一、引 言

黨的十九大報告指出，“要以‘一帶一路’建設為重點，堅持引進來和走出去并重，遵循共商共建共享原則，加強創(chuàng)新能力開放合作，形成陸海內外聯(lián)動、東西雙向互濟的開放格局”。作為中國對外開放的重大舉措，“一帶一路”倡議已經得到全球一百五十多個國家、地區(qū)和國際組織的積極響應和廣泛參與，正逐漸從理念轉化為行動，從愿景轉變?yōu)楝F(xiàn)實。隨著“一帶一路”建設的持續(xù)深入，中國對沿線國家和地區(qū)的直接投資規(guī)模與日俱增。據(jù)《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》數(shù)據(jù)顯示，2020年，中國對外直接投資凈額為1 537.1億美元，占同年全球直接投資凈額的20.2%，首次位居全球第一。其中，中國境內投資者在“一帶一路”沿線國家設立境外企業(yè)超過1.1萬家，涉及18個行業(yè)大類，當年實現(xiàn)直接投資凈額225.4億美元，占對外直接投資總凈額的14.7%。2013—2020年，中國“一帶一路”直接投資總額累計達到1 398.5億美元。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2021年，中國第一產業(yè)增加值占國內生產總值的比重為7.3%，第二產業(yè)增加值比重為39.4%，第三產業(yè)增加值比重為53.3%，第三產業(yè)在逐年上升，第二產業(yè)比重較為平穩(wěn)，第一產業(yè)的占比在逐年縮小，產業(yè)結構升級取得了一定成就，但仍存在區(qū)域發(fā)展不協(xié)調、勞動力短缺、資源瓶頸等一系列問題，調整和升級的空間仍然巨大。在這一背景下，探究“一帶一路”直接投資是否能夠促進中國產業(yè)結構升級，對如何更好地推動“一帶一路”倡議、實現(xiàn)高質量發(fā)展有著重要的研究價值。

為避免團體會面對實驗效果的干擾影響，在實驗期間，實驗組采取積極心理取向的結構式團輔，每周一次，每次90 min，為期10周；對照組采取無結構式的團輔形式，每周會面一次，自由討論，每次90 min，持續(xù)10周.

3.加強員工法治理念教育，促進全員法律風險意識的提升。員工是企業(yè)構成的基本單元。員工法律風險意識水平的高低決定了企業(yè)法律意識水平的高低。在目前員工構成復雜、多種用工形式并存、風險意識參差不齊的情況下，應當結合崗位責任制培訓加強員工的法治理念教育，逐步樹立法律風險防范意識，促進全員法律風險防控意識的提升。

國外學者關于對外直接投資與產業(yè)升級的研究開始較早，其中為人熟知的是“錢納里工業(yè)化階段理論”——經濟體由低級向高級的躍進都是通過產業(yè)結構不斷升級來推動的，而對外直接投資在其中發(fā)揮著至關重要的作用

。近十年，伴隨中國對外直接投資規(guī)模不斷擴大，國內有關對外直接投資與產業(yè)升級關系的研究開始增多，大部分研究主要針對中國對外直接投資與產業(yè)升級的相互影響。程貴等

發(fā)現(xiàn)中國對中亞五國的直接投資有效促進了中國的產業(yè)結構升級；王麗和韓玉軍

認為對外直接投資的逆向技術溢出效應推動了中國的產業(yè)結構升級優(yōu)化；李逢春

則認為不同規(guī)模的對外直接投資對于中國產業(yè)升級的影響也是有差別的，數(shù)額越大，效果越強，且不同大洲的推動效應不同，亞洲地區(qū)最為明顯，歐美次之，非洲最弱。

但是，楊英和劉彩霞

認為，中國“一帶一路”對外直接投資未能明顯優(yōu)化中國產業(yè)結構，尤其是對第二、第三產業(yè)生產率的提升收效甚微，原因在于對外直接投資會通過對貿易與就業(yè)的替代效應抑制國內產業(yè)結構升級。也有少部分研究著重分析對外直接投資對產業(yè)升級的影響機制。廖紅偉和楊良平

發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”沿線參與國能夠借助經濟增長，利用需求效應、供給效應對產業(yè)結構升級起到正向推動作用。潘素昆和袁然

根據(jù)企業(yè)的投資動機從微觀、宏觀雙重視角對對外直接投資的影響機制進行分析，發(fā)現(xiàn)不同投資動機的對外直接投資促進產業(yè)升級的機理不同，在此基礎上，馬相東

提出了借助對“一帶一路”沿線國家的順向直接投資推進產業(yè)結構升級的基本路徑與建議。

本文創(chuàng)造性地構建了中國“一帶一路”直接投資產業(yè)升級效應的理論傳導機制，并為接下來的實證研究找到了一個合適的數(shù)據(jù)庫：由美國企業(yè)研究所和美國傳統(tǒng)基金會公布的“中國全球投資跟蹤”(China Global Investment Tracker)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫較為全面地收錄了中國境內企業(yè)自2005年以來先后對52個“一帶一路”沿線國家

直接投資的投資總額、投資方式、股權比例等信息。本文借助“中國全球投資跟蹤”數(shù)據(jù)庫及中國統(tǒng)計年鑒、中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒、各省份統(tǒng)計年鑒、中國人口統(tǒng)計年鑒、Wind數(shù)據(jù)庫等，構造了2006—2017年中國省際非平衡面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型及系統(tǒng)GMM估計方法檢驗了中國“一帶一路”直接投資對國內產業(yè)結構升級的影響，發(fā)現(xiàn)“一帶一路”直接投資不論對中國產業(yè)結構升級還是制造業(yè)產業(yè)結構升級均具有顯著的促進作用，通過工具變量對內生性問題的處理及穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)所得結論依然穩(wěn)健。

二、理論分析

“一帶一路”沿線國家多為發(fā)展中國家，其經濟發(fā)展水平、技術水平、產業(yè)結構較中國相對落后，中國對其所進行的直接投資多為順向投資。劉敏等

根據(jù)投資東道國的類型把中國對外直接投資動機分為資源尋求型、市場尋求型和技術尋求型三類。裴秋蕊和盧進勇

研究發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)對外直接投資主要有市場尋求型動機、資源尋求型動機、戰(zhàn)略尋求型動機三種。但本文認為，與逆向投資不同，當直接投資流向以“一帶一路”沿線國家為主時，技術尋求型動機與戰(zhàn)略尋求型動機將被成本尋求型動機所取代。原因在于：一方面，“一帶一路”沿線國家大多還不具備中國企業(yè)急需的先進技術或無形資產，不能滿足技術尋求型動機和戰(zhàn)略尋求型動機；另一方面，由于要素結構不同所帶來的要素成本差異，中國企業(yè)為追求更低的要素成本及更高的資源配置效率會產生對沿線發(fā)展中國家新的直接投資需求——成本尋求型直接投資需求。

(一)直接投資需求與產業(yè)結構升級機理

根據(jù)錢納里工業(yè)化階段理論，產業(yè)升級不僅包括三次產業(yè)的結構升級，還應包括制造業(yè)產業(yè)由勞動密集型向資本密集型及技術密集型的升級過程。本文參考付凌暉

的研究，采用產業(yè)結構高級化(w)來衡量中國產業(yè)結構升級情況。具體來說，產業(yè)結構高級化是指隨著經濟規(guī)模的不斷擴大，產業(yè)結構所表現(xiàn)出的規(guī)律性變化過程，即三次產業(yè)比重沿著第一、第二、第三產業(yè)的順序不斷上升。產業(yè)結構高級化指標的計算過程分三步：

以市場尋求型動機進行“一帶一路”直接投資的國內企業(yè)最終目的大多是擴大銷售渠道及國際市場占有率，以便形成規(guī)模經濟。龔靜和尹忠明

根據(jù)新貿易理論認為，規(guī)模經濟的形成有利于擴大本國貿易與投資規(guī)模，進而促進國內產業(yè)結構的更新?lián)Q代。一方面，企業(yè)如果形成內部規(guī)模經濟可以有效降低生產成本，提高企業(yè)利潤，形成一定的資金財力后，就會使企業(yè)進行更多的研發(fā)投入與技術革新，從而推動產業(yè)整體的技術進步，使產業(yè)趨于高級化；另一方面，“一帶一路”直接投資一旦形成外部規(guī)模經濟，企業(yè)就會借助產業(yè)發(fā)展規(guī)模而形成新的競爭優(yōu)勢，有利于產業(yè)內資源配置的優(yōu)化，從而推動結構升級。此外，宮汝凱和李洪亞

根據(jù)異質性企業(yè)貿易理論發(fā)現(xiàn)，生產率是決定企業(yè)經營市場次序的決定性因素。生產率高的企業(yè)往往會選擇對外貿易或投資，以形成規(guī)模更大的國際市場；而生產率低的企業(yè)一般只能服務于國內市場，最終會因為生產率高的企業(yè)所帶來的競爭效應而被淘汰，從而提升整個產業(yè)的生產效率、技術水平與資源配置效率，推動該產業(yè)的結構升級。

2.成本尋求型直接投資的產業(yè)結構升級機理

第三步，定義產業(yè)結構高級化的計算公式如式(3)所示：

3.資源尋求型直接投資的產業(yè)結構升級機理

許淵沖翻譯理論思維的特征與傾向 ……………………………………………………… 覃江華 許 鈞（5.51）

中國現(xiàn)階段的產業(yè)結構升級已經嚴重受到資源短缺的制約，而通過國際貿易又會受到各種貿易壁壘的影響。汪琦

認為對外直接投資則可以繞開貿易壁壘，直接從東道國獲取本國稀缺資源，從而克服資源稟賦不足的劣勢，更好地發(fā)揮技術、管理等軟性資源優(yōu)勢，推動產業(yè)結構向高級化發(fā)展。此外，根據(jù)產業(yè)關聯(lián)理論，一旦上游產業(yè)擺脫資源約束，稟賦結構的變化會影響下游產業(yè)的發(fā)展。在中國企業(yè)與眾多“一帶一路”沿線國家進行產能合作的過程中，突破資源瓶頸的能源產業(yè)獲得很大程度上的技術升級，所釋放的產業(yè)關聯(lián)效應將逐漸推進相關下游產業(yè)的技術更新，尤其體現(xiàn)在新能源與新材料技術的開發(fā)與利用，從而使整條產業(yè)鏈高級化。

(二)“一帶一路”直接投資企業(yè)受國內國外的雙向影響

1.國內產業(yè)結構升級對“一帶一路”直接投資企業(yè)的影響機制

一是通過自我選擇效應形成的優(yōu)勝劣汰，二是通過競爭效應倒逼企業(yè)提升生產率，三是通過價值鏈升級提升企業(yè)自身的技術水平。這三種影響使得“一帶一路”直接投資企業(yè)獲得了更大的發(fā)展優(yōu)勢，從而會繼續(xù)提高對“一帶一路”沿線國家的直接投資力度與直接投資質量。而大規(guī)模高質量的“一帶一路”直接投資將進一步在國內釋放產業(yè)升級效應，最終形成“一帶一路”直接投資——釋放產業(yè)升級效應——刺激企業(yè)進行更大規(guī)模、更高質量的“一帶一路”直接投資——進一步釋放產業(yè)升級效應的良性動態(tài)內循環(huán)。

為經濟社會發(fā)展提供基礎水信息支撐——水利部副部長、國務院水利普查辦主任矯勇就第一次全國水利普查工作成果答記者問 …………………………………(7.4）

2.沿線國家承接直接投資后對“一帶一路”直接投資企業(yè)的影響機制

中國“一帶一路”直接投資為沿線國家?guī)淼墓I(yè)化戰(zhàn)略資產會通過技術溢出效應、就業(yè)效應和投資效應使沿線國家技術水平提升、就業(yè)崗位增多、基礎設施環(huán)境改善，進而會對中國“一帶一路”直接投資企業(yè)形成三種投資紅利：一是提升企業(yè)在國際市場的品牌影響力，二是通過沿線國家基建環(huán)境的改善使企業(yè)貿易條件得到優(yōu)化，三是新開辟的國際市場為企業(yè)創(chuàng)造出新的利潤空間。這三方面的積極影響同樣可以擴大中國對外直接投資企業(yè)的優(yōu)勢與實力，使之出于不同的投資動機繼續(xù)加大對沿線國家的直接投資力度，完善直接投資結構，提高直接投資質量，從而進一步釋放“一帶一路”直接投資的產業(yè)升級效應，形成“一帶一路”直接投資——享受直接投資紅利——繼續(xù)擴大直接投資——進一步釋放產業(yè)升級效應的良性動態(tài)外循環(huán)。

綜合上述分析，本文構建了基于“內外良性雙循環(huán)”的“一帶一路”直接投資促進中國產業(yè)結構升級的理論傳導機制，如圖1所示。可以看出，出于三種動機形成的“一帶一路”直接投資會通過規(guī)模經濟效應、價值鏈升級效應、產業(yè)關聯(lián)效應促進中國產業(yè)結構升級，而直接投資企業(yè)也會從國內產業(yè)升級與享受投資紅利兩方面繼續(xù)擴大對沿線國家的直接投資，進一步促進“一帶一路”直接投資的產業(yè)升級效應，最終形成動態(tài)“內外良性雙循環(huán)”結構。

三、研究設計

(一)模型設定與樣本選擇

現(xiàn)階段，對外直接投資產業(yè)結構升級效應的實證研究從方法上大多選擇傳統(tǒng)的向量自回歸模型(VAR 模型)及面板固定效應模型(Panel FE 模型)，但VAR模型及Panel FE模型并不能精確刻畫對外直接投資、產業(yè)結構升級等變量的動態(tài)特征，且內生性問題很可能導致估計結果不一致。為彌補上述缺陷，本文借鑒Mody和Murshid

的做法，將被解釋變量滯后一期作為解釋變量納入模型中，選取2006—2017年中國30個省份

相關數(shù)據(jù)構建非平衡動態(tài)面板模型，并采用系統(tǒng)GMM估計分析“一帶一路”直接投資對產業(yè)結構及制造業(yè)產業(yè)結構升級的影響?；鶞驶貧w模型如式(1)所示：

y

=β

+β

y

+β

x

+θ

control

+φ

+μ

+ε

(1)

其中，y表示被解釋變量，x表示解釋變量，control表示控制變量；下標i表示省份，下標t表示年份；φ

表示個體固定效應；μ

表示時間固定效應；ε

表示隨機擾動項。

(二)變量選取及描述性統(tǒng)計分析

1. 被解釋變量：產業(yè)結構高級化(w)和制造業(yè)結構高度化(h)

1.市場尋求型直接投資的產業(yè)結構升級機理

本文共選取5個控制變量，分別為：經濟發(fā)展水平(gdp)，用各地區(qū)人均GDP的自然對數(shù)衡量。市場化程度(market)，根據(jù)褚敏和靳濤

、樊綱等

與馬連福等

的研究，用地區(qū)市場化水平衡量。城鎮(zhèn)化水平(urban)，用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)人口總數(shù)的比重衡量。城鄉(xiāng)收入差距(income)，用城鄉(xiāng)收入比衡量。人口結構(pop)，借鑒汪偉等

的研究，用人口撫養(yǎng)比，即非勞動年齡人口與勞動年齡人口的比值作為人口結構的代理變量。

借助Stata統(tǒng)計軟件，運用系統(tǒng)GMM方法，本文采用Greene和Villanueva

類似的做法，將解釋變量invest滯后一期作為工具變量，對全樣本進行估計，結果如表2所示。

第二步，分別計算X

與產業(yè)由低層次到高層次排列的列向量X

=(1,0,0)，X

=(0,1,0)，X

=(0,0,1)的夾角θ

，θ

，θ

，其中，計算公式如式(2)所示：

自古以來官修史書所形成的史傳“樹型楷范”，以教化民眾的傳統(tǒng)，這一意識在清代的方志編纂實踐和理論中，得到了前所未有的加強，這便是章學誠在《文史通義·答甄秀才論修志第一書》所說的：“史志之書，有裨風教，原因傳述，忠孝節(jié)義，凜凜冽冽，有聲有色，使百世而下，怯者勇生，貪者廉立?！瓫r天地間，大節(jié)大義，綱常賴以扶持，世教賴以撐柱者乎！”［1］821因而，舊時的史書、方志在人物傳記的寫作和編纂處理中，多采用以類相從的體例。一部史書或方志，以道德評判為主要依據(jù)，將傳主分別歸入《名宦傳》《名賢傳》《儒林傳》《文苑傳》《孝友傳》《忠義傳》《隱逸傳》《耆德傳》《方技傳》《列女傳》。

(2)

自中國經濟進入新常態(tài)以來，勞動力、土地等要素價格明顯升高，生態(tài)環(huán)境壓力日益增大。部分產業(yè)為追求更低的要素價格及更高的資源配置效率，往往選擇要素價格相對低廉的“一帶一路”沿線國家進行對外直接投資。李逢春

根據(jù)邊際產業(yè)轉移理論，發(fā)現(xiàn)一些在本國逐漸失去比較優(yōu)勢的邊際產業(yè)，通過對外直接投資轉移到次發(fā)達國家或地區(qū)，可以為本國發(fā)展服務業(yè)與新興產業(yè)騰出資源與空間，有助于本國經濟效率的提升與產業(yè)結構的升級。在中國企業(yè)為尋求低成本的“一帶一路”對外直接投資過程中，不僅使“一帶一路”沿線國家獲得當?shù)丶毙璧墓I(yè)化戰(zhàn)略性資產，而且還釋放了國內有限的生產資源，為現(xiàn)代服務業(yè)和高新技術產業(yè)的發(fā)展提供了廣闊空間，從而加速價值鏈升級過程，推動中國產業(yè)結構轉型升級。

著名心理學家維果斯基解釋了孩子這一行為：這是孩子自控力發(fā)展的自然表現(xiàn)，因為自言自語時他們可以更專注更持久。

(3)

w值越大，表明產業(yè)結構高級化水平越高。對于制造業(yè)產業(yè)內結構升級，本文參考經濟合作與發(fā)展組織(OECD)對制造業(yè)的分類方法，合并高端與中高端為高端技術產業(yè)，將制造業(yè)產業(yè)按照技術密集度分為高端技術制造業(yè)、中端技術制造業(yè)、低端技術制造業(yè)三類。

使用高端技術產業(yè)總產值占中端技術產業(yè)總產值的比重來定義制造業(yè)結構高度化指標(h)，描述中國制造業(yè)產業(yè)結構情況。該比重越高，說明制造業(yè)產業(yè)結構越高級。

1.1 研究對象 2014年1月-2014年12月南京市胸科醫(yī)院的門診及住院呼吸系統(tǒng)疾病患者6 984例，男性4 681例，女性2 303例，年齡11～99歲，平均年齡（55.24±18.62）歲；按年齡分為五組，≤20歲組258例，20～40歲組1 322例，40～60歲組2 337例，60～80歲組2 626例，≥80歲組441例；按不同季節(jié)分組，春季（3-5月）1 931例，夏季（6-8月）1 742例，秋季（9-11月）1 650例，冬季（12-2月）1 661例；所有病例均存在呼吸道感染的臨床表現(xiàn)：持續(xù)性咳嗽、發(fā)熱、呼吸急促或呼吸困難；肺部聽診可聞及細濕啰音等。所有患者均知情同意。

4.變量描述性統(tǒng)計分析

“中國全球投資跟蹤”數(shù)據(jù)庫詳細記錄了中國對52個“一帶一路”沿線國家直接投資的投資企業(yè)、投資行業(yè)、投資地區(qū)、投資方式等詳細信息。據(jù)此，本文將2006—2017年各投資企業(yè)的直接投資總額(invest)按照企業(yè)注冊地以30個樣本省份為單位進行手工整理，共得到360個觀測值并對其取自然對數(shù)衡量解釋變量。

3. 控制變量

呵護真誠安全無恐懼的聆聽分享氛圍，困難在于無形的氛圍聚散微妙。除了多數(shù)人習慣迷失自我，狂躁之心泛濫，稍不尊重就足以讓開放的氛圍瞬間消失。此外，還必須澄清某些似是而非的混淆。比如，分享了自己的困惑，會不會很想聽聽合理的建議？不滿足于展示性敘事，不熱心提建議而中斷聆聽，會有損敘事探究的“集智”價值嗎？會妨礙凝聚正能量嗎？本文開篇對兩個問詢的回應，不也是在提建議嗎？

2.解釋變量：對外直接投資總額

本文所選取變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。為避免非球形擾動可能帶來的影響，在運算過程中，將“一帶一路”直接投資總額代理變量invest、人均GDP代理變量gdp進行取自然對數(shù)處理。

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果與分析

第一步，將三次產業(yè)各自增加值占GDP的比重作為空間向量中的一個分量，組成一組三維向量X

=(x

,x

,x

)。

從表2可以看出，表2中的列(1)與列(2)被解釋變量為產業(yè)結構高級化，列(1)未加入控制變量，列(2)加入全部控制變量；列(3)與列(4)匯報了被解釋變量為制造業(yè)結構高度化時的回歸結果。類似地，列(3)未加入控制變量，列(4)加入控制變量。結果顯示，列(1)—列(4)解釋變量invest的估計系數(shù)均顯著為正。說明中國“一帶一路”直接投資對國內產業(yè)結構高級化具有顯著的正向促進作用，即“一帶一路”直接投資對產業(yè)結構具有一定的升級效應，同樣對制造業(yè)結構也具有顯著的升級效應。列(2)和列(4)結果顯示，“一帶一路”直接投資總額每翻一倍，國內產業(yè)結構高級化將提高0.002，制造業(yè)結構高度化將提高0.013。由此可見，出于三種動機形成的“一帶一路”直接投資確實會促進中國產業(yè)結構升級。根據(jù)《2020年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》的數(shù)據(jù)顯示，隨著“一帶一路”的高質量發(fā)展，中國的“一帶一路”對外直接投資總額也在不斷提升，從2013年的126.3億美元已經達到2020年的225.4億美元，年均增長率約為8.6%，這從側面說明“一帶一路”直接投資企業(yè)確實通過自身結構的升級以及直接投資帶來的紅利擴大了對“一帶一路”沿線國家的直接投資。因此，這一結果可以驗證動態(tài)“內外良性雙循環(huán)”傳導機制的存在性。

我一口氣跑到一樓。保安室窗前掛著“巡查中”的牌子。我往外看了一圈，沒有發(fā)現(xiàn)保安的影子。沒辦法。我跑到汽車站，汽車還沒來。我問站在旁邊等公共汽車的男人，請問你有手機嗎？有人夾在電梯里，我要撥打119報案。男人好像看見了怪物似的，瞥了我一眼，冷冷地說了句“我沒有手機”，然后把頭扭向汽車駛來的方向。后面的女人做出同樣的反應轉過身去。

此外，從列(2)可以發(fā)現(xiàn)，變量gdp估計系數(shù)顯著為正，說明經濟發(fā)展水平確實對產業(yè)結構高級化存在正向推動效應，符合前文的理論分析預期；市場化指數(shù)變量顯著為負，同褚敏和靳濤

的研究結論有所不同?？赡艿脑蛟谟?，由于部分地區(qū)市場運行環(huán)境還不夠完善，大部分非國有性質的中小微企業(yè)發(fā)展困難的問題還較為突出，產業(yè)的結構性難題還未破解，依靠市場調節(jié)實現(xiàn)產業(yè)結構高級化的能力較為薄弱，需要更多依靠國有企業(yè)作為調整產業(yè)結構的主力軍。因此，市場化程度越低反而對當?shù)禺a業(yè)結構高級化有著正向影響。其余控制變量urban、pop估計系數(shù)為正，但并不顯著；income估計系數(shù)為負，同樣未通過顯著性檢驗。

對于列(4)，考察控制變量回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，同列(2)結果類似，變量gdp估計系數(shù)顯著為正，同樣符合理論分析預期，但人口結構對產業(yè)結構高級化的影響顯著為正，說明人口撫養(yǎng)比越高反而會促進產業(yè)升級。借鑒汪偉等

的觀點，筆者認為可能的原因在于，人口撫養(yǎng)比上升背后所隱藏的人口老齡化問題雖在短期內增加了企業(yè)負擔，制約產業(yè)升級，但在長期，隨著勞動力成本的不斷上升，將迫使制造業(yè)企業(yè)進行技術改造，脫離原有勞動密集型的生產方式，逐步向資本密集型與技術密集型跨越，從而實現(xiàn)制造業(yè)內部的結構升級。因此，人口撫養(yǎng)比越高，反而會倒逼制造業(yè)企業(yè)轉型發(fā)展，加速制造業(yè)結構升級進程。

交互式教學是在宏觀教學情景下，教師的教與學生的學圍繞某一個問題進行平等交流和自主互動的一種教學方法。它是基于支架式教學的理論，通常包含幾個步驟：一是確定主題；二是導入問題；三是學生獨立探索；四是協(xié)作學習；五是學習效果評價。很多老師在備課上課時也會采用交互式教學法，但是在很多方面不能取得良好的效果，例如在講解某一景點時，學生對旅游景點的不熟悉而導致缺乏代入感，搭建的框架不清晰，獨立探索的功能不強，再就是對于學生學習的效果評價的方法單一等。

(二)內生性問題處理

為進一步緩解基準模型可能存在的內生性問題，本文找到了一個較為合適的工具變量：省份i是否為“一帶一路”倡議沿線重點省份(z)。根據(jù)2015年國家發(fā)改委、外交部、商務部聯(lián)合發(fā)布的《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》，劃定新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海、內蒙古、黑龍江、吉林、遼寧、廣西、云南、西藏、重慶、上海、福建、廣東、浙江、海南等共18個省份作為“一帶一路”沿線重點省份。當樣本省份i屬于上述18個省份時，工具變量z等于1，否則等于0。從工具變量相關性看，是否為“一帶一路”倡議沿線重點省份同該地區(qū)解釋變量“一帶一路”直接投資總額密切相關。劃定沿線重點省份的初衷在于，要發(fā)揮沿線重點地區(qū)的特殊優(yōu)勢及各自角色，利用好彼此間的經濟互補性與廣闊發(fā)展空間，同眾多“一帶一路”沿線國家在“五通”等方面共建合作共贏之路。因此，沿線重點省份企業(yè)必然在對外直接投資偏好上更傾向于“一帶一路”沿線國家，

說明工具變量z同解釋變量invest具有相關性。從外生性看，“一帶一路”沿線重點省份的劃分主要基于古代陸上絲綢之路與古代海上絲綢之路的地理及歷史沿革。顯然，此變量與影響地區(qū)產業(yè)結構升級的其他因素高度不相關。綜上，變量z基本符合作為工具變量的前提條件。在此基礎上，本文利用兩階段最小二乘法(2SLS)對可能產生的內生性問題做進一步討論，回歸結果如表3所示。從表3可以看出，列(1)表示第一階段回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，工具變量z與解釋變量invest高度正相關，符合工具變量相關性的前提，說明作為“一帶一路”沿線重點省份，確實較其他省份更愿意對“一帶一路”國家進行直接投資。列(2)與列(3)分別表示第二階段中，被解釋變量分別為w和h的回歸結果。可以發(fā)現(xiàn)，在采用兩階段最小二乘進行內生性問題處理后，解釋變量invest的估計系數(shù)分別為0.147和0.015，且均通過顯著性檢驗，說明在緩解內生性問題后，所得結論依然穩(wěn)健。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為驗證基準回歸結果的穩(wěn)健性，本文選擇以下三種方法對主要結論進行穩(wěn)健性檢驗：第一，將動態(tài)面板模型更換為靜態(tài)雙固定效應模型，以考察基準模型設定的穩(wěn)健性。采用雙固定效應靜態(tài)模型進行回歸的結果

顯示，不論是產業(yè)結構高級化還是制造業(yè)結構高度化，解釋變量invest的估計系數(shù)均顯著為正，說明基準模型設定較為穩(wěn)健。第二，將系統(tǒng)GMM估計更換為差分GMM估計，以考察基準模型估計方法的穩(wěn)健性。本文運用兩步差分GMM估計對基準模型被解釋變量再次回歸，結果顯示，解釋變量invest的估計系數(shù)分別為0.001和0.010，均通過10%的顯著性檢驗，可以認為估計方法的選擇較為穩(wěn)健。第三，剔除樣本異常值影響。為驗證基準回歸結果并不會受樣本極端異常值的影響，本文參考Chinn和Prasad

的做法，將北京、上海、廣東三地從原樣本中刪除，

對新組成的子樣本進行包含工具變量z的系統(tǒng)GMM估計，結果顯示，解釋變量invest估計系數(shù)分別為0.002和0.001，同樣通過10%與5%的顯著性檢驗，估計結果所得結論依然不變，說明基準回歸結論依然穩(wěn)健。

五、結論與政策建議

本文在現(xiàn)有文獻基礎上將中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家的直接投資動機分為市場尋求型、成本尋求型、資源尋求型三類，認為“一帶一路”直接投資會出于不同投資動機通過形成規(guī)模經濟效應、價值鏈升級效應與產業(yè)關聯(lián)效應促進中國產業(yè)結構升級。而直接投資企業(yè)也會從內部產業(yè)升級與享受直接投資紅利兩方面繼續(xù)擴大對沿線國家的直接投資，進一步促進“一帶一路”直接投資的產業(yè)升級效應，最終形成動態(tài)“內外良性雙循環(huán)”的傳導機制。分析發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”直接投資不論對中國產業(yè)間結構還是制造業(yè)產業(yè)內結構均具有顯著的正向推動作用，且結論穩(wěn)健。據(jù)此，筆者提出如下政策建議：

中央政府層面，中國應持續(xù)深化推進“一帶一路”直接投資。第一，要繼續(xù)加大對沿線國家的順向直接投資力度，根據(jù)各沿線國家不同特點，因地制宜、因時制宜地制定投資方案；在擴大直接投資規(guī)模的同時，著力提高直接投資質量、優(yōu)化直接投資結構、創(chuàng)新直接投資方式，充分發(fā)揮“一帶一路”直接投資帶來的母國產業(yè)升級效應。第二，要持續(xù)深化與各沿線國家交流合作，嘗試發(fā)展資本和技術密集型直接投資。通過共建技術合作園區(qū)等方式助推上下游產業(yè)一體化發(fā)展，更大限度發(fā)揮“一帶一路”直接投資帶來的產業(yè)關聯(lián)效應與空間溢出效應，實現(xiàn)中國制造業(yè)產業(yè)結構升級。

地方政府層面，每個省(市、區(qū))應加大對當?shù)亍耙粠б宦贰敝苯油顿Y企業(yè)的扶持力度。首先，各省(市、區(qū))要完善“一帶一路”扶持政策和支撐法律，激發(fā)本地企業(yè)的投資興趣，確保本地企業(yè)的投資效益；其次，各省(市、區(qū))要緊抓數(shù)字經濟發(fā)展的大趨勢，通過中國推進“一帶一路”新基建的機會吸引資本投入，助力本地制造業(yè)企業(yè)主動融入新一輪科技和產業(yè)革命，加快當?shù)刂圃鞓I(yè)在數(shù)字化、網絡化、智能化等領域的發(fā)展，推動制造業(yè)質量變革、效率變革、動力變革，實現(xiàn)制造業(yè)數(shù)字化升級；最后，各省(市、區(qū))政府要通過參與“一帶一路”建設，促進與“一帶一路”國家的聯(lián)系和資源共享。要推動大通道大樞紐建設，構建全方位、多層次、復合型的國際骨干通道網絡，充分利用“一帶一路”航空、鐵路、公路立體大通道加強與沿線國家的合作與交流，深度融入各國的建設領域，造就屬于本地區(qū)的特色名片，吸引資本投入，培育地區(qū)龍頭企業(yè)，加快新舊動能轉換，推動產業(yè)鏈邁向中高端，實現(xiàn)地區(qū)制造業(yè)發(fā)展提質增效。

對于“傳記”的定義辨析，國內外學界尤其是傳記文學界已有廣泛的討論，這里不作一一概述了，這里需要探討的是“傳記史學”的定義辨析。

企業(yè)層面，“一帶一路”直接投資企業(yè)應利用好直接投資帶來的紅利助力自身價值鏈攀升。一方面，“一帶一路”直接投資企業(yè)要積極借助自身優(yōu)勢，增強價值鏈升級意識，通過“一帶一路”倡議搭建的共建、共商、共享合作平臺，不斷優(yōu)化投資結構。以順向投資為依托，騰出有限資源與發(fā)展空間，不斷向價值鏈高端環(huán)節(jié)攀升，同時助力“一帶一路”各國形成充分發(fā)揮比較優(yōu)勢的新型分工體系，帶動沿線國家生產效率與經濟水平的提升；另一方面，“一帶一路”直接投資企業(yè)要深化與“一帶一路”國家多領域、全方位的合作，利用多種政策手段鼓勵并引導新興產業(yè)對外直接投資，逐步加大在信息技術、新能源、新材料等領域的合作力度，助推價值鏈向更高階段攀升。

[1] 霍利斯·錢納里，摩西·塞爾奎因.發(fā)展的型式1950—1970[M].李新華，徐公里，遲建平，譯.北京：經濟科學出版社，1988：143-147.

[2] 程貴，王琪，胡海峰.我國對中亞國家直接投資的母國產業(yè)升級效應研究[J].經濟縱橫，2017(6)：68-74.

[3] 王麗，韓玉軍.OFDI逆向技術溢出與母國產業(yè)結構優(yōu)化之間的關系研究[J].國際商務(對外經濟貿易大學學報)，2017(5)：53-64.

[4] 李逢春.對外直接投資的母國產業(yè)升級效應——來自中國省際面板的實證研究[J].國際貿易問題，2012(6)：124-134.

[5] 李逢春.中國對外直接投資推動產業(yè)升級的區(qū)位和產業(yè)選擇[J].國際經貿探索，2013，29(2)：95-102.

[6] 楊英，劉彩霞.“一帶一路”背景下對外直接投資與中國產業(yè)升級的關系[J].華南師范大學學報(社會科學版)，2015(5)：93-101+191.

[7] 廖紅偉，楊良平.“一帶一路”沿線國家OFDI、產業(yè)結構升級與經濟增長：互動機理與中國表現(xiàn)[J].社會科學研究，2018(5)：29-37.

[8] 潘素昆，袁然.不同投資動機OFDI促進產業(yè)升級的理論與實證研究[J].經濟學家，2014(9)：69-76.

[9] 馬相東.順向對外投資與產業(yè)結構升級——基于“一帶一路”建設背景的分析[J].中國特色社會主義研究，2017(3)：34-39.

[10] 劉敏，劉金山，李雨培.母國投資動機、東道國制度與企業(yè)對外直接投資區(qū)位選擇[J].經濟問題探索，2016(8)：100-112.

[11] 裴秋蕊，盧進勇.中國對外直接投資動機趨勢變化研究——基于單邊引力模型及面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].經濟問題探索，2019(7)：111-121.

[12] 龔靜，尹忠明.產業(yè)轉型升級對我國對外直接投資的影響研究——基于兩步系統(tǒng)GMM估計的動態(tài)面板模型分析[J].國際商務(對外經濟貿易大學學報)，2019(4)：71-84.

[13] 宮汝凱，李洪亞.技術進步、經濟結構轉型與中國對外直接投資：基于2003—2012年的證據(jù)[J].南開經濟研究，2016(6)：56-77

[14] 汪琦.對外直接投資對投資國的產業(yè)結構調整效應及其傳導機制[J].國際貿易問題，2004(5)：73-77.

[15] MODY A, MURSHID A P. Growing up with capital flow[J]. Journal of international economics,2005,65(1):249-266.

[16] 付凌暉.我國產業(yè)結構高級化與經濟增長關系的實證研究[J].統(tǒng)計研究，2010，27(8)：79-81.

[17] 褚敏，靳濤.為什么中國產業(yè)結構升級步履遲緩——基于地方政府行為與國有企業(yè)壟斷雙重影響的探究[J].財貿經濟，2013(3)：112-122.

[18] 樊綱，王小魯，馬光榮.中國市場化進程對經濟增長的貢獻[J].經濟研究，2011，46(9)：4-16.

[19] 馬連福，王麗麗，張琦.混合所有制的優(yōu)序選擇：市場的邏輯[J].中國工業(yè)經濟，2015(7)：7-22.

[20] 汪偉，劉玉飛，彭冬冬.人口老齡化的產業(yè)結構升級效應研究[J].中國工業(yè)經濟，2015(11)：47-61.

[21] GREENE J, VILLANUEVA D. Private investment in developing countries: an empirical analysis[J]. Staff papers,1991,38(1):33-58.

[22] CHINN M D, PRASAD E S. Medium-term determinants of current accounts in industrial and developing countries: an empirical exploration[J]. Journal of international economics,2003,59(1):47-76.