協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度的多重中介效應(yīng)研究

作者簡(jiǎn)介：姚戰(zhàn)琪（1971-），男，陜西眉縣人，研究員，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事服務(wù)業(yè)開放與國(guó)際投資研究。E-mail：zhanqiyao@126.com

摘要：在中美貿(mào)易摩擦頻發(fā)、中國(guó)傳統(tǒng)貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)不斷削弱的背景下，提升出口技術(shù)復(fù)雜度是應(yīng)對(duì)復(fù)雜國(guó)際貿(mào)易環(huán)境的重要舉措。而推動(dòng)協(xié)同集聚是提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的重要途徑，研究協(xié)同集聚通過(guò)哪些途徑對(duì)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響是理順協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度之間關(guān)系的關(guān)鍵任務(wù)。本文使用結(jié)構(gòu)方程模型和中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法對(duì)知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)，協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度;雖然協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)中國(guó)研發(fā)人員數(shù)量增加，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也能促進(jìn)中國(guó)提升出口技術(shù)復(fù)雜度，但研發(fā)人員數(shù)量不能促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)中國(guó)研發(fā)投入強(qiáng)度不斷提升，研發(fā)投入強(qiáng)度也能促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)亦能促進(jìn)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度。基于此，筆者認(rèn)為，應(yīng)制定政策不斷提升科技研發(fā)的投入強(qiáng)度，提高研發(fā)投入效率，大力推動(dòng)信息化技術(shù)的運(yùn)用，促進(jìn)研發(fā)投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生持續(xù)影響。

關(guān)鍵詞：協(xié)同集聚;出口技術(shù)復(fù)雜度;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);R&D投入強(qiáng)度;創(chuàng)新產(chǎn)出;研發(fā)人員數(shù)量

中圖分類號(hào)：F752.67;F062.9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2021）04-0037-10

一、引言

在當(dāng)前中美貿(mào)易摩擦頻發(fā)以及中國(guó)傳統(tǒng)貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)不斷削弱的背景下，中國(guó)應(yīng)加大氣力提升出口技術(shù)復(fù)雜度。一國(guó)人均GDP和經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)該國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度有顯著的正向影響，而一國(guó)較低的制度質(zhì)量對(duì)該國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度具有負(fù)向影響。縱然對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體出口能提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，但中國(guó)的制度質(zhì)量較低仍是不可忽視的問(wèn)題。即使在重大經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間，出口復(fù)雜性也存在路徑依賴，并且是穩(wěn)定的，因此，大力提升出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)新興經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體尤為重要[1]。

在推動(dòng)出口技術(shù)復(fù)雜度的諸多因素中，產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同集聚被廣泛關(guān)注。目前，國(guó)內(nèi)關(guān)于協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的文獻(xiàn)可分為三大類：第一，傅建源和劉洪鐸[2]認(rèn)為，金融集聚能帶動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高極化，并能促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度不斷升級(jí)。第二，龔新蜀等[3]認(rèn)為，專業(yè)化集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度有正向技術(shù)溢出效應(yīng)。第三，劉洪鐸[4]認(rèn)為，企業(yè)跨越生產(chǎn)成本和出口市場(chǎng)的生產(chǎn)率門檻后，協(xié)同集聚能夠提升出口技術(shù)復(fù)雜度。

本文主要關(guān)注知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系，探討知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚如何以及何時(shí)影響出口技術(shù)復(fù)雜度：第一，協(xié)同集聚已成為促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升的重要驅(qū)動(dòng)因素。Sun等[5]使用1998—2007年中國(guó)制造業(yè)數(shù)據(jù)的研究成果發(fā)現(xiàn)，中國(guó)制造業(yè)集聚增加了企業(yè)的出口概率和出口量，對(duì)效率較高的企業(yè)影響較大。協(xié)同集聚對(duì)企業(yè)出口額的影響取決于集聚度，當(dāng)集聚度較低時(shí)，集聚度的增加會(huì)擴(kuò)大企業(yè)的出口量，但當(dāng)集聚度已經(jīng)很高時(shí)，集聚度對(duì)企業(yè)出口額的影響會(huì)逐漸減弱。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在產(chǎn)業(yè)集聚與貿(mào)易格局之間發(fā)揮重要作用。Yilmazkuday[6]從產(chǎn)業(yè)層面探討了美國(guó)協(xié)同集聚與貿(mào)易格局之間的關(guān)系。在消費(fèi)方面，國(guó)際進(jìn)口和替代彈性與消費(fèi)集聚效應(yīng)緊密關(guān)聯(lián);在生產(chǎn)方面，國(guó)際出口和中間投入品貿(mào)易被證明與協(xié)同集聚及專業(yè)化效應(yīng)有內(nèi)在的聯(lián)系，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)這些效應(yīng)的作用大小具有重要影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素作出了有益探索，但是，知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度到底是什么關(guān)系？知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過(guò)怎樣的路徑和機(jī)制對(duì)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響？知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生的間接影響是否顯著？這些問(wèn)題都沒(méi)有得到解決，值得進(jìn)一步研究。

本文可能的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)和創(chuàng)新點(diǎn)在于：基于2000—2018年中國(guó)各地區(qū)微觀數(shù)據(jù)，深入剖析知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚（下文簡(jiǎn)稱“協(xié)同集聚”）與出口技術(shù)復(fù)雜度之間關(guān)系、內(nèi)在影響機(jī)制以及協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系成立的邊界條件，具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。本文通過(guò)梳理協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的作用方式，試圖找出協(xié)同集聚促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的最優(yōu)路徑，這對(duì)于更好地發(fā)揮協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用具有重要意義。

二、驅(qū)動(dòng)路徑及研究假設(shè)

（一）協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升效應(yīng)

協(xié)同集聚可以促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)，創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)可以進(jìn)一步提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)而推動(dòng)出口技術(shù)復(fù)雜度不斷提升。首先，協(xié)同集聚能夠通過(guò)降低廠商的生產(chǎn)成本及其進(jìn)入出口市場(chǎng)的生產(chǎn)率門檻，提高企業(yè)生產(chǎn)率和固定成本投入效率，從而提升出口技術(shù)復(fù)雜度[7]。其次，協(xié)同集聚對(duì)不同類型企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不同，協(xié)同集聚能顯著提升中國(guó)東部地區(qū)企業(yè)、外商投資企業(yè)以及加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，但協(xié)同集聚對(duì)其他類型企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量影響較小。再次，協(xié)同集聚能通過(guò)促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)顯著帶動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。Muller和Doloreux[8]認(rèn)為，知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)主要圍繞知識(shí)、集聚和創(chuàng)新三個(gè)維度進(jìn)行，即知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)集聚對(duì)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用，知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與創(chuàng)新高度關(guān)聯(lián)。最后，創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入占比是衡量企業(yè)創(chuàng)新投入能力的一個(gè)重要指標(biāo)，創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入能顯著促進(jìn)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度。毛其淋和方森輝[9]研究了企業(yè)研發(fā)支出對(duì)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，發(fā)現(xiàn)在總體上企業(yè)研發(fā)支出可以顯著促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，若考慮知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)的影響，在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)越完善的地區(qū)，企業(yè)研發(fā)支出的增長(zhǎng)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用越顯著。

協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)R&D投入強(qiáng)度，同時(shí)，不斷提升的R&D投入強(qiáng)度有利于中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能在一定程度上提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度。協(xié)同集聚可以顯著提升包括R&D投入在內(nèi)的區(qū)域創(chuàng)新水平，協(xié)同集聚程度越高，對(duì)包括R&D投入在內(nèi)的區(qū)域創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用就越顯著。同時(shí)，包括R&D投入在內(nèi)的創(chuàng)新投入有助于中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)。詹錦華[10]使用中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)研究認(rèn)為，雖然創(chuàng)新投入對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)促進(jìn)作用較弱，但創(chuàng)新投入能促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。黨的十九大報(bào)告提出，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的一項(xiàng)重要任務(wù)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型不但對(duì)中國(guó)內(nèi)部產(chǎn)生影響，而且對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易也產(chǎn)生影響，中國(guó)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高極化能提升該地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度。王稀龍[11]發(fā)現(xiàn)，雖然中國(guó)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化不能促進(jìn)中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化能顯著促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度。

創(chuàng)新產(chǎn)出可以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能顯著提升出口技術(shù)復(fù)雜度。首先，各地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，區(qū)域創(chuàng)新不但可以促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，更可以促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，即區(qū)域創(chuàng)新可以有效促進(jìn)中國(guó)農(nóng)業(yè)工業(yè)化、制造業(yè)服務(wù)化、服務(wù)業(yè)知識(shí)化和高科技產(chǎn)業(yè)化。包則慶和林繼揚(yáng)[12]使用向量自回歸模型的研究認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新會(huì)顯著帶動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。其次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能顯著提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度。翟士軍和趙磊[13]使用泰爾指數(shù)的倒數(shù)來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，研究認(rèn)為，中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰爾指數(shù)對(duì)地區(qū)出口額與地區(qū)銷售額之比的影響顯著為負(fù)，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性能顯著促進(jìn)出口強(qiáng)度，尤其是東部地區(qū)和中部地區(qū)出口強(qiáng)度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰爾指數(shù)顯著負(fù)相關(guān)?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

H1a：創(chuàng)新產(chǎn)出在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度間存在中介效應(yīng)。

H1b：R&D投入強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起正向促進(jìn)作用，R&D投入強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度間起多重中介效應(yīng)。

H1c：創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起正向促進(jìn)作用，創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度間起多重中介效應(yīng)。

（二）協(xié)同集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效應(yīng)

協(xié)同集聚能通過(guò)促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出、R&D投入強(qiáng)度等路徑促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。在推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的諸多因素中，協(xié)同集聚被廣泛關(guān)注。協(xié)同集聚不但能夠通過(guò)產(chǎn)業(yè)分工精細(xì)化來(lái)促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，而且能通過(guò)不斷延伸的產(chǎn)業(yè)鏈和新增的互補(bǔ)性產(chǎn)業(yè)來(lái)促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化。協(xié)同集聚不但是區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的前提條件和重要保障，更決定了區(qū)域創(chuàng)新的空間布局和創(chuàng)新能力。通過(guò)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，是中國(guó)轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重大戰(zhàn)略。

首先，不但協(xié)同集聚能促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量增加和研發(fā)人員流動(dòng)，而且企業(yè)的空間集聚亦能夠通過(guò)研發(fā)人員的流動(dòng)促進(jìn)技術(shù)的溢出和傳播。協(xié)同集聚不僅能提升該地區(qū)的創(chuàng)新效率，而且協(xié)同集聚與研發(fā)人員的有效互動(dòng)也能促進(jìn)周邊地區(qū)提升創(chuàng)新效率。其次，研發(fā)人員數(shù)量增加能促進(jìn)中國(guó)R&D投入強(qiáng)度增加。研發(fā)領(lǐng)域的人才是中國(guó)區(qū)域創(chuàng)新能力的中堅(jiān)力量，R&D投入強(qiáng)度是促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力的重要因素。人才因素是確保企業(yè)獲得研發(fā)效率的重要條件，本科、碩士、博士以及各種類型的繼續(xù)教育、?？平逃厴I(yè)生為研發(fā)企業(yè)提供了充足的科研人員和一線工作者，同時(shí)，企業(yè)也可以通過(guò)與大學(xué)及研究院的合作來(lái)確保為其科研人員充電，從而防止人才流失。最后，R&D投入強(qiáng)度能推動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)。新增長(zhǎng)理論認(rèn)為，研發(fā)資本投入能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切關(guān)聯(lián)，一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。R&D投入能促進(jìn)中國(guó)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)，無(wú)論是高端制造業(yè)的R&D投入，還是中低端制造業(yè)的R&D投入，都能在不同層次上促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。R&D投入能夠通過(guò)促進(jìn)社會(huì)供求結(jié)構(gòu)變化、優(yōu)化資源要素配置、改善進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)果等渠道促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)[14]。可見(jiàn)，協(xié)同集聚能促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量增加，同時(shí)，研發(fā)人員數(shù)量增加能通過(guò)促進(jìn)R&D投入強(qiáng)度的路徑推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

H2a：R&D投入強(qiáng)度在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間存在中介效應(yīng)。

H2b：創(chuàng)新產(chǎn)出在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間存在中介效應(yīng)。

H2c：研發(fā)人員數(shù)量對(duì)R&D投入強(qiáng)度起正向促進(jìn)作用，研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間起多重中介效應(yīng)。

（三）協(xié)同集聚對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的推動(dòng)效應(yīng)

協(xié)同集聚能夠通過(guò)促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量增長(zhǎng)、R&D投入強(qiáng)度不斷提升等路徑促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出，并顯著促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新。協(xié)同集聚與研發(fā)人員投入存在一定程度的相關(guān)性，產(chǎn)業(yè)集聚不但影響R&D經(jīng)費(fèi)投入，也影響研發(fā)人員投入。在協(xié)同集聚背景下，R&D經(jīng)費(fèi)投入和研發(fā)人員投入對(duì)區(qū)域創(chuàng)新的貢獻(xiàn)最大。雖然中國(guó)制造業(yè)集聚對(duì)各城市經(jīng)濟(jì)績(jī)效的促進(jìn)作用較弱，但知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚更能顯著帶動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展，同時(shí)知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)協(xié)同集聚更能顯著推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。不但R&D經(jīng)費(fèi)投入和研發(fā)人員投入有利于各地區(qū)提升創(chuàng)新產(chǎn)出，且產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模越大，R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用就越顯著;產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模越小，R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用就越弱[15]。黃娟[16]分析了中國(guó)知識(shí)密集性服務(wù)業(yè)集聚的影響因素，認(rèn)為中國(guó)知識(shí)密集性服務(wù)業(yè)集聚具有很強(qiáng)的正空間相關(guān)性，中國(guó)知識(shí)密集性服務(wù)業(yè)集聚能夠顯著獲得外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)和知識(shí)溢出效應(yīng)，并能顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

R&D投入能顯著促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新，如果將R&D投入作為門檻變量來(lái)研究協(xié)同集聚對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響就會(huì)發(fā)現(xiàn)，協(xié)同集聚會(huì)促使企業(yè)將高技術(shù)含量的研發(fā)和設(shè)計(jì)活動(dòng)放在R&D投入較多的地區(qū)進(jìn)行，協(xié)同集聚也會(huì)促使企業(yè)將低技術(shù)含量的研發(fā)和設(shè)計(jì)活動(dòng)放在R&D投入較少的地區(qū)進(jìn)行。因此，協(xié)同集聚能促進(jìn)區(qū)域R&D投入強(qiáng)度不斷提升，從而促進(jìn)中國(guó)創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)。

研發(fā)人員數(shù)量能促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)。馮文娜[17]認(rèn)為，R&D投入能顯著促進(jìn)高新技術(shù)企業(yè)盈利能力，若用高新技術(shù)企業(yè)盈利能力來(lái)衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，R&D投入能顯著促進(jìn)高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，協(xié)同集聚能促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量增長(zhǎng)，而研發(fā)人員數(shù)量增長(zhǎng)能促進(jìn)R&D投入強(qiáng)度不斷提升，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

H3a：研發(fā)人員數(shù)量在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間起中介效應(yīng)。

H3b：R&D投入強(qiáng)度在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間起中介效應(yīng)。

H3c：研發(fā)人員數(shù)量對(duì)R&D投入強(qiáng)度起正向促進(jìn)作用，研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間起多重中介效應(yīng)。

基于以上理論分析，可以得出協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機(jī)制，基于此，筆者繪制了出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素初始理論模型圖，如圖1所示。

注：X1為自變量協(xié)同集聚對(duì)中介變量研發(fā)人員數(shù)量的回歸系數(shù);X2為中介變量研發(fā)人員數(shù)量對(duì)中介變量R&D投入強(qiáng)度的回歸系數(shù);X3為中介變量研發(fā)人員數(shù)量對(duì)中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的回歸系數(shù);X4為中介變量研發(fā)人員數(shù)量對(duì)中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù);X5為自變量協(xié)同集聚對(duì)中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù);X6為自變量協(xié)同集聚對(duì)因變量出口技術(shù)復(fù)雜度的回歸系數(shù);X7為自變量協(xié)同集聚對(duì)中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的回歸系數(shù);X8為自變量協(xié)同集聚對(duì)中介變量R&D投入強(qiáng)度的回歸系數(shù);X9為中介變量R&D投入強(qiáng)度對(duì)中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù);X10為中介變量R&D投入強(qiáng)度對(duì)中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的回歸系數(shù);X11為中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的回歸系數(shù);X12為中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)因變量出口技術(shù)復(fù)雜度的回歸系數(shù);X13為中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)因變量出口技術(shù)復(fù)雜度的回歸系數(shù)。e1為R&D投入強(qiáng)度的測(cè)量誤差;e2為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的測(cè)量誤差;e3為出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)量誤差;e4為創(chuàng)新產(chǎn)出的測(cè)量誤差;e5為研發(fā)人員數(shù)量的測(cè)量誤差?！?”為誤差變量的參數(shù)設(shè)定起始值。

三、數(shù)據(jù)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)收集和變量測(cè)度

本文使用許治和王思卉[18]的研究方法測(cè)算因變量出口技術(shù)復(fù)雜度（lnExpt），公式如下：

lnExpt=∑i（Expis/Exps）×Prodyi（1）

其中，s代表省份，i代表行業(yè)，Expis/Exps代表s省i行業(yè)出口額占該省出口總額的比重，Prodyi代表s省i行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。自變量協(xié)同集聚用區(qū)位熵（Agglo）表示，借鑒Ellison等[19]的方法測(cè)量。

中介變量包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、R&D投入強(qiáng)度、研發(fā)人員數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出，其中，使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（Ersanp），本文所用的研究方法與其他文獻(xiàn)不同，公式如下：

Ersanp=α（V3/V2）+（1-α）[VH/（V2+V3）]（2）

其中，V2、V3、VH分別代表第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值。α代表取值為0.500的權(quán)重。Ersanp與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化成正比，Ersanp值越大，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高級(jí)。

R&D投入強(qiáng)度（Intrm）用R&D經(jīng)費(fèi)支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來(lái)衡量。研發(fā)人員數(shù)量（Rdp）來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。創(chuàng)新產(chǎn)出（Innov）用高技術(shù)企業(yè)總收入來(lái)衡量。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2018年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和各省微觀數(shù)據(jù)庫(kù)中的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

（二）研究方法分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。首先，使用SPSS進(jìn)行探索性因子分析（EFA）。其次，使用AMOS進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（CFA），根據(jù)SRMR、RMSEA、TLI、CFI和χ2/df等5個(gè)擬合指標(biāo)對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）進(jìn)行修正。最后，根據(jù)修正后的結(jié)構(gòu)方程模型找出協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，并尋求協(xié)同集聚影響中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的各條路徑的平均中介效應(yīng)。從表1可以看到，各變量之間的相關(guān)系數(shù)小于克隆巴赫α系數(shù)，表明測(cè)量的可信度高。

四、研究結(jié)果

（一）驗(yàn)證性因子分析

本文的驗(yàn)證性因子分析（CFA）擬合結(jié)果如表2所示。其中，兩因子模型一為合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，合并R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型二為合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型三為合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的模型;兩因子模型四為合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型五為合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型六為合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚，合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚的模型;三因子模型七為合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚，合并出口技術(shù)復(fù)雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度、協(xié)同集聚的模型。

由表2可知，六因子基準(zhǔn)模型的χ2/df=1.144，TLI=0.997，CFI=0.999，RMSEA=0.026，SRMR=0.021?？梢?jiàn)，六因子基準(zhǔn)模型的相對(duì)擬合指數(shù)（CFI）大于三因子模型、兩因子模型，由此而知，六因子模型比兩因子模型和三因子模型能更好地?cái)M合數(shù)據(jù)。

（二）結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)

表3為采用極大似然估計(jì)法所獲得的兩兩檢驗(yàn)結(jié)果的各種參數(shù)估計(jì)值，由表3可知，各條路徑的回歸權(quán)重均顯著，表明各假設(shè)路徑的回歸加權(quán)值均通過(guò)了檢驗(yàn)，協(xié)同集聚到研發(fā)人員數(shù)量的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.631，研發(fā)人員數(shù)量到創(chuàng)新產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.256，創(chuàng)新產(chǎn)出到出口技術(shù)復(fù)雜度的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.157，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)到出口技術(shù)復(fù)雜度的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.113，R&D投入強(qiáng)度到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.606，協(xié)同集聚到R&D投入強(qiáng)度的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.285，協(xié)同集聚到創(chuàng)新產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.292，研發(fā)人員數(shù)量到R&D投入強(qiáng)度的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.404，創(chuàng)新產(chǎn)出到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.565，R&D投入強(qiáng)度到創(chuàng)新產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.449，協(xié)同集聚到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為-0.527，協(xié)同集聚到出口技術(shù)復(fù)雜度的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.517，研發(fā)人員數(shù)量到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為-0.285。

根據(jù)表3的檢驗(yàn)結(jié)果，筆者繪制了出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素標(biāo)準(zhǔn)化運(yùn)算結(jié)果圖，如圖2所示。

影響效應(yīng)分解結(jié)果如表4所示。從表4中可知，協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的總效果為0.615，即0.515（協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)）+0.100（協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的間接效應(yīng)）=0.615，表示每一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的協(xié)同集聚的變動(dòng)都會(huì)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度造成0.615個(gè)單位的變動(dòng)。同時(shí)，協(xié)同集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)為負(fù)，研發(fā)人員數(shù)量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)也為負(fù)，但協(xié)同集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的間接效應(yīng)為正，研發(fā)人員數(shù)量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的間接效應(yīng)也為正，因此，必須要分析協(xié)同集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間接效應(yīng)的所有路徑。

（三）中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)

由上文分析可知，協(xié)同集聚通過(guò)研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)顯著，本文繼續(xù)采用Bootstrap程序檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。在全部原始數(shù)據(jù)中采用重復(fù)隨機(jī)抽樣方法抽取5000個(gè)Bootstrap樣本，如果中介效應(yīng)的估計(jì)值在95%的置信區(qū)間不包含零，則表明中間效應(yīng)顯著，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

其一，協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的12條路徑。間接效應(yīng)1：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)2：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)3：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)4：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)5：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)6：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)7：協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)8：協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)9：協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)10：協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)11：協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)12：協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度。從協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復(fù)雜度的12條路徑中可知，90%置信區(qū)間均不包含零，驗(yàn)證了研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、R&D投入強(qiáng)度在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度間的中介效應(yīng)。在以上12條路徑中，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)（β=-0.026，SE=0.016，95%的置信區(qū)間從-0.055到-0.009，即間接效應(yīng)3）顯著，同時(shí)，協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)（β=-0.076，SE=0.039，95%的置信區(qū)間從-0.137到-0.025，即間接效應(yīng)10）也顯著，但以上兩個(gè)路徑的間接效應(yīng)均為負(fù)，其他10條路徑的間接效應(yīng)顯著為正。在協(xié)同集聚影響中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的間接效應(yīng)中，雖然協(xié)同集聚能促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量增長(zhǎng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也能提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，但是研發(fā)人員數(shù)量不能促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，因此，間接效應(yīng)3（協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度）的影響系數(shù)顯著為負(fù)，置信區(qū)間未出現(xiàn)零。并且，雖然產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度，但是協(xié)同集聚不能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，因而間接效應(yīng)10（協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度）的影響系數(shù)顯著為負(fù)，置信區(qū)間也未出現(xiàn)零。協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)（β=0.041，SE=0.020，95%的置信區(qū)間從0.018到0.077，即間接效應(yīng)11）顯著為正，可見(jiàn)，協(xié)同集聚能通過(guò)促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著提升出口技術(shù)復(fù)雜度，H1a得到驗(yàn)證。協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)顯著為正，可見(jiàn)，協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用能通過(guò)R&D投入強(qiáng)度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)傳導(dǎo)，H1b得到驗(yàn)證。協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)顯著為正，可見(jiàn)，協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用也能通過(guò)創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)傳導(dǎo)，H1c得到驗(yàn)證。

其二，協(xié)同集聚影響創(chuàng)新產(chǎn)出的3條路徑。間接效應(yīng)13：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出;間接效應(yīng)14：協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出;間接效應(yīng)15：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出。3條路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)估計(jì)值顯著為正，驗(yàn)證了研發(fā)人員數(shù)量和R&D投入強(qiáng)度分別在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間的中介效應(yīng)，協(xié)同集聚對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用也能通過(guò)研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度傳導(dǎo)，H3a、H3b、H3c均得到驗(yàn)證。

其三，協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的7條路徑。間接效應(yīng)16：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);間接效應(yīng)17：協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);間接效應(yīng)18：協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);間接效應(yīng)19：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);間接效應(yīng)20：協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);間接效應(yīng)21：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí);間接效應(yīng)22：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。在協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的第1條路徑中，雖然協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量增長(zhǎng)，但研發(fā)人員數(shù)量不能促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，因此，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)顯著為負(fù)。在協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的第2條路徑中，協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)顯著為正，因此，R&D投入強(qiáng)度在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間存在中介效應(yīng)，H2a得到驗(yàn)證。在協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的第5條路徑和第6條路徑中，協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)和協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)顯著為正，因此，創(chuàng)新產(chǎn)出在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)間存在中介效應(yīng)，協(xié)同集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用也能通過(guò)研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強(qiáng)度傳導(dǎo)，H2b和H2c都得到驗(yàn)證。

其四，研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復(fù)雜度的6條路徑。間接效應(yīng)23：研發(fā)人員→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)24：研發(fā)人員→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)25：研發(fā)人員→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)26：研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)27：研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)28：研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)升級(jí)→出口復(fù)雜度。研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復(fù)雜度的6條路徑的95%置信區(qū)間均不包含零，其中，在研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復(fù)雜度的間接效應(yīng)中，由于研發(fā)人員數(shù)量不能促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能顯著提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，因而研發(fā)人員→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)在數(shù)值上顯著為負(fù)（即間接效應(yīng)27），研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復(fù)雜度的其他路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)估計(jì)值顯著為正。

其四，R&D投入強(qiáng)度影響出口技術(shù)復(fù)雜度的3條路徑。間接效應(yīng)29：R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)30：R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度;間接效應(yīng)31：R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度。R&D投入強(qiáng)度影響中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的3條路徑的95%置信區(qū)間均不包含零，并且3條路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)估計(jì)值顯著為正，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和創(chuàng)新產(chǎn)出均在R&D投入強(qiáng)度與出口技術(shù)復(fù)雜度間存在中介效應(yīng)。R&D投入強(qiáng)度通過(guò)創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生的間接效應(yīng)為0.037（即間接效應(yīng)32），因此，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、創(chuàng)新產(chǎn)出為連續(xù)中介變量的作用效果顯著。

五、結(jié)論與政策建議

本文考察了協(xié)同集聚促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的具體路徑，研究了知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過(guò)各種路徑對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生的間接影響，結(jié)論如下：第一，協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出，并且創(chuàng)新產(chǎn)出能提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度。第二，協(xié)同集聚→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的間接效應(yīng)顯著為正。第三，協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的間接效應(yīng)顯著為正。第四，協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)R&D投入強(qiáng)度，R&D投入強(qiáng)度能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第五，協(xié)同集聚能促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出，創(chuàng)新產(chǎn)出能促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第六，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)路徑的間接效應(yīng)顯著為正。第七，協(xié)同集聚能促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量增長(zhǎng)，研發(fā)人員數(shù)量增長(zhǎng)能促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出。第八，協(xié)同集聚能促進(jìn)R&D投入強(qiáng)度，R&D投入強(qiáng)度能促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出增長(zhǎng)。第九，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強(qiáng)度→創(chuàng)新產(chǎn)出路徑的間接效應(yīng)顯著為正。

基于此，筆者提出如下政策建議：第一，大力發(fā)揮協(xié)同集聚通過(guò)多種路徑對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用。一方面，協(xié)同集聚不僅可以直接影響出口技術(shù)復(fù)雜度，還可以通過(guò)促進(jìn)R&D投入強(qiáng)度助力中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，并通過(guò)增加創(chuàng)新的最終產(chǎn)出提升出口技術(shù)復(fù)雜度。另一方面，協(xié)同集聚可以促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量不斷增長(zhǎng)，進(jìn)而顯著提升中國(guó)創(chuàng)新產(chǎn)出不斷增長(zhǎng)，創(chuàng)新產(chǎn)出不但能直接促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升，更能通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)來(lái)提升出口技術(shù)復(fù)雜度。因此，應(yīng)不斷提升科技研發(fā)的投入強(qiáng)度，大力提高研發(fā)投入效率，大力推動(dòng)信息化技術(shù)的運(yùn)用，促進(jìn)研發(fā)投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生持續(xù)影響。第二，各地區(qū)應(yīng)進(jìn)一步明確協(xié)同集聚發(fā)展目標(biāo)，制定政策促進(jìn)知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚，發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，不斷提升協(xié)同集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用。與以往研究不同的是，本文中的協(xié)同集聚與出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在復(fù)雜中介效應(yīng)。雖然協(xié)同集聚可以通過(guò)創(chuàng)新產(chǎn)出促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度，但是協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)顯著為負(fù)。雖然協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新，但協(xié)同集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的促進(jìn)作用仍較弱。因此，應(yīng)不斷提高協(xié)同集聚質(zhì)量，大力發(fā)揮協(xié)同集聚的外部性，助力產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第三，針對(duì)研發(fā)人員數(shù)量不能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的事實(shí)，應(yīng)制定政策促進(jìn)研發(fā)人員數(shù)量對(duì)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)。雖然中國(guó)的研發(fā)人員數(shù)量日益增加，但創(chuàng)新能力的質(zhì)量不高，不能適應(yīng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的需要。因此，應(yīng)制定政策激發(fā)研發(fā)人員創(chuàng)新熱情，要重視引進(jìn)的研發(fā)人員的成長(zhǎng)，各地要加大人才的培養(yǎng)力度，不斷提升企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量占企業(yè)員工總數(shù)的比重，提升研發(fā)人員的貢獻(xiàn)程度。在加大研發(fā)人員與經(jīng)費(fèi)投入的同時(shí)，不斷提升創(chuàng)新質(zhì)量，增強(qiáng)研發(fā)的效率，提升各地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的速度，并使各地區(qū)信息技術(shù)、生物工程和新材料等領(lǐng)域的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步速度快于該地區(qū)平均技術(shù)進(jìn)步的速度，從而促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第四，不斷提升中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，在當(dāng)前中美貿(mào)易摩擦頻發(fā)以及中國(guó)傳統(tǒng)貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)不斷削弱的背景下，中國(guó)要大力提升出口技術(shù)復(fù)雜度，但中國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍有一定差距。因此，各地區(qū)應(yīng)進(jìn)一步明確協(xié)同集聚發(fā)展目標(biāo)，制定政策促進(jìn)協(xié)同集聚，發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，不斷提升協(xié)同集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用。第五，針對(duì)協(xié)同集聚對(duì)各地出口技術(shù)復(fù)雜度具有正向促進(jìn)作用的事實(shí)，在大力促進(jìn)制造業(yè)與知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚的同時(shí)，應(yīng)制定政策緩解制造業(yè)與知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)協(xié)同集聚對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生的擁擠效應(yīng)，防止協(xié)同集聚對(duì)城市競(jìng)爭(zhēng)力造成不良影響。第六，針對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度能顯著促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的事實(shí)，應(yīng)不斷提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，提升各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新效率，促進(jìn)東中西部地區(qū)之間的技術(shù)交流合作。

參考文獻(xiàn)：

[1]Kocenda，E.，Poghosyan，K.ExportSophistication：ADynamicPanelDataApproach[J].EmergingMarketsFinance&Trade，2018，54（10）：2799-2814.

[2]傅建源，劉洪鐸.金融集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與出口技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)——來(lái)自中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2017，（1）：26-68.

[3]龔新蜀，韓俊杰，邱善運(yùn)，等.產(chǎn)業(yè)集聚模式、知識(shí)溢出及其對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度影響的異質(zhì)性[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論，2019，（5）：5-16.

[4]劉洪鐸.產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響研究——基于外貿(mào)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變視角的實(shí)證分析[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院學(xué)報(bào)，2016，（4）：39-47.

[5]Sun，C.，Yu，Z.，Zhang，T.AgglomerationandFirmExport[J].FrontiersofEconomicsinChina，2018，13（1）：116-132.

[6]Yilmazkuday，H.AgglomerationandTrade：State-LevelEvidenceFromU.S.Industries[J].JournalofRegionalScience，2011，51（1）：139-166.

[7]耿曄強(qiáng)，張世錚.產(chǎn)業(yè)集聚提升了產(chǎn)品質(zhì)量嗎？——來(lái)自中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].山東大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2018，（1）：92-101.

[8]Muller，E.，Doloreux，D.WhatWeShouldKnowAboutKnowledge-IntensiveBusinessServices[J].TechnologyinSociety，2009，31（1）：64-72.

[9]毛其淋，方森輝.創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與中國(guó)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2018，（2）：1-24.

[10]詹錦華.創(chuàng)新投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響及其地區(qū)差異[J].廈門理工學(xué)院學(xué)報(bào)，2019，（4）：41-47.

[11]王稀龍.我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響研究[D].南京：南京財(cái)經(jīng)大學(xué)博士學(xué)位論文，2018.12-23.

[12]包則慶，林繼揚(yáng).技術(shù)創(chuàng)新、工資增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)：基于PVAR模型的動(dòng)態(tài)分析[J].東南學(xué)術(shù)，2020，（3）：172-180.

[13]翟士軍，趙磊.基于泰爾指數(shù)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)出口強(qiáng)度影響研究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2016，（4）：92-97.

[14]王一喬，趙鑫.金融集聚、技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)：基于中介效應(yīng)模型的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2020，（5）：55-62.

[14]高敏.研發(fā)投入對(duì)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響[EB/OL].http：//m.jizihe.com/page/2018/0927/4299183.shtml，2020-11-10.

[15]孫道軍，王棟.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)集群下區(qū)域R&D投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的實(shí)證研究[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2010，（6）：69-71.

[16]黃娟.我國(guó)地級(jí)市知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)集聚水平及其影響因素研究[D].長(zhǎng)沙：湖南大學(xué)博士學(xué)位論文，2011.25-36.

[17]馮文娜.高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系研究——基于山東省高新技術(shù)企業(yè)的實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2010，（9）：74-78.

[18]許治，王思卉.中國(guó)各省份出口商品技術(shù)復(fù)雜度的動(dòng)態(tài)演進(jìn)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013，（8）：44-56.

[19]Ellison，G.，Glaeser，E.，Kerr，W.WhatCausesIndustryAgglomeration？EvidenceFromCo-AgglomerationPatterns[J].AmericanEconomicReview，2010，100（3）：1195-1213.

（責(zé)任編輯：徐雅雯）