闞大學(xué)， 呂連菊

(南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院， 南昌 330099)

中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，2017年中國對(duì)外直接投資(outward foreign direct investment，OFDI)高達(dá)1 582.9億美元，相對(duì)1982年的0.44億美元，增加了3 597.5倍，年均增長25.54%.中國OFDI流量規(guī)模位居全球第三位，僅次于美國和日本，OFDI存量規(guī)模升至全球第二位，高達(dá)18 090.4億美元.與此同時(shí)，依據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒，2018年中國用水總量為6 015.5億m3，人均綜合用水量為432 m3，與2017年相比均有所下降，分別減少了27.9億m3和7 m3，但中國只有江西、福建等7個(gè)省域水資源不短缺，其他地區(qū)或省域水資源均處于短缺狀態(tài).且中國水污染問題較為嚴(yán)重，按照2018年中國生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)公布的數(shù)據(jù)，可知2018年中國地表水檢測的1 935個(gè)水質(zhì)斷面(點(diǎn)位)中，Ⅳ類～劣Ⅴ類比例為29%，在10 168個(gè)國家級(jí)地下水水質(zhì)監(jiān)測點(diǎn)中，Ⅳ類～Ⅴ類占86.2%，全國2 833處淺層地下水監(jiān)測井水質(zhì)總體也較差，Ⅳ類～Ⅴ類水質(zhì)的監(jiān)測井占76.1%.同時(shí)酸雨導(dǎo)致水質(zhì)惡化，2018年全國酸雨區(qū)面積約為53萬km2，占國土面積5.5%.而中國城市供水主要為地表水和地下水，水污染帶來水質(zhì)惡化、水生態(tài)環(huán)境惡化，對(duì)中國水資源安全顯然不利.那么，如何確保水資源安全顯然尤為重要.但當(dāng)前學(xué)術(shù)界尚未關(guān)注OFDI對(duì)水資源安全的影響.

眾所周知，OFDI可能會(huì)通過多種渠道影響水資源安全.具體而言，OFDI通過設(shè)立海外研發(fā)中心方式使得一國企業(yè)進(jìn)入東道國后，可以利用當(dāng)?shù)刎S裕的研發(fā)要素稟賦從事技術(shù)研發(fā)，提高本國技術(shù)水平；也可以通過海外并購方式使得一國企業(yè)進(jìn)入東道國后，直接利用被并購企業(yè)的核心專有技術(shù)，促進(jìn)本國技術(shù)水平提升；還可以通過綠地投資方式使得一國企業(yè)進(jìn)入東道國后，嵌入東道國的高端產(chǎn)業(yè)鏈，學(xué)習(xí)當(dāng)?shù)赝惼髽I(yè)的先進(jìn)技術(shù)，利用與上、下游企業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，推動(dòng)本國技術(shù)進(jìn)步，而技術(shù)進(jìn)步促使一國用水效率提高，提升了水資源可持續(xù)利用能力，進(jìn)而提高水資源安全程度.OFDI通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、獲取本國產(chǎn)業(yè)升級(jí)所需的各種要素、使得過剩產(chǎn)能減少、推動(dòng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)外移、帶動(dòng)新興產(chǎn)業(yè)和關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、提高產(chǎn)業(yè)集聚水平等有助于優(yōu)化一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu).隨著耗水較少的中高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)比重提高，水資源利用效率提升，提高了水資源安全程度.OFDI產(chǎn)生的逆向技術(shù)外溢效應(yīng)、學(xué)習(xí)示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)等促進(jìn)了一國企業(yè)生產(chǎn)率提升，推動(dòng)了勞動(dòng)者工資水平提高.同時(shí)OFDI使得一國企業(yè)將產(chǎn)品銷往海外市場，有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，降低平均成本，提升利潤，提高勞動(dòng)者工資.工資收入增加有助于人們消費(fèi)理念及其消費(fèi)方式轉(zhuǎn)變，推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，擴(kuò)大耗水較少的農(nóng)產(chǎn)品需求(主要是擴(kuò)大低熱量、低脂肪和低糖的粗糧等植物類農(nóng)產(chǎn)品的需求)，縮減耗水較多的肉類農(nóng)產(chǎn)品需求(依據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織的統(tǒng)計(jì)，生產(chǎn)1 kg谷類所需用水約為生產(chǎn)1 kg肉類所需用水的5%).擴(kuò)大耗水較少的中高端制造品和新興服務(wù)需求.縮減耗水較多的低端制造品和傳統(tǒng)服務(wù)需求，有助于提高水資源利用效率，提高水資源安全程度.

OFDI有利于一國要素在全世界范圍內(nèi)流動(dòng)，促使一國企業(yè)將資源在國內(nèi)外市場進(jìn)行合理配置，有助于要素配置效率提高，促使資源集聚，更易獲得規(guī)模效應(yīng)，以及提升勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而提高用水效率，提高水資源安全程度.如OFDI通過轉(zhuǎn)移傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)到成本低的國家促進(jìn)本國機(jī)電產(chǎn)品和設(shè)備等貨物出口，也通過逆向技術(shù)外溢效應(yīng)、學(xué)習(xí)示范效應(yīng)和競爭效應(yīng)等提升企業(yè)生產(chǎn)率，對(duì)企業(yè)出口概率提高、出口市場風(fēng)險(xiǎn)降低、出口集約邊際和拓展邊際增加、出口持續(xù)期延長均產(chǎn)生正面影響，進(jìn)而推動(dòng)本國出口規(guī)模提高.對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高的欠發(fā)達(dá)國家，增加的出口產(chǎn)品往往是耗水較多的低端產(chǎn)品，這是影響水資源安全的.OFDI還通過到其他國家獲取本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需的各種資源、促進(jìn)本國科技進(jìn)步、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等提升一國供給側(cè)質(zhì)量，進(jìn)而提高一國經(jīng)濟(jì)規(guī)模；也通過提高勞動(dòng)者收入、擴(kuò)大消費(fèi)需求、發(fā)掘和充分利用國際市場、促進(jìn)出口增加等提升一國需求側(cè)數(shù)量，進(jìn)而也提高了一國經(jīng)濟(jì)規(guī)模.但這使得水資源在經(jīng)濟(jì)增長過程中被大量消耗，不利于水資源安全.OFDI在促進(jìn)發(fā)展中國家勞動(dòng)密集型產(chǎn)品出口規(guī)模大幅增加和非集約型經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，產(chǎn)生了水污染，提高了水資源利用量，影響水資源安全.OFDI在短期內(nèi)在一定程度上擠出了國內(nèi)投資，可長期來看，其所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)均有助于帶動(dòng)國內(nèi)投資，OFDI也擴(kuò)大了國內(nèi)資本的投資渠道，使得投資效率提升，產(chǎn)生的海外收益匯回本國會(huì)進(jìn)行再投資，而國內(nèi)投資的增加往往會(huì)導(dǎo)致大量水資源被消耗，影響水資源安全.

總之，OFDI通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、收入效應(yīng)、要素配置效應(yīng)、出口增長效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、環(huán)境污染效應(yīng)、國內(nèi)投資效應(yīng)等作用于水資源安全.本文將實(shí)證檢驗(yàn)OFDI對(duì)水資源安全的影響.

1 文獻(xiàn)回顧

目前學(xué)者們主要研究了影響OFDI區(qū)位選擇的因素和OFDI對(duì)母國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響效應(yīng)，而后者主要集中于OFDI對(duì)技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、出口、就業(yè)、國內(nèi)投資、收入和全球價(jià)值鏈升級(jí)的影響.大部分研究發(fā)現(xiàn)，OFDI能否促進(jìn)母國技術(shù)進(jìn)步與其吸收能力相關(guān)，由于不同國家、不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同屬性企業(yè)吸收能力存在異質(zhì)性，使得OFDI對(duì)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的影響不同[1-3].對(duì)于OFDI是否有助于促進(jìn)母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，多數(shù)研究結(jié)果均是肯定的，僅少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于發(fā)展中國家，OFDI未起到優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用[4-6].關(guān)于OFDI對(duì)出口的影響，眾多的研究發(fā)現(xiàn)OFDI促進(jìn)了母國出口，而非替代母國出口，但不同類型OFDI對(duì)出口的影響存在異質(zhì)性[7-9].OFDI對(duì)就業(yè)的影響是替代效應(yīng)還是促進(jìn)效應(yīng)，大部分研究表明OFDI顯著促進(jìn)了母國的就業(yè)，但存在明顯的地區(qū)和行業(yè)異質(zhì)性，不同類型OFDI對(duì)母國就業(yè)的影響存在差異[10-12].OFDI對(duì)國內(nèi)投資的影響，現(xiàn)有的研究大多發(fā)現(xiàn)OFDI對(duì)國內(nèi)投資整體產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)效應(yīng)，部分研究表明短期其對(duì)國內(nèi)投資產(chǎn)生了替代效應(yīng)，但長期促進(jìn)了國內(nèi)投資，不同動(dòng)機(jī)的OFDI對(duì)國內(nèi)投資的影響存在異質(zhì)性[13-14].而OFDI對(duì)居民收入的影響，大多數(shù)研究結(jié)果表明OFDI整體上促進(jìn)了母國居民收入提高，但對(duì)高技能與低技能勞動(dòng)者收入的影響、男性與女性收入的影響、制造業(yè)員工和服務(wù)業(yè)員工收入的影響存在差異[15-16].對(duì)于OFDI是否促進(jìn)了全球價(jià)值鏈升級(jí)，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資促進(jìn)了一國制造業(yè)全球價(jià)值鏈升級(jí)，但對(duì)不同制造業(yè)細(xì)分行業(yè)全球價(jià)值鏈升級(jí)的影響存在異質(zhì)性，不同動(dòng)機(jī)的OFDI對(duì)一國制造業(yè)全球價(jià)值鏈升級(jí)的影響存在差異[17-18].與本文密切相關(guān)的是關(guān)于OFDI對(duì)水足跡影響的探討，但并未考察對(duì)水資源安全的影響[19].

同樣，學(xué)術(shù)界關(guān)于水資源安全評(píng)價(jià)及影響因素的研究也未考慮到OFDI因素，目前學(xué)者們主要集中于對(duì)水資源安全進(jìn)行評(píng)價(jià)[20-22].宋培爭等[23]評(píng)價(jià)發(fā)現(xiàn)安徽省16個(gè)城市中黃山市水資源安全程度最高，阜陽市水資源安全程度最低；邵駿等[24]運(yùn)用改進(jìn)的水貧乏指數(shù)評(píng)估了長江流域水資源安全狀況，發(fā)現(xiàn)湖南和江西的水資源安全程度最高，西藏和甘肅的水資源安全程度最低.現(xiàn)有的文獻(xiàn)鮮有分析水資源安全的影響因素，王群等[25]研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)、資源、道德、生態(tài)、人口、管理等因素均對(duì)黃山風(fēng)景區(qū)水資源安全產(chǎn)生了影響；闞大學(xué)和呂連菊[26]則實(shí)證檢驗(yàn)了城鎮(zhèn)化對(duì)水資源安全的影響.

綜上研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于OFDI的影響效應(yīng)與水資源安全評(píng)價(jià)及影響因素的分析頗為深入，但關(guān)于OFDI的影響效應(yīng)對(duì)水資源安全影響的研究未有涉及，至于研究水資源安全的影響因素的文獻(xiàn)，也未探討OFDI對(duì)其的影響.據(jù)此，本文構(gòu)建跨國動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法實(shí)證探討OFDI對(duì)中國水資源安全的影響，并實(shí)證分析中國市場、技術(shù)和資源尋求型三類OFDI與順梯度和逆梯度兩類OFDI對(duì)水資源安全的影響.

2 模型構(gòu)建、變量測度與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型構(gòu)建

借鑒作者已有的研究成果[26]，以廣義空間面板模型為基礎(chǔ)，以水資源安全(WRS)為因變量，對(duì)外直接投資(OFDI)為自變量，納入控制變量X，具體包括經(jīng)濟(jì)規(guī)模(JG)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(CJ)、技術(shù)進(jìn)步(JJ)、環(huán)境規(guī)制(HG)、水資源稟賦(SB)、用水效率(YX)、居民收入水平(JS)、城鎮(zhèn)化水平(CZ)、進(jìn)出口貿(mào)易(JM)、外資(WZ)和氣候因素(QY)等，構(gòu)建如下模型：

lnWRSt=C+β0lnWRSt-1+β1lnOFDIit+

λXt+μi+φt+εit，

(1)

其中，t表示年份(2003年-2016年)，i為中國對(duì)第i個(gè)國家的直接投資，C、β0、β1、μ、φ和ε分別為常數(shù)項(xiàng)、滯后一期因變量的估計(jì)系數(shù)、自變量的估計(jì)系數(shù)、個(gè)體虛擬變量、時(shí)間虛擬變量和隨機(jī)誤差項(xiàng)，而且μ和φ是在回歸的過程中分別用來控制個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)的.

2.2 變量測度與數(shù)據(jù)說明

首先，測度水資源安全.采用水資源承載力(一個(gè)地區(qū)水資源可持續(xù)支持人口、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能力)、進(jìn)口依賴度、自給率、匱乏指數(shù)和壓力指數(shù)來表示水資源安全，其中后4者分別用外部水足跡/水足跡、內(nèi)部水足跡/水足跡、水足跡/可用水資源量、(內(nèi)部水足跡+出口虛擬水足跡)/可用水資源量來測算[26].

水資源承載力=0.4bksk×Mk/Zk，

(2)

其中，bk、sk、Mk、Zk分別表示水資源均衡因子(基于WWF 2002年核算的均衡因子計(jì)算出水資源均衡因子為5.19)、水資源產(chǎn)量因子(中國與全球水資源平均生產(chǎn)能力的比值，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，取1.58)、水資源總量(m3)、全球水資源平均生產(chǎn)能力(全球多年平均產(chǎn)水模數(shù)，取3 140 m3/hm2)[27]，由于一國水資源中用于人類活動(dòng)的僅占40%，故在計(jì)算公式中乘以0.4.

上述測算中用到的水足跡為

水足跡=淡水水足跡+水污染足跡，

(3)

其中，淡水包括農(nóng)業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水、生態(tài)環(huán)境補(bǔ)水和虛擬水.

淡水水足跡=bk×Mg/Zk，

(4)

式中，Mg為某類水資源利用量(m3)，農(nóng)業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水、生態(tài)環(huán)境補(bǔ)水、水資源總量等數(shù)據(jù)來源于《中國水資源公報(bào)》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，虛擬水?dāng)?shù)據(jù)采用生產(chǎn)樹法計(jì)算得到.

水污染足跡=e×Q/Zk，

(5)

式中，e為水資源倍數(shù)因子(借鑒現(xiàn)有研究，取4)，Q為廢水排放總量且數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》.

基于消費(fèi)支出、投資支出、政府購買支出、出口和進(jìn)口對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率(貢獻(xiàn)率之和為1)，分別用水足跡×消費(fèi)支出以及投資支出和政府購買支出三者對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率、水足跡×進(jìn)口對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率、水足跡×出口對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率，來測度內(nèi)部水足跡、外部水足跡和出口虛擬水足跡，原始數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》.

其次，對(duì)于OFDI的測度.采用OFDI流量來衡量，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》.

再次，依次采用國內(nèi)生產(chǎn)總值、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/國內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動(dòng)生產(chǎn)率、治理廢水投資/工業(yè)廢水排放量、人均水資源量、國內(nèi)生產(chǎn)總值/用水總量、城鎮(zhèn)居民可支配收入×城鎮(zhèn)人口占比+農(nóng)村人均純收入×農(nóng)村人口占比、城鎮(zhèn)人口占比、外貿(mào)依存度(進(jìn)出口額/國內(nèi)生產(chǎn)總值)、外資依存度(利用外資金額/國內(nèi)生產(chǎn)總值)和降水量，測度11個(gè)控制變量.原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境年鑒》和中國氣象局網(wǎng)站等.

3 實(shí)證結(jié)果

回歸前，對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果均符合要求，沒有異常.且為了克服水資源安全程度變化對(duì)各控制變量(如經(jīng)濟(jì)增長、城鎮(zhèn)化水平等)的影響，以及由于經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境規(guī)制、用水效率等控制變量間相互作用導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法估計(jì)，結(jié)果如表1所示.

3.1 OFDI對(duì)水資源安全的影響

首先，從表1可知，OFDI增加1%，水資源承載力下降0.205%，水資源進(jìn)口依賴度提高0.164%，水資源自給率下降0.083%，均通過了顯著性檢驗(yàn).表明OFDI不利于中國水資源承載力提高，降低了中國水資源自給率，對(duì)水資源進(jìn)口依賴度產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，據(jù)此，中國OFDI對(duì)水資源安全產(chǎn)生了負(fù)面影響.其中OFDI不利于中國水資源承載力提高的原因是OFDI對(duì)于水資源利用量的提高效應(yīng)大于其對(duì)水資源利用效率的提高效應(yīng).OFDI主要通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效

表1 OFDI對(duì)水資源安全的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上通過顯著性檢驗(yàn).后同.

應(yīng)、國內(nèi)投資效應(yīng)和環(huán)境污染效應(yīng)大幅提高中國水資源利用量，導(dǎo)致水資源承載力下降；而其主要通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、要素配置效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)和收入效應(yīng)等提高水資源利用效率的提高效應(yīng)較小.雖然OFDI促進(jìn)了中國技術(shù)進(jìn)步，但由于國內(nèi)吸收能力較弱，以及技術(shù)進(jìn)步本身存在水資源回彈效應(yīng)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)中國水資源利用效率的提升作用還較為有限.OFDI在一定程度上促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，降低了耗水較多的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)占比，但耗水較少的知識(shí)技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)占比依然較低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)中國水資源利用效率的提升作用也較為有限.OFDI也在一定程度上提高了人們整體收入水平，但對(duì)非熟練勞動(dòng)力和低技能勞動(dòng)力收入的促進(jìn)作用較小，影響了消費(fèi)理念及其消費(fèi)方式轉(zhuǎn)變，導(dǎo)致收入效應(yīng)對(duì)中國水資源利用效率的提升作用較為有限.至于OFDI提高水資源進(jìn)口依賴度，降低了水資源自給率，其原因主要是中國在實(shí)施對(duì)外投資的同時(shí)，大量水資源被消耗，整體水資源供需矛盾突出，除了7個(gè)水資源豐富的省域，缺水的省域多是通過與其他省域甚至其他國家進(jìn)行虛擬水貿(mào)易來緩解本區(qū)域缺水狀況.

其次，從表1可知，OFDI提高1%，水資源匱乏指數(shù)提高0.169%，水資源壓力指數(shù)提高0.086%，均呈顯著性.表明OFDI提高了水資源匱乏指數(shù)和水資源壓力指數(shù)，對(duì)中國水資源安全產(chǎn)生了負(fù)面影響.導(dǎo)致前者的原因是中國在實(shí)施對(duì)外投資時(shí)，OFDI通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效應(yīng)等導(dǎo)致大量水資源被消耗，水足跡提高，同時(shí)伴隨著大量污水排放，由于不少省域往往對(duì)污水排放規(guī)制不嚴(yán)，執(zhí)行處罰較輕，甚至選擇性執(zhí)法，再加上缺乏先進(jìn)的污水處理設(shè)施，以及節(jié)水設(shè)施和水循環(huán)利用設(shè)施不足，導(dǎo)致中國可用水資源量下降，進(jìn)而提高了水資源匱乏指數(shù).導(dǎo)致后者的原因是中國OFDI在提高本國內(nèi)部水足跡的同時(shí)，也促進(jìn)了中低端產(chǎn)品出口增加，提高了出口虛擬水足跡，使得水資源壓力指數(shù)上升.

3.2 不同類型OFDI對(duì)水資源安全的影響

將OFDI按照動(dòng)機(jī)分為市場、資源和技術(shù)尋求型OFDI，在測度三者前，考慮到數(shù)據(jù)的代表性，選擇OFDI流量大且連續(xù)的國家，主要為歷年排名前20位的國家，排除英屬維爾京群島、開曼群島、百慕大群島與中國的香港、澳門和臺(tái)灣地區(qū)，再納入中國市場尋求型、資源尋求型和技術(shù)尋求型OFDI的重要國家，估計(jì)樣本最終選取56個(gè)國家.其中市場尋求型OFDI樣本國家包括菲律賓、馬來西亞、巴基斯坦、泰國、老撾、斯里蘭卡、文萊、緬甸、孟加拉國、柬埔寨、越南；資源尋求型OFDI樣本國家包括沙特阿拉伯、澳大利亞、俄羅斯、南非、伊朗、委內(nèi)瑞拉、蒙古、巴西、哈薩克斯坦、阿爾及利亞；技術(shù)尋求型OFDI樣本國家包括美國、歐盟27國、日本、加拿大、新西蘭、韓國、新加坡、挪威、瑞士.然后分為順梯度和逆梯度OFDI進(jìn)一步研究不同類型OFDI對(duì)水資源安全的影響，其中順梯度OFDI是指中國對(duì)其他發(fā)展中國家的投資，逆梯度OFDI是指中國對(duì)新興市場經(jīng)濟(jì)體國家和發(fā)達(dá)國家的投資.利用Stata 15軟件估計(jì)，具體結(jié)果見表2和表3.

表2 不同類型OFDI對(duì)水資源安全的影響(一)

1)控制變量對(duì)因變量的影響不是本文關(guān)注的重點(diǎn)，加入控制變量是為了估計(jì)結(jié)果更為可靠，按照通行做法，這里控制變量的估計(jì)系數(shù)未列出，讀者如有需要可向作者索取.

2)Arellano-Bond AR統(tǒng)計(jì)量無異常.

注：同表2.

首先，從表2可知，市場尋求型和資源尋求型OFDI增加1%，水資源承載力分別下降0.127%和0.171%，均通過了顯著性檢驗(yàn).表明市場尋求型和資源尋求型OFDI對(duì)水資源可持續(xù)支持人口、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能力均產(chǎn)生了負(fù)面影響，不利于中國水資源承載力提高，相對(duì)而言，資源尋求型OFDI對(duì)水資源承載力的負(fù)面影響更大.

導(dǎo)致前者的原因在于，市場尋求型OFDI雖然向其他國家輸出了過剩產(chǎn)能，轉(zhuǎn)移了在國內(nèi)不具有比較優(yōu)勢的傳統(tǒng)夕陽產(chǎn)業(yè)，促使水資源消耗降低，但通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效應(yīng)和國內(nèi)投資效應(yīng)提高了水資源利用量.同時(shí)通過加劇市場競爭、減少過剩產(chǎn)能、推動(dòng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)外移等優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升了要素配置效率，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)和要素配置效應(yīng)提升了水資源利用效率.但市場尋求型OFDI未能通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和收入效應(yīng)提升水資源利用效率，反而其收入效應(yīng)降低了水資源利用效率，主要是市場尋求型OFDI企業(yè)大多是國內(nèi)在海外市場上競爭力和談判議價(jià)能力較弱的傳統(tǒng)制造企業(yè)，容易在海外市場上遭遇俘獲效應(yīng)，壓制了非熟練勞動(dòng)力和低技能勞動(dòng)力工資上升，對(duì)人們消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生了不利影響，導(dǎo)致水資源利用效率降低.因此，市場尋求型OFDI不利于水資源承載力提高.

導(dǎo)致后者的原因在于，資源尋求型OFDI通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效應(yīng)、國內(nèi)投資效應(yīng)和環(huán)境污染效應(yīng)提高了水資源利用量，其未能顯著提高要素配置效率、增加居民收入、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)技術(shù)水平提升，即未能通過要素配置效應(yīng)、收入效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)顯著提升水資源利用效率.

從表2還可知，市場尋求型和資源尋求型OFDI增加1%，水資源進(jìn)口依賴度分別提高0.114%和0.148%，水資源自給率分別下降0.075%和0.096%，均呈顯著性，市場尋求型和資源尋求型OFDI均提高了水資源進(jìn)口依賴度，降低了水資源自給率.相比較而言，資源尋求型OFDI對(duì)水資源進(jìn)口依賴度的提高作用和對(duì)水資源自給率的降低作用均較大.從表2還發(fā)現(xiàn)，市場尋求型和資源尋求型OFDI提高1%，水資源匱乏指數(shù)分別提高0.082%和0.107%，水資源壓力指數(shù)分別提高0.073%和0.091%，均呈顯著性.表明市場尋求型和資源尋求型OFDI均提高了水資源匱乏指數(shù)和水資源壓力指數(shù)，資源尋求型OFDI的提高作用更大.原因可能在于市場尋求型和資源尋求型OFDI均通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效應(yīng)和國內(nèi)投資效應(yīng)提高了水足跡，但前者通過轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能和邊際產(chǎn)業(yè)，減少了水生態(tài)環(huán)境污染，使得可用水資源量上升，而后者的環(huán)境污染效應(yīng)使得可用水資源量下降.市場尋求型OFDI通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)等提升了出口產(chǎn)品中耗水較少的技術(shù)密集型產(chǎn)品出口比重，資源尋求型OFDI未能顯著促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、提高要素配置效率、增加居民收入，其更多提升了耗水較多的非技術(shù)密集型產(chǎn)品出口比重，導(dǎo)致出口虛擬水足跡更大.此外，從表2可知，技術(shù)尋求型OFDI增加1%，水資源承載力和水資源自給率分別上升0.083%和0.079%，其他3個(gè)水資源安全指標(biāo)則均顯著下降，表明技術(shù)尋求型OFDI有利于中國水資源安全程度提高.原因在于技術(shù)尋求型OFDI促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)增長和外貿(mào)發(fā)展向集約型轉(zhuǎn)變，有利于增加高附加值的國內(nèi)投資，提高了經(jīng)濟(jì)增長、出口和國內(nèi)投資三者質(zhì)量.通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效應(yīng)、國內(nèi)投資效應(yīng)和環(huán)境污染減少效應(yīng)降低了水資源利用量，減少了水足跡；其促進(jìn)了中國技術(shù)進(jìn)步、推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、提高了要素配置效率和國內(nèi)工資水平，通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)和收入效應(yīng)顯著提高了水資源利用效率，使得可用水資源量上升，水資源安全程度提高.

其次，從表3發(fā)現(xiàn)，順梯度OFDI顯著降低了中國水資源承載力及其自給率，提高了其他3個(gè)水資源安全指標(biāo)，對(duì)中國水資源安全產(chǎn)生了負(fù)面影響.原因在于順梯度OFDI是中國對(duì)其他發(fā)展中國家的投資，主要是為了獲取資源和開拓海外市場，其通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效應(yīng)、國內(nèi)投資效應(yīng)和環(huán)境污染效應(yīng)提高了水資源利用量，增加了水足跡，使得可用水資源量下降.通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)和收入效應(yīng)對(duì)水資源利用效率的提升作用不顯著.從表3還發(fā)現(xiàn)，逆梯度OFDI增加1%，水資源承載力和水資源自給率分別顯著上升0.085%和0.078%，其他3個(gè)水資源安全指標(biāo)則均顯著下降，表明逆梯度OFDI促進(jìn)了中國水資源安全程度提高.原因在于逆梯度OFDI是中國對(duì)新興市場經(jīng)濟(jì)體國家和發(fā)達(dá)國家的投資，主要是獲取技術(shù)和擴(kuò)大海外市場，其推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長方式和出口增長方式轉(zhuǎn)變，提高了國內(nèi)投資質(zhì)量，通過經(jīng)濟(jì)規(guī)模效應(yīng)、出口增長效應(yīng)和環(huán)境污染減少效應(yīng)降低了水資源利用量，減少了水足跡；其通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、要素配置效應(yīng)和收入效應(yīng)對(duì)水資源利用效率產(chǎn)生了顯著的提升作用，促進(jìn)了水資源安全程度提高.

4 結(jié)論

如何在實(shí)施走出去戰(zhàn)略的同時(shí)確保中國水資源安全對(duì)于水生態(tài)文明建設(shè)具有重要意義.利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法對(duì)OFDI對(duì)水資源安全的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn).結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國OFDI對(duì)水資源安全產(chǎn)生的影響，分類型而言，相對(duì)于市場尋求型OFDI，資源尋求型OFDI對(duì)中國水資源安全的負(fù)面影響更大；技術(shù)尋求型OFDI則提高了中國水資源安全程度.順梯度OFDI與逆梯度OFDI對(duì)中國水資源安全的影響存在異質(zhì)性，前者降低了中國水資源安全程度，后者提高了中國水資源安全程度.

由于OFDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長很重要，因此，不能簡單依據(jù)上述實(shí)證結(jié)果就認(rèn)為中國需縮減市場尋求型、資源尋求型OFDI以及順梯度OFDI，以降低它們對(duì)水資源安全產(chǎn)生的負(fù)面影響，而是應(yīng)在擴(kuò)大市場尋求型、資源尋求型OFDI以及順梯度OFDI的同時(shí)，通過積極提高技術(shù)尋求型OFDI和逆梯度OFDI規(guī)模，以提升中國水資源安全程度.但值得注意的是，在擴(kuò)大市場尋求型、資源尋求型OFDI以及順梯度OFDI時(shí)，需盡量提高這3種OFDI企業(yè)自身的技術(shù)水平，以減少這3種OFDI對(duì)中國水資源安全程度的負(fù)面影響.當(dāng)然，通過深化改革開放、完善教育政策、消除金融抑制以及加大知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)提高中國的吸收能力，可獲取更多的技術(shù)尋求型OFDI和逆梯度OFDI的逆向技術(shù)外溢效應(yīng)，以提升國內(nèi)技術(shù)水平，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)和外貿(mào)集約型增長，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高要素生產(chǎn)效率和人們收入，擴(kuò)大高質(zhì)量的國內(nèi)投資，進(jìn)一步促進(jìn)中國水資源安全程度提升.