基于新发展理念构建经济高质量发展综合评价指标体系，如表所示。表经济高质量发展指标选取一级指标二级指标单位指标属性创新经费 人均专利申请授权数件万人技术市场交易额 人员全时当量人年协调城乡消费水平对比（农村居民）第三次产业增加值 各地区人均生产总值人均 城镇化率绿色森林覆盖率造林总面积公顷“三废”排放总量万吨单位 能耗吨标准煤万元开放进出口总额亿元外商投资企业数户入境旅游人数万人次市场化水平共享人均 元年 万元居民消费水平元城镇登记失业率借鉴乔敏健和马文秀的测算方法，运用 软件对经过对数化处理的二级指标进行因子分析，计算得到各省经济高质量发展水平综合得分。图报告了我国 个省（区、市）年经济高质量发展水平的均值状况。从图可知，我国各地区经济高质量发展水平差异较大，其中最高的是广东（），其次是上海（）、北京（）、江苏（）和浙江（），而青海最低仅为 ，与广东相差 。从经济高质量发展水平的均值来看，我国 个省（区、市）的均值为 ，其中 个省（区、市）低于平均值，这表明我国经济高质量发展整体水平还有较大的提升空间。从经济高质量发展水平的排名来看，排名前 位的省（区、市）（湖北省除外）均位于东部地区，排名后 位的省（区、市）（海南省和山西省除外）均双向 协调发展促进了中国经济高质量发展吗？位于西部地区。由此可见，我国东中部地区经济高质量发展水平明显高于西部地区。图中国各省（区、市）经济高质量发展水平（年）数据来源：作者计算四、模型构建与数据说明（一）基准模型为检验双向 协调发展对中国经济高质量发展的影响效果，借鉴国际研发溢出模型，构建如下基准回归模型。犺 狇 犱犻 狋狓狓 犮 犱 犳 犱 犻犻 狋狓犮 狅 狀 狋 狉 狅 犾犻 狋狋犻犻 狋（）其中，犻代表省份，狋代表年份，犺 狇 犱犻 狋表示经济高质量发展水平，犮 犱 犳 犱 犻犻 狋表示双向 协调发展水平，犮 狅 狀 狋 狉 狅 犾犻 狋为一组控制变量，主要包括技术进步（狋 犳 狆）、人力资本（犺 狉）、产业结构升级（犻 狀 犱）、金融发展水平（犳 犻 狀 犪 狀 犮 犲）和政府宏观调控（犵 狅 狏）等，狓为常数项，狋和犻分别表示时间和个体固定效应，犻 狋为干扰项，犻表示我国 省（区、市），狋 ，。（二）中介效应模型借鉴 和 提出的逐步法，构建以下递归方程检验双向 协调发展通过何种路径对中国经济高质量发展产生影响。犺 狇 犱犻 狋 犮 犱 犳 犱 犻犻 狋犮 狅 狀 狋 狉 狅 犾犻 狋狋犻犻 狋（）狑犻 狋 犮 犱 犳 犱 犻犻 狋犮 狅 狀 狋 狉 狅 犾犻 狋狋犻犻 狋（）犺 狇 犱犻 狋 犮 犱 犳 犱 犻犻 狋狑犻 狋犮 狅 狀 狋 狉 狅 犾犻 狋狋犻犻 狋（）其中，狑犻 狋表示中介变量，、是模型的常数项，、表示双向 协调发展对经济高质量发展的影响，、表示一系列控制变量对经济高质量发展的影响，表示中介变量对经济高质量发展的影响。（三）控制变量技术进步（狋 犳 狆）。借鉴王恕立等（）的方法，利用 软件测算的技术进步变化指数（狋 犲 犮 犺 犮 犺）来衡量。产出变量（犢）选取中国 个省（区、市）的实际地区生产总值，投入变量为资本（犓）和劳动（犔），劳动投入用各地区从业人员数来衡量。资本存量采用永续盘存法测算，即犓犻 狋（）犓犻 狋 犐犻 狋犘犻 狋，其中，犘犻 狋为实际固定资本形成额，为资本折旧率，按张军（）方法取值为。基期资本存量用 年固定资本形成总额除以折旧率与 年固定资本形成总额对数形式的年均增长率之和。在实际估算时，对技术进步变化指数进行相应变换，设 年为，则 年的技术进步等于 年的技术进步乘 年的技术进步变化指数。产业结构升级（犻 狀 犱）。借鉴徐德云（）的测算方法，利用式（）对我国 年 个省 年湖南师范大学社会科学学报第期（区、市）的产业结构升级水平进行测算，其中狔犻为第犻产业产值与地区生产总值的比值，即狔犻狔。犻 狀 犱表示产业结构升级的程度，其取值范围在之间，越接近于表示产业结构水平越高，越有利于经济高质量发展，越接近表示产业结构水平越低，越不利于经济高质量发展。犻 狀 犱犻狔犻犻狔狔狔（犻 狀 犱）（）人力资本（犺 狉）。采用劳动力平均受教育年限方法来计算，一个地区的人力资本水平越高，越有利于进行技术创新和模仿创新，从而有利于经济高质量发展。政府支持（犵 狅 狏）。采用财政支出占地区生产总值的比重来衡量，反映的是地方政府对经济活动的调控程度，比重越大表明政府宏观调控力度越大。金融发展水平（犳 犻 狀 犪 狀 犮 犲）。以金融机构存贷款余额总和占地区生产总值的比重来衡量，其值越大表示当地金融发展水平越高，越能促进地区经济高质量发展。（四）数据说明相关数据主要来自历年 中国统计年鉴 中国科技统计年鉴 中国环境统计年鉴 中国对外直接投资统计公报 及“各省（区、市）统计年鉴”中经网、等数据库，少数变量的缺失数据采用平均增长率法进行补齐。为消除异方差和通货膨胀等的影响，对绝对数形式变量取对数，且以 年为基期进行平减。各变量描述性统计如表所示。表描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值 犺 狇 犱 犮 犱 犳 犱 犻 狋 犳 狆 犺 狉 犵 狅 狏 犳 犻 狀 犪 狀 犮 犲 犻 狀 犱 五、实证结果首先，对各变量间的相关系数及方差膨胀因子值（）进行检验，结果发现不存在多重共线性问题；其次，进行单位根检验和协整关系检验等，结果显示技术进步、产业结构升级和金融发展水平等变量未通过 、和费雪式检验，即序列非平稳，一阶差分后至少通过的显著性检验，为平稳序列，且各变量间存在长期均衡关系；最后，对模型（）（）进行 检验，结果均在水平下强烈拒绝原假设，故选择固定效应模型进行回归分析。（一）基准回归从表结果可知，不论是否加入控制变量，双向 协调发展都显著促进了中国经济高质量发展，这与田素华等（）的研究结论基本一致。在不纳入控制变量的情况下，双向 协调发展水平每提升，会促进经济高质量发展水平上升 ，这说明当前我国实施的双向 并重发展战略不仅有利于促进国内国际大循环，也有利于促进国内经济高质量发展。从控制变量来看，技术进步、人力资本和产业结构升级至少在显著性水平下通过检验，这与傅元海和林剑威（）、许静和周敏（）的研究结论类似，表明三者均是促进中国经济高质量发展的重要因素。政府宏观调控的回归系数也显著为正，说明政府的政策支持同样有利于双向 协调有序发展，进而促进了经济高质量发展。金融发展水平的回归系数为负，这与冷艳丽和杜思正认为我国金融发展水平对经济增长有显著的促进作用 相悖，可能是因为我国金融业开放较晚，开放程度较低，具体表现为金融结构不尽合理，金融服务成本过高，不仅无法满足各类企业融资需求，还给跨国企业资本流入和流出造成了压力，故抑制了经济高质量发展的进程。双向 协调发展促进了中国经济高质量发展吗？表基准回归结果变量（）（）（）（）（）（）犮 犱 犳 犱 犻 （）（）（）（）（）（）狋 犳 狆 （）（）（）（）（）犺 狉 （）（）（）（）（）（）（）犳 犻 狀 犪 狀 犮 犲 （）（）犻 狀 犱 （）常数项 （）（）（）（）（）（）观测值 犃 犱 犼犚 注：犘，犘，犘，括号内为狋统计量。下表同（二）异质性分析为了解双向 协调发展对中国各地区经济高质量发展影响效果的差异，按照传统东中西划分进行样本回归。表结果显示，东中部地区至少在水平上通过了显著性检验，西部地区仅在 水平上通过了显著性检验，这与孙攀等（）认为东中部地区与西部地区双向 协调发展均能显著促进当地经济增长的结论一致。这种现象产生的原因可能是西部地区经济发展相对比较落后，双向直接投资规模小且协调发展水平较低，故对当地经济高质量发展的促进作用较小，而东中部地区相对比较发达，双向 协调发展水平也高于西部地区，因此其对经济高质量发展有显著的促进作用。表异质性回归结果变量分地区东中部地区西部地区分阶段 年 年 犮 犱 犳 犱 犻 （）（）（）（）狋 犳 狆 （）（）（）（）犺 狉 （）（）（）（）犵 狅 狏 （）（）（）（）犳 犻 狀 犪 狀 犮 犲 （）（）（）（）犻 狀 犱 （）（）（）（）常数项 （）（）（）（）犃 犱 犼犚 年湖南师范大学社会科学学报第期考虑到金融危机的影响，将全样本分为 年和 年两个时间段，检验双向 协调发展对中国经济高质量发展的影响差异。从表（）可知，年双向 协调发展在的水平上通过了显著性检验，这说明金融危机发生之后，我国调整了国际直接投资政策，比如，境外投资管理办法（商务部令 年第号）的颁布有利于规范和促进对外投资，年“十二五”利用外资和境外投资规划 的发布加强了“引进来”与“走出去”的政策协调，从而推进了中国经济高质量发展进程。年双向 协调发展对中国经济高质量发展的影响显著为负，可能是因为 年之前我国对外直接投资发展缓慢，双向 协调发展水平较低，再加上受金融危机影响，进而抑制了中国经济高质量发展。因此，现阶段我国应加强宏观调控，不断完善基础设施建设，并提升金融发展水平对经济高质量发展的促进作用。（三）稳健性检验内生性讨论考虑到双向 协调发展（犮 犱 犳 犱 犻）与经济高质量发展（犺 狇 犱）之间可能存在内生性问题，本文将双向 协调发展（犮 犱 犳 犱 犻）滞后一期作为工具变量，并分别采用两阶段最小二乘法和系统方法进行估计。表回归结果显示 统计量不显著，且（）显著，（）不显著，说明不存在工具变量的过度识别问题，且存在一阶残差自相关，但不存在二阶残差自相关。此外，由两种估计方法的结果可知，双向 协调发展估计系数均显著为正，说明双向 协调发展促进了中国经济高质量发展，即本文研究结论依然成立。其他稳健性检验为进一步检验研究结果是否稳健，首先，对核心解释变量进行替换。一是用双向 协调发展存量数据替换核心解释变量后进行回归，二是用双向 交互项替换核心解释变量后进行回归，结果均发现研究结论与前文基本一致。其次，进行分位数估计。由于不同经济高质量发展水平下，双向 协调发展（犮 犱 犳 犱 犻）对经济高质量发展（犺 狇 犱）的影响效应可能会存在差异，故采用分位数进行回归分析，由表可知，双向 协调发展在不同分位点上均促进了中国经济高质量发展，表明基准回归结果稳健。表稳健性检验结果变量替换核心解释变量 犮 犱 犳 犱 犻存量数据 犳 犱 犻 狅 犳 犱 犻分位数估计（）（）（）犔 犺 狇 犱 （）犮 犱 犳 犱 犻 （）（）（）（）（）（）（）狋 犳 狆 （）（）（）（）（）（）（）犺 狉 （）（）（）（）（）（）（）犵 狅 狏 （）（）（）（）（）（）（）犳 犻 狀 犪 狀 犮 犲 （）（）（）（）（）（）（）犻 狀 犱 （）（）（）（）（）（）（）常数项 （）（）（）（）（）（）（）（）（）观测值 双向 协调发展促进了中国经济高质量发展吗？（四）进一步分析：间接效应检验根据上文理论分析可知，双向 协调发展可能通过技术溢出扩散、产业结构优化、人力资本提升等机制促进中国经济高质量发展。因此，需要对三者的中介效应进行检验。由于基准回归中报告了中介效应模型第步的估计结果，且系数显著为正，这里仅需要进行中介效应的第步和第步检验。从表可以看出，三个中介效应第步检验的系数、均显著，且第步检验的系数也显著，表明三者的中介效应都存在。从模型（）的估计结果可知，双向 协调发展对技术进步的估计系数显著为正，表明双向 协调发展有利于技术进步。模型（）的回归结果显示，双向 协调发展和技术进步的估计系数在水平上显著为正，且双向 协调发展的系数值（）小于基准回归模型（）中的估计系数（），这验证了技术进步起到了部分中介效应作用，说明双向 协调发展通过影响技术进步这个传导机制，对中国经济高质量发展产生了积极作用。同时，模型（）和（）的估计结果显示，双向 协调发展对产业结构升级和人力资本水平的系数均显著为正，这说明双向 协调发展有利于优化产业结构和提高人力资本水平，这与田素华等（）、傅元海和林剑威（）的研究结论类似。此外，从模型（）和模型（）得知，双向 协调发展与产业结构升级、人力资本的估计系数均显著为正，这验证了产业结构升级和人力资本水平均起到了部分中介效应作用，并表明双向 协调也可以通过影响产业结构升级和人力资本这两个传导机制，对经济高质量发展产生促进作用。表间接效应检验结果变量 狋 犳 狆（）（）犻 狀 犱（）（）犺 狉（）（）犮 犱 犳 犱 犻 （）（）（）（）（）（）（）（）（）常数项 （）（）（）（）（）（）控制变量是是是是是是个体固定效应是是是是是是犛 狅 犫 犲 犾检验显著占 显著占 显著占 观测值 犃 犱 犼犚 为确保上述间接效应检验的稳定性，通过 检验来进一步验证技术进步、产业结构升级和人力资本水平的中介效应是否存在。结果显示，上述三个中介效应都存在，进一步验证了前文的理论机制。比较三个中介效应占总效应的比重，可以发现，人力资本提升效应最为有效（占比 ），技术溢出扩散效应次之（占比 ），产业结构优化效应最为有限（占比 ），可能是因为 对产业结构升级的贡献较大，而我国 年起才开始大力发展 ，且双向 协调发展水平相对较低，所以其效应相对较小。同时，技术溢出和 逆向技术溢出具有竞争效应和替代效应，进而降低了双向 技术溢出对经济高质量发展的影响作用，而人才强国战略的实施则有利于双向 协调发展通过人员流动效应来推动经济质量发展进程。例如，我国 年开始大力实施人才强国战略，不仅充分发挥了人才的优势，有效弥补了人均资源少、环境压力大的问题，还加速了人力资本的跨国流动，将国外先进技术输入国内，这些都有利于我国技术进步和经济质量发展。六、结论与启示本文选取中国 个省（区、市）年的省级面板数据，在测算双向 协调发展与经济高质 年湖南师范大学社会科学学报第期量发展水平的基础上，考察了中国双向 协调发展对经济高质量发展的影响效果。研究结果表明：（）双向 协调发展显著促进了中国经济高质量发展，但具有区域异质性和阶段差异性。（）分区域来看，东中部地区的双向 协调发展对经济高质量发展的促进作用明显大于西部地区；分阶段来看，年双向 协调发展抑制了中国经济高质量发展，年则相反。（）双向 协调发展对经济高质量发展的促进作用主要是通过技术溢出扩散、产业结构优化和人力资本提升等效应机制实现的。由此，本文提出如下建议：首先，根据各地经济发展的实际情况实施差异化的外商直接投资和对外直接投资政策。如东中部地区要重视双向 质量，不断优化产业结构，严格执行负面清单管理制度，真正实现高质量“引进来”和“高水平”走出去；西部地区则应积极实施双向 并重发展策略，充分利用自身资源优势吸引外资和扩大对外投资，不断提高双向 协调发展水平和金融发展水平等。其次，充分发挥双向直接投资的技术溢出扩散效应、产业结构优化效应和人力资本提升效应，让其为中国经济高质量发展做出应有的贡献。一是慎重选择引进外资和进行对外投资的行业、企业和地区，将 技术溢出和 逆向技术溢出的负面效应降到最低；二是以“两新一重”为契机，支持制造业和高新技术行业投资，通过产业结构升级来提高要素配置效率等；三是继续实施人才强国战略，使人力资本能在各外资企业自由流动，从而提高企业效率，促进经济质量发展。最后，加强国家的宏观调控，不断优化营商环境，为企业吸引外资和对外投资提供更多的政策红利，以增强企业投资信心和收益，同时加大金融业开放力度，提升金融服务水平，确保最大化发挥双向 协调发展的影响效应。注释：由于中国自 年开始建立 对外直接投资统计制度 并发布 对外直接投资统计公报，故本文选取的研究时间范围为 年。参考文献：黄凌云，刘东东，谢会强对外投资和引进外资的双向协调发展研究中国工业经济，（）：龚梦琪，刘海云中国双向 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狅 狉 犱 狊：；（责任编校：文香）年湖南师范大学社会科学学报第期