國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新、人力資本配置與出口國內(nèi)增加值

鄭 玉

(南京財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿(mào)學院，江蘇 南京 210023)

一、引言及文獻評述

美國對中國加征關稅和限制技術出口行為以及“華為和中興事件”，這些都表明中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展遭遇到政策遏制、技術阻斷及市場關閉等方面的困境，亟需重整全球價值鏈治理結(jié)構(gòu)，并由此向全球價值鏈高端攀升。在發(fā)達國家所掌控的全球價值鏈(Global Value Chain，簡稱GVC)治理結(jié)構(gòu)中，依賴低勞動力成本優(yōu)勢從低端嵌入而獲得的“干中學”式的GVC攀升通道或被阻斷或不可持續(xù)，從而導致中國制造業(yè)無法掌握核心技術，在全球價值鏈分工中“豐產(chǎn)不豐收”(卓越 等，2008)。與此同時，生產(chǎn)要素成本優(yōu)勢的逐漸喪失倒逼中國企業(yè)轉(zhuǎn)變嵌入全球價值鏈的方式。彭支偉等(2018)的研究強調(diào)，在生產(chǎn)要素成本優(yōu)勢逐漸削弱的情況下，提升中國加工貿(mào)易在全球價值鏈中的分工地位關鍵在于促進加工貿(mào)易企業(yè)由簡單的制成品組裝向具有更高技術含量的中間供應商進行轉(zhuǎn)變。從國際經(jīng)驗來看，日本以及其它東亞國家經(jīng)濟發(fā)展的雁行模式在一定程度上遵循了技術進口-國內(nèi)市場配置-再出口的序貫發(fā)展過程，實踐演繹了開放經(jīng)濟“階段性”轉(zhuǎn)換過程(郭周明 等，2019；馬丹 等，2019)。歐美發(fā)達國家在國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新方面擁有先天優(yōu)勢，憑借豐富的研發(fā)資源與市場開發(fā)經(jīng)驗，可根據(jù)各國市場特征進行特定的中間產(chǎn)品設計與創(chuàng)新，以維持其全球價值鏈的位置，并獲得相關收益(Brandt et al.,2010)。另外，受貿(mào)易保護主義、新一輪科技和產(chǎn)業(yè)革命的影響，全球產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈已呈現(xiàn)出本地化、區(qū)域化、分散化的逆全球化趨勢。值得注意的是，近年來中國中間產(chǎn)品進口呈現(xiàn)出持續(xù)下降趨勢，國內(nèi)市場逐步承接生產(chǎn)端的中間品需求，中間產(chǎn)品內(nèi)向化趨勢明顯(Duan et al.,2018;王雅琦 等，2018)，國內(nèi)價值鏈分工逐漸得到重視，并得以優(yōu)化。

提高國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力，進而供給高質(zhì)量中間產(chǎn)品，可以有效發(fā)揮國內(nèi)中間產(chǎn)品市場在國際分工中的作用，這符合習近平總書記提出的構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)發(fā)展格局的要義與理念。國內(nèi)國際雙循環(huán)發(fā)展格局強調(diào)，要通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提高國內(nèi)經(jīng)濟的供給質(zhì)量，使得國外產(chǎn)業(yè)更加依靠中國的供應鏈與產(chǎn)業(yè)鏈，更加依賴中國的巨大消費市場，從而在提高經(jīng)濟自我循環(huán)能力的之時，促進更高水平的開放，實現(xiàn)國內(nèi)國際雙循環(huán)(1)黃群慧.2020.暢通國內(nèi)大循環(huán) 構(gòu)建新發(fā)展格局[N].光明日報-7-28,第11版。(黃群慧，2020)。由此可見，降低對國外中間品的高度依賴，提高本國國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力與供給水平，從而形成相對獨立的、完整的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈體系，進而才能參與甚至主導更高水平與層次的全球價值鏈分工體系。鑒于此，本文將圍繞國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新與全球價值鏈分工收益的關系展開研究。

出口中的國內(nèi)增加值是判斷從參與國際貿(mào)易中獲取真實利得的重要指標(黎峰，2014)。現(xiàn)有文獻集中研究外部中間產(chǎn)品進口對出口國內(nèi)增加值的影響。一種觀點認為，進口引致出口，是創(chuàng)造中國出口奇跡的重要力量，即由于中間產(chǎn)品進口下降，有可能降低出口利得(張杰 等，2015；Halpern et al.,2015)。另一種觀點認為，市場倒掛的出口傾向雖然實現(xiàn)了出口擴張，但是抑制了出口升級和生產(chǎn)率改進(唐東波，2013；馬丹 等，2019)。依賴中間產(chǎn)品進口容易造成對進口技術的過度依賴，陷入“技術引進”陷阱，最終不利于本土企業(yè)自主創(chuàng)新能力的培育與形成(張翊 等,2015;肖利平 等,2016)?！绑w外循環(huán)”式的加工貿(mào)易脫離本土市場需求，破壞了國內(nèi)價值鏈分工的資源配置，割裂了內(nèi)需與出口結(jié)構(gòu)升級之間的內(nèi)在關聯(lián)，偏離了外貿(mào)發(fā)展作為“增長引擎”的本質(zhì)作用(易先忠 等，2018)。相關文獻強調(diào)，國內(nèi)中間產(chǎn)品供給增加、逐漸降低對進口中間產(chǎn)品的使用是出口國內(nèi)增加值提升的重要力量(Kee et al.，2016；王雅琦 等，2018；馬丹 等，2019；沈國兵 等，2020)。但這些文獻沒有深入探究國內(nèi)中間產(chǎn)品供給能力提高的內(nèi)在原因以及其對出口國內(nèi)增加值產(chǎn)生影響的傳導機制。本文認為，出口國內(nèi)增加值變化的本質(zhì)原因源于國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新導致中間產(chǎn)品配置發(fā)生變化以及對勞動投入結(jié)構(gòu)的改善。一方面，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新帶來國內(nèi)中間品種類增加和質(zhì)量提高，國內(nèi)中間產(chǎn)品發(fā)揮對國外中間品的替代效應；另一方面，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生對高技能勞動力的強大需求，引致技能偏向型技術進步，導致產(chǎn)品出口中高技能勞動力要素密集度提高。鑒于創(chuàng)新績效或創(chuàng)新動力在很大程度上受制于人力資本配置，本文進一步考察人力資本配置在國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新促進出口國內(nèi)增加值提升中的作用。

一個國家長期的技術創(chuàng)新從根本上是人力資本配置的結(jié)果(Acemoglu et al.,2018)，人力資本錯配會極大地抑制創(chuàng)新。Baumol(1990)認為，雖然各國社會人力資本水平不同，但人力資本配置差異導致的創(chuàng)新水平不同是經(jīng)濟增長差異的主要來源。與經(jīng)濟整體最優(yōu)狀態(tài)下的人力資本配置水平相比，中國大部分行業(yè)都存在不同程度的偏離，即人力資本在行業(yè)間存在著不同程度的錯配(馬穎 等，2018)。2014年，中國計算機與電子行業(yè)、制藥業(yè)的研發(fā)人員占勞動力比重分別為4.66%、2.67%，而美國的相應比重達11.37%、13.23%(李靜 等，2017)。競爭部門人力資本匱乏和政府公共部門及壟斷部門人力資本冗余并存(紀雯雯 等，2018)。人力資本錯配導致高科技人才的創(chuàng)新動力不足，從而選擇去非創(chuàng)新性非生產(chǎn)性部門就業(yè)，造成社會創(chuàng)新效率低下(李靜 等，2017)。陳怡安等(2019)研究發(fā)現(xiàn)，政府-企業(yè)間人才配置與創(chuàng)新效率呈顯著負相關。Hsieh et al.(2009)開創(chuàng)性地構(gòu)建了資源錯配與全要素生產(chǎn)率的分析框架，發(fā)現(xiàn)若中國和印度按照美國的方式重新配置勞動力和資本，中國的TFP 將提高30%～50%，印度的TFP將提高 40%～60%。國內(nèi)的相關學者也分析了資本和勞動力錯配產(chǎn)生的 TFP 損失和產(chǎn)出損失(覃家琦 等，2015；袁志剛 等，2011；龔關 等，2013)。人力資本配置效率低下極大地損害了中國的創(chuàng)新績效與經(jīng)濟發(fā)展，2005—2015年間人力資本配置對中國全要素生產(chǎn)率增長的平均貢獻為-0.65%(紀雯雯 等，2018)。因此，如何發(fā)揮中國高技能勞動力規(guī)模優(yōu)勢、提升高技能勞動力供給和配置效率，對于提高中國制造業(yè)出口國內(nèi)增加值率、攀升全球價值鏈高端具有重要意義。

鑒于以上分析，本文可能在以下方面有所拓展與創(chuàng)新：(1)在研究視角上，區(qū)別于大多數(shù)文獻考察中間產(chǎn)品進口與出口國內(nèi)增加值的關系，本文探究國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值的影響以及相應的作用機制，即國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新通過進口中間品替代效應和技能偏向型技術進步效應來影響出口國內(nèi)增加值；(2)在實證研究方面，本文基于Wang et al.(2013)和王直等(2015)的分析方法，區(qū)分了總出口、最終品出口和中間品出口，測算出中國雙邊-部門層面出口國內(nèi)增加值，由此結(jié)合國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新指數(shù)，同時運用中介效應模型探究了國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新如何通過提高中間產(chǎn)品內(nèi)向化程度和引致技能偏向性技術進步等機制影響出口國內(nèi)增加值率；(3)采用人力資本配置核算框架，比較了中國和美國制造行業(yè)的人力資本配置狀態(tài)，進而實證檢驗了人力資本配置在國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新促進出口國內(nèi)增加值率提升中的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假說

(一)國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值提升的影響

發(fā)達國家依賴國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新優(yōu)勢，并以生產(chǎn)高質(zhì)量中間產(chǎn)品為紐帶，從而優(yōu)化與升級國內(nèi)價值鏈，進而主導全球價值鏈，由此生產(chǎn)產(chǎn)品的絕大部分中間投入都是來源于國內(nèi)行業(yè)自身，核心技術牢牢掌握在自己手中，以此控制著全球價值鏈分工收益分配。在發(fā)達國家價值鏈分工聯(lián)系由國內(nèi)拓展至國際市場至某個階段后，會忽視國內(nèi)分工體系，扭曲資源配置，發(fā)展中國家從低端嵌入這一外部價值鏈分工聯(lián)系，進而獲得了相應的發(fā)展機會。也正因為如此，隨著國際價值鏈嵌入程度的加深，對外部技術和國外市場的過度依賴容易遭遇所謂的“低端鎖定”(Humphrey et al.,2002;盧福財 等，2008)。通過梳理相關文獻可知，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新主要通過進口中間品替代效應與技能偏向型技術進步效應影響出口國內(nèi)增加值。

1.國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的進口中間品替代效應

國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新使得出口企業(yè)使用國內(nèi)中間投入品的種類范圍擴大，企業(yè)生產(chǎn)率提升，國內(nèi)外中間產(chǎn)品相對價格下降，此時國內(nèi)中間產(chǎn)品發(fā)揮著對國外中間品的替代效應，出口國內(nèi)增加值提升。首先，中間投入種類越廣，技術擴散效應就越強，國內(nèi)中間品與進口中間品的“互補效應”越顯著(Halpern et al.,2015)，從而有利于提高企業(yè)生產(chǎn)效率(Amiti et al.,2007;Topalova et al.,2011)；國內(nèi)中間投入品種類范圍越廣，產(chǎn)品生產(chǎn)工序相應越細化，專業(yè)化分工越深化，規(guī)模經(jīng)濟越顯著，生產(chǎn)率也就越高(盛斌 等，2020)。其次，不同于低端嵌入所產(chǎn)生的“兩頭在外”的加工模式，通過國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新融入全球價值鏈分工體系，可以有效實現(xiàn)貿(mào)易部門與本土產(chǎn)業(yè)部門廣泛聯(lián)系，這既有利于資本與勞動力等生產(chǎn)要素的流動，也有利于知識、技術以及信息的擴散與傳播，從而促進國內(nèi)生產(chǎn)率的提升。再次，進入國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新階段之后，進口中間產(chǎn)品不再只是與廉價勞動力結(jié)合生產(chǎn)可能出口的低附加值中間產(chǎn)品或最終產(chǎn)品，而是與國內(nèi)創(chuàng)新要素相結(jié)合形成技術溢出效應和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應，從而導致國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率提升。最后，生產(chǎn)率的提升降低了企業(yè)的邊際生產(chǎn)成本，使得國內(nèi)外中間品相對價格下降，此時國內(nèi)中間產(chǎn)品發(fā)揮著對國外中間品的替代效應(Kee et al.,2016;施炳展 等,2016)，導致出口產(chǎn)品中的國內(nèi)增加值率提升。沈國兵等(2020)的最新研究表明，提高國內(nèi)中間投入與進口中間投入之間的替代程度，降低出口企業(yè)對進口中間投入的依賴程度，有利于促進中國出口企業(yè)出口國內(nèi)增加值率的提高。

2.國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的技能偏向型技術進步效應

國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新有助于改善勞動投入結(jié)構(gòu)，引致技能偏向型技術進步，促進產(chǎn)品出口中高技能勞動力要素密集度提高，導致出口國內(nèi)增加值提升。不同于低端嵌入全球價值鏈分工所引發(fā)的勞動力“逆向配置”(張會清 等,2011;李春梅,2013)，即不斷增加對低技能勞動力相對需求，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新導致國內(nèi)中間產(chǎn)品投入種類范圍擴大，此時產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)節(jié)更加迂回，國內(nèi)專業(yè)化分工不斷深化，導致對勞動力的專業(yè)化程度要求越高，從而產(chǎn)生對高技能勞動力等生產(chǎn)要素的強大需求，高技能勞動力就會向這些高生產(chǎn)率的企業(yè)集中，使得原有集聚的創(chuàng)新要素與高技能勞動力之間在要素層次與質(zhì)量上相互對應和匹配，人才有了用武之地，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新也注入了高級要素，產(chǎn)品出口中高技能勞動力密集度逐漸提高，高附加值產(chǎn)品出口逐漸增加，獲取的國內(nèi)附加值逐漸上升。Timmer et al.(2014)研究指出，發(fā)達國家正是利用強大的中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力，進行全球價值鏈分工，從而實現(xiàn)了“強者越強”，即高技能勞動力在所有制造業(yè)全球價值鏈中所創(chuàng)造的增加值份額顯著擴大。魏悅羚等(2019)研究表明，更高質(zhì)量和更多種類中間產(chǎn)品投入會增加對中高技能勞動力的需求，改善勞動投入結(jié)構(gòu)，而且勞動要素的增加還可能導致其它與勞動要素相匹配的國內(nèi)要素增加。

(二)人力資本配置、國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新與出口國內(nèi)增加值提升

改革開放之初，在外向型經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的指導下，中國制造業(yè)利用低勞動力成本優(yōu)勢從低端嵌入勞動密集型制造行業(yè)或技術密集型行業(yè)的勞動密集生產(chǎn)環(huán)節(jié)，從而摘取了全球產(chǎn)業(yè)或技術“低垂的果實”；時隔四十年之后的今天，中國制造業(yè)需要依賴人力資本造就的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新優(yōu)勢，以在技術密集型制造行業(yè)或生產(chǎn)環(huán)節(jié)形成的競爭優(yōu)勢，從而摘取全球價值鏈“高懸的果實”(劉夢 等，2018)。當前的問題是，中國人力資本規(guī)模已經(jīng)足夠巨大，但人力資本配置并沒有達到完美狀態(tài)，由此造成人力資本使用效率低下，技術創(chuàng)新活動受阻，制造業(yè)全球價值鏈攀升困難。

一般而言，由于勞動者的技能水平不同，工作崗位的技術含量也不同，勞動技能與工作任務復雜度之間的互補性使得勞動力與工作崗位之間存在正向排序匹配(彭國華，2015)。從行業(yè)發(fā)展角度來看，每個行業(yè)的人力資本投入使用量應該都存在一個最優(yōu)配置水平，行業(yè)人力資本配置冗余或不足都表現(xiàn)為人力資本與行業(yè)技術之間的不匹配。一旦出現(xiàn)人力資本錯配，即高技能勞動力不能自由配置到技術密集型行業(yè)或生產(chǎn)環(huán)節(jié)，人力資本將偏離創(chuàng)新活動，可能導致人力資本規(guī)模擴大和質(zhì)量提高并不能引致產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生技能偏向型技術進步的局面，此時高附加值的技術密集型行業(yè)發(fā)展緩慢，發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)發(fā)展就會可能固化于低附加值的技能密集型行業(yè)。高技能勞動力只能作用于低技能行業(yè)時，由于與其行業(yè)技術水平不匹配，因而高技能勞動力只能發(fā)揮要素功能，而高技能勞動力與高技能產(chǎn)業(yè)相互作用導致生產(chǎn)知識與技術創(chuàng)新的功能將難以體現(xiàn)出來(李靜 等，2016)，發(fā)展中國家技術進步可能繼續(xù)停留在技術模仿與被動接受技術溢出的階段，難以突破自主創(chuàng)新門檻，從而不能擺脫對發(fā)達國家的技術依賴。戴翔等(2018)的研究指出，如果隨著高技能勞動力占比的提高，其并沒有配置到相適應技術水平的行業(yè)，則會對全球價值鏈攀升產(chǎn)生抑制作用。劉志彪(2015)研究也指出，增加人力資本、知識資本或現(xiàn)代服務業(yè)投入，這是中國從被動嵌入全球價值鏈到主動參與全球創(chuàng)新鏈、擺脫產(chǎn)業(yè)依附型發(fā)展的關鍵。但是，當發(fā)生人力資本錯配時，具有創(chuàng)新能力的高技能勞動力會轉(zhuǎn)向非創(chuàng)新型的低技能部門就業(yè)，此時整個經(jīng)濟的技術創(chuàng)新比例將難以提高，經(jīng)濟發(fā)展被鎖定于低技能勞動力的靜態(tài)比較優(yōu)勢狀態(tài)(李靜，2017)，此時依賴于低附加值產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，出口分工地位升級困難?；谝陨戏治?，本文提出如下假說：

假說1：國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對制造業(yè)出口國內(nèi)增加值產(chǎn)生提升效應，即中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力較高的制造行業(yè)的出口國內(nèi)增加值率較高。

假說2：國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新主要通過進口中間品替代效應與技能偏向型技術進步效應引致出口國內(nèi)增加值率提升。

假說3：人力資本錯配程度較高的行業(yè)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值率的提升效應將顯著較低。

三、模型設定與變量選取

(一)模型設定

為了實證檢驗國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值的影響，本文構(gòu)建如下基準計量模型：

DVARijt=α+α1minnojt+βX+μi+φj+ωt+εijt

(1)

其中，下標j表示本國的部門，小標i表示貿(mào)易國，小標t表示年份；被解釋變量DVARijt表示中國雙邊-行業(yè)層面出口DVAR，分為總出口DVAR、中間品出口DVAR與最終品出口DVAR；核心解釋變量為第t年本國國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力；X為控制變量集合；μi為貿(mào)易國固定效應；φj為部門固定效應；ωt為時間固定效應；εijt為隨機擾動項；α、α1、β為待估參數(shù)。模型估計所得標準誤均經(jīng)聚類調(diào)整，用以緩解可能存在的組間相關性問題。

根據(jù)理論分析可知，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新通過提高國內(nèi)中間品的使用比例等途徑促進出口國內(nèi)增加值率提升。在驗證假說1的基礎上，為了檢驗這一系列機制是否存在，本文利用中介效應的檢驗方法，以式(1)為基礎構(gòu)建如下的遞歸模型：

DVARijt=α+α1minnojt+βX+μi+φj+ωt+εijt

(2)

Wjt=θ+θ1minnojt+γX+μi+φj+ωt+εijt

(3)

DVARijt=α+φ1minnojt+φ2Wjt+βX+μi+φj+ωt+εijt

(4)

其中，Wjt為中介變量，包括反映兩個中介效應的代理變量，即進口中間品替代效應(dm)、技能偏向型技術進步效應(sbtc)。如果這兩個中介變量是國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新影響出口國內(nèi)增加值率提升的中介效應，那么θ1、φ2和α1的符號應顯著為正。

(二)變量說明

(1)被解釋變量。出口國內(nèi)增加值(DVARijt)，本文根據(jù)Wang et al.(2013)和王直等(2015)以及魏悅羚等(2019)的研究，將總體出口國內(nèi)增加值(DVAR)分解為基于最終產(chǎn)品出口帶來的國內(nèi)增加值(TVAR)(不涉及中間產(chǎn)品的跨境流動，屬于傳統(tǒng)貿(mào)易的范疇)以及基于中間產(chǎn)品出口帶來的國內(nèi)增加值(GVAR)(屬于全球價值鏈貿(mào)易)。雙邊-部門總出口具體分解公式如下所示：

式中，總出口可以劃分為最終品出口和中間品出口。按照價值來源或后向關聯(lián)方法，總出口被分解為四個大部分，并進一步被分解為十六個小部分。四個大部分分別是：第一部分是DVA，即式的第1～5項；第二部分是返回的DVA(RDV)，即式中的第6～8項；第三部分是被國外吸收的國外成分(FVA)，即式中的第11～12項以及第14～15項；第四部分是純重復計算部分(PDC)，即式中的第9～10項以及第13項和第16項。本文使用第一部分的第1項和第2～5項，其中第1項為最終品出口DVA，第2～5項為對貿(mào)易伙伴國出口并被吸收的中間品出口DVA。

表1展示了中國制造行業(yè)(2)食品、飲料和煙草業(yè)(C3)，紡織和紡織品業(yè)(C4)，皮革及鞋類制品業(yè)(C5)，木材及相關制品業(yè)(C6)，紙制品及印刷業(yè)(C7)，焦炭、煉油及核燃料業(yè)(C8)，化學制品業(yè)(C9)，橡膠和塑料制品業(yè)(C10)，其它非金屬礦物制品業(yè)(C11)，基本金屬與金屬制品業(yè)(C12)，機械設備制造業(yè)(C13)，電氣和光學設備制造業(yè)(C14)，交通設備制造業(yè)(C15)。2001—2009年的總出口DVAR、中間品出口GVAR以及最終品出口TVAR。

(2)解釋變量。國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力(minnojt)，借鑒王雅琦等(2018)的做法，使用世界投入產(chǎn)出表來構(gòu)建中國制造業(yè)的上游國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力指數(shù)，具體為：minnoit=∑jBij×innovationjt。其中，Bij為來自j行業(yè)的中間產(chǎn)品投入占i行業(yè)總投入的比重，即直接消耗系數(shù)；innovationjt為j行業(yè)發(fā)明專利個數(shù)。表2展示了中國制造行業(yè)2001—2009年的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力指數(shù)。

表2 中國制造行業(yè)國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力指數(shù)

(3)控制變量。結(jié)合已有研究(魏悅羚 等，2019；馬丹 等，2019)，將中國第j部門與第i貿(mào)易國的第j部門以下述變量之比納入控制變量:一是行業(yè)規(guī)模，采用行業(yè)總產(chǎn)出表示，以控制規(guī)?？赡軐π袠I(yè)出口DVAR的影響;二是行業(yè)生產(chǎn)率，采用部門的人均產(chǎn)出表示，以控制行業(yè)生產(chǎn)率可能對出口DVAR的影響;三是行業(yè)資本勞動比，采用單位就業(yè)人數(shù)的實際固定資本存量表示，以控制行業(yè)資本密集程度對出口DVAR的影響；四是行業(yè)技能水平，采用高技能勞動力使用小時數(shù)占該行業(yè)總小時數(shù)份額表示。

(三)數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的可得性與完整性，本文最終的計量數(shù)據(jù)是2001—2009年中國與39個國家(地區(qū))13個制造細分行業(yè)的雙邊面板數(shù)據(jù)。其中，被解釋變量出口國內(nèi)增加值測算所涉及的原始數(shù)據(jù)均來自2013年版WIOD數(shù)據(jù)庫提供的世界投入產(chǎn)出表，該投入產(chǎn)出表記錄了1995—2011年41個經(jīng)濟體(27個歐盟國家，13個世界主要經(jīng)濟體以及世界其它國家和地區(qū))和35個行業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)(14個制造行業(yè)以及18個服務行業(yè))。解釋變量國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新指數(shù)計算中涉及的直接消耗系數(shù)根據(jù)各年度世界投入產(chǎn)出表中的中國各制造行業(yè)部分計算而得，涉及的中國各制造行業(yè)發(fā)明專利數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。控制變量和中介變量計算中所涉及的中國制造行業(yè)總產(chǎn)出、就業(yè)人數(shù)、固定資本存量、國內(nèi)中間投入、國外中間投入、總投入、高低技能勞動力工作小時數(shù)和高低技能勞動力報酬占比均來源于WIOD數(shù)據(jù)庫中的社會經(jīng)濟核算賬戶(Socio Economic Accounts)(3)在實際計算中，將社會經(jīng)濟賬戶中的中等技能勞動力和低技能勞動力合并為本文所需的低技能勞動力。。需要說明的是，由于國內(nèi)對制造業(yè)分類方式與WIOD數(shù)據(jù)庫對制造業(yè)細分方式并不一致，故根據(jù)戴翔等(2018)的研究，將兩者進行整合匹配，據(jù)此得出13個制造行業(yè)相關數(shù)據(jù)。

四、估計結(jié)果分析

(一)基準回歸結(jié)果

經(jīng)過方差膨脹因子(VIF)檢驗發(fā)現(xiàn)，變量最大的VIF值為4.54，模型平均VIF為2.15，均遠小于10，故不必擔心存在多重共線性問題。經(jīng)過Hausman檢驗可知，固定效應模型估計是合適的，并且本文采用異方差穩(wěn)健標準誤估計是合理的。

表3報告了基準回歸結(jié)果，其中，第(1)、(2)列的被解釋變量為總體出口 DVAR，第(3)、(4)列為中間品出口 DVAR，第(5)、(6)列為最終品出口 DVAR。表1中第(1)、(3)和(5)列是沒有加入控制變量的估計結(jié)果，第(2)、(4)和(6)是加入控制變量的估計結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，這說明國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新顯著促進了總出口國內(nèi)增加值率、中間品出口國內(nèi)增加值率以及最終品出口國內(nèi)增加值率的提升，且對最終品出口國內(nèi)增加值的提升效應大于中間品出口國內(nèi)增加值率。這其中可能的原因是，相對于最終品出口，中間品出口反映了本國零部件等中間產(chǎn)品進入別國的生產(chǎn)環(huán)節(jié)的優(yōu)勢，代表了更高層次的全球價值鏈分工地位，由于出口產(chǎn)品的技術復雜度較高，從而使得其出口國內(nèi)增加值的提高也就變得更加困難了。

表3 基準回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.更換解釋變量

上游國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力指數(shù)：minnoit=∑jBij×innovationjt。其中，Bij為來自j行業(yè)的中間產(chǎn)品投入占i行業(yè)總投入的比重，即直接消耗系數(shù)；innovationjt為j行業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入?；貧w結(jié)果見表4，從中可以看出，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對總出口、中間品出口以及最終品出口國內(nèi)增加值率的影響系數(shù)依然顯著為正，與基準回歸結(jié)果相一致。

表4 替換解釋變量

2.內(nèi)生性處理

就本文的計量模型而言，由于采用固定效應估計方法，因而在一定程度上能夠控制遺漏變量所導致的內(nèi)生性偏誤問題，然而更重要的偏誤可能來自逆向因果關系。出口國內(nèi)增加值率的提高也可能反過來影響國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新，譬如，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新需要一定的技術投資，而出口國內(nèi)增加值率的提升顯然提高了國內(nèi)出口企業(yè)的利潤積累水平，為技術投資夯實了基礎，進而助推企業(yè)的創(chuàng)新。為此，本文使用解釋變量的一階和二階滯后項作為工具變量進行GMM估計，模型估計結(jié)果于表5所示。表5中第(1)～(3)列分別表示的是國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對總出口國內(nèi)增加值率、中間品出口國內(nèi)增加值率以及最終品出口國內(nèi)增加值率影響的估計結(jié)果。Kleibergen-Paap rkLM 檢驗和Kleibergen-Paap Wald rk F 檢驗均拒絕了工具變量識別不足和弱識別問題，Hansen J統(tǒng)計量不拒絕工具變量過度識別的原假設，因此本文所使用的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新一階和二階滯后項作為工具變量是合理有效的。將表5與表3的基準回歸相比較可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新估計系數(shù)的符號與顯著性均沒有發(fā)生本質(zhì)變化，說明本文的估計結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。同時，借鑒王雅琦等(2018)的做法，采用滯后一期制造行業(yè)國企產(chǎn)出占比作為國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的工具變量。國企產(chǎn)出占比越高的行業(yè)，其創(chuàng)新能力也較低(Zhang et al.,2013;Storesletteny et al.,2016)，而國有產(chǎn)出占比大多數(shù)由行業(yè)性質(zhì)決定的，相對下游行業(yè)的出口國內(nèi)增加值獲取較為外生，因此作為國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的工具變量可能是適合的。表5中第(4)～(6)列匯報了工具變量的回歸結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)工具變量的相關檢驗均通過了檢驗，且國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的回歸系數(shù)估計值均顯著為正，再次證明了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 內(nèi)生性檢驗

(三)異質(zhì)性檢驗

1.時間效應：長期效應

將滯后期的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新作為解釋變量重新進行回歸，回歸結(jié)果見表6—8(4)表7和表8是基于中間產(chǎn)品DVAR和最終品DVAR的估計結(jié)果，其符號和顯著性以及變化趨勢與表7相一致，故不再列出。。一方面，滯后變量與當期擾動項的相關性較小，在一定程度上可以降低由內(nèi)生性問題導致的估計偏誤；另一方面，可以考察國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新是否對出口國內(nèi)增加值率提升存在顯著的長期影響(錢學鋒 等，2016；黃漓江 等，2020)。表6—8中第(1)～(6)列分別顯示的是滯后1～6期的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對總出口國內(nèi)增加值率、中間品出口國內(nèi)增加值率以及最終品出口國內(nèi)增加值率影響的估計結(jié)果?？梢钥闯?，滯后1～6期的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的估計系數(shù)均顯著為正，且隨著滯后期的增加，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對總出口、中間品出口以及最終品出口的提升效果呈現(xiàn)先增強后下降的趨勢，在滯后4期時的促進效應達到最大，這種倒“U”型趨勢符合技術創(chuàng)新效應的一般規(guī)律。這說明國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值具有顯著的滯后效應，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的促進作用存在長期效應。

2.空間效應：發(fā)達經(jīng)濟體與發(fā)展中經(jīng)濟體

本文將樣本39個經(jīng)濟體劃分為發(fā)達經(jīng)濟體與發(fā)展中經(jīng)濟體，以分別考察國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值的差異性影響。表7中第(1)、(3)和(5)列是根據(jù)發(fā)達經(jīng)濟體樣本所作的估計結(jié)果，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對總出口國內(nèi)增加值、中間出口國內(nèi)增加值以及最終品出口國內(nèi)增加值的影響系數(shù)均在1%水平上顯著為正；表7中第(2)、(4)和(6)列是根據(jù)發(fā)展中經(jīng)濟體樣本所作的估計結(jié)果，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新估計系數(shù)依然在1%水平上顯著為正。以上結(jié)果表明，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值的提升作用不受出口目的地不同的影響。但從表7可以看出，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對不同出口目的地國內(nèi)增加值的影響程度存在明顯差異，對出口發(fā)達經(jīng)濟體國內(nèi)增加值的積極效應大于出口發(fā)展中經(jīng)濟體。這可能的原因是，中國以加工貿(mào)易形式嵌入全球價值鏈分工體系的程度較深，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生的進口中間品替代效應和技能偏向型技術進步效應可能更大，這有助于提高出口國內(nèi)增加值率。

3.區(qū)分不同技術密集度

本文進一步將制造行業(yè)劃分為中低技術密集型以及高技術密集型行業(yè)進行分類回歸，具體的回歸結(jié)果見表8。表8中第(1)～(3)列和第(5)～(7)列分別顯示的是中低技術密集型行業(yè)和高技術密集型行業(yè)國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對相對應行業(yè)類型總出口DVAR、中間產(chǎn)品出口DVAR以及最終品出口DVAR的影響。從中可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的系數(shù)估計值均顯著為正，再次證明了本文基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。從系數(shù)估計值大小比較來看，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對高技術密集型行業(yè)的促進作用更明顯。這可能的原因是：一方面，高技術密集型制造行業(yè)的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力較強，又聚集了較多的創(chuàng)新要素，創(chuàng)新要素與中間產(chǎn)品技術之間形成良好匹配與循環(huán)，從而強化了國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值率提升的促進作用；另一方面，在高技術行業(yè)面臨激烈的國際競爭環(huán)境以及中國制造業(yè)所處的從屬、低端位置可能會進一步激勵和倒逼中國高技術企業(yè)不斷向全球價值鏈高端攀升。

表8 區(qū)分不同要素密集度的回歸結(jié)果

4.區(qū)分全球價值鏈分工層次

中間品出口國內(nèi)增加值是本國零部件等中間品在國際上被其它國家使用并再次進入生產(chǎn)環(huán)節(jié)的國內(nèi)增加值，相比之下最終品出口國內(nèi)增加值卻不再進入國際生產(chǎn)環(huán)節(jié)，而僅進入流通和消費環(huán)節(jié)，因此采用中間產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值更能反映出全球價值鏈分工地位(魏悅羚 等，2019)。在全球價值鏈貿(mào)易中，可以根據(jù)中間產(chǎn)品出口到最終品使用跨越國境的次數(shù)，將其劃分為淺層價值鏈相關增加值和深層價值鏈相關增加值。在淺層價值鏈貿(mào)易中，中間產(chǎn)品出口被直接進口國用來生產(chǎn)最終品并在其國內(nèi)最終使用中間產(chǎn)品只跨越國境一次，不涉及第三國的間接出口與轉(zhuǎn)口貿(mào)易；深層價值鏈中，中間產(chǎn)品出口到最終使用將跨越國境兩次及以上，這部分增加值參與的國際生產(chǎn)環(huán)節(jié)相對較多，因此全球價值鏈分工層次相對更高(魏悅羚 等，2019)。本文根據(jù)中間產(chǎn)品出口跨越國界次數(shù)的不同，將其分為淺層價值鏈分工與深層次價值鏈分工，以探究國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對不同分工層次的差異性影響。

表9區(qū)分不同分工層次的回歸結(jié)果顯示，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對淺層中間品出口國內(nèi)增加值和深層中間產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值的影響系數(shù)均顯著為正，且對淺層中間品出口國內(nèi)增加值的提升效應大于深層中間品出口國內(nèi)增加值。進一步根據(jù)全球價值鏈分工位置指數(shù)的中位數(shù)為界劃分樣本，以進行估計。由表9中第(3)、(4)列可知，不管是全球價值鏈分工位置較高組還是較低組，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的估計系數(shù)均顯著為正，且對分工位置較低組的出口國內(nèi)增加值的提升效果更明顯。這些結(jié)果表明，目前國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對提升分工層次相對較低的制造行業(yè)的出口國內(nèi)增加值的作用效果更顯著。這可能的原因是：分工層次相對較高的行業(yè)位于更高的全球價值鏈分工位置，行業(yè)出口產(chǎn)品生產(chǎn)是由一系列技術復雜度不同的生產(chǎn)階段有機整合而成，因此，出口國內(nèi)增加值的提高也就變得更加困難。另外，中國制造業(yè)參與淺層價值鏈分工的程度明顯高于深層價值鏈分工，使得國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的促進作用可能要更加明顯。

表9 基于全球價值鏈分工層次的回歸結(jié)果

(四)機制檢驗

根據(jù)上文的理論機制分析可知，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新可能通過提高中間產(chǎn)品內(nèi)向化程度以及引致技能偏向型技術進步等機制促進出口國內(nèi)增加值率提升。接下來進一步檢驗這兩個中介效應是否存在。鑒于前文表3中已經(jīng)報告了遞歸模型第一步的估計結(jié)果，且系數(shù)顯著為正。這里需進行中介效應的第二步至第三步檢驗。表10報告了中介效應式(3)和式(4)的估計結(jié)果。從表10可以看出，兩個中介效應檢驗的系數(shù)都顯著，且系數(shù)也顯著，這說明兩個中介效應都存在。

表10 作用機制檢驗

1.進口中間品替代效應分析

表10中模型(1)中，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新(Minno)對中間產(chǎn)品內(nèi)向化程度(dm)的影響系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力的提高會降低對進口中間產(chǎn)品的依賴，即國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新促進國內(nèi)出口產(chǎn)品生產(chǎn)中更多使用國內(nèi)中間產(chǎn)品，國內(nèi)中間產(chǎn)品形成對國外中間品顯著的替代效應。模型(2)中，中間產(chǎn)品內(nèi)向化程度的系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明國內(nèi)中間產(chǎn)品使用比例的提高促進了出口國內(nèi)增加值率的提升；同時，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，且系數(shù)值(0.5094)小于基準模型估計系數(shù)(0.5161)，這驗證了國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新可以通過提高中間產(chǎn)品內(nèi)向化程度對出口國內(nèi)增加值率提升產(chǎn)生促進作用。

2.技能偏向型技術進步效應分析

表10模型(3)的估計結(jié)果顯示，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對技能偏向型技術進步的影響系數(shù)在10%水平上顯著為正，表明國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新能力的提高有利于改變勞動投入結(jié)構(gòu)，增加對高技能勞動力的需求，進而引致技能偏向型技術進步。模型(4)的估計結(jié)果顯示，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新和技能偏向型技術進步的估計系數(shù)均在不同程度水平上顯著為正，而且國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的估計系數(shù)值(0.5102)小于基準模型估計系數(shù)(0.5161)，這驗證了技能偏向型技術進步起到了部分中介作用，說明了國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新通過影響技能偏向型技術進步這個傳導機制，從而對出口國內(nèi)增加值率提升產(chǎn)生顯著的促進作用。

五、人力資本配置對國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新作用效果的影響

(一)人力資本配置核算框架

借鑒紀雯雯等(2018)的做法，假設經(jīng)濟體生產(chǎn)函數(shù)為：Y=F(K,L,H)。其中，K表示物質(zhì)資本；L為低技能勞動力要素；H為人力資本，即表示高技能勞動力要素。高、低技能勞動力要素按受教育程度劃分，高中及以下學歷勞動力為低技能勞動力要素，大專及以上學歷勞動力為高技能勞動力要素。經(jīng)濟體有n個行業(yè)，假設i行業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

(5)

借鑒Hsieh et al.(2009)的做法，企業(yè)面臨的人力資本錯配主要表現(xiàn)為人力資本價格扭曲，該價格以高于或低于人力資本市場價格的“工資楔子”的方式體現(xiàn)，同時假設產(chǎn)品市場不存在價格扭曲現(xiàn)象，則代表性廠商在存在人力資本價格扭曲的情況下實現(xiàn)利潤最大化：

max PitYit-PKKi-PLLi-(1+τ)PHHi

(6)

結(jié)合式(6)和資源約束條件，可得人力資本價格扭曲時的競爭均衡：

(7)

frHi=1/(1+τ)

(8)

(9)

根據(jù)式(7)和式(9)可得：

(10)

由于人力資本絕對扭曲系數(shù)無法利用實際數(shù)據(jù)進行測度，故采用人力資本錯配程度的相對扭曲系數(shù)表示，根據(jù)式(10)可得：

(11)

圖1 中國制造行業(yè)高技能勞動力配置狀態(tài)

圖2 2009年中、美制造行業(yè)高技能勞動力配置狀態(tài)

(二)人力資本配置的調(diào)節(jié)效應分析

前文理論分析表明，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值的提升效應可能受到人力資本配置的影響，這里借鑒學術界通常的做法，在式(1)中加入國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新與人力資本配置的交互項進行檢驗，具體的計量模型如下：

DVARijt=α+α1minnojt+α2minnojt×hhldisjt+βX+μi+φj+ωt+εijt

(12)

表11 人力資本配置的調(diào)節(jié)效應

本文進一步將制造行業(yè)劃分為人力資本配置過度與人力資本配置不足兩個子行業(yè)，以此進行分類回歸，以探究國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的差異性影響，結(jié)果如表12所示。表12中第(1)～(3)列和第(4)～(6)列分別顯示的是人力資本配置過度行業(yè)和人力資本配置不足行業(yè)的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對其總出口DVAR、中間產(chǎn)品出口DVAR和最終品出口DVAR的影響。從中發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的估計系數(shù)均顯著為正，但國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新與人力資本配置的交互項估計系數(shù)存在顯著差異，即：在人力資本配置過度的行業(yè)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新與人力資本配置交互項的估計系數(shù)均顯著為負；而在人力資本配置不足的行業(yè)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新與人力資本配置交互項的系數(shù)估計值有負有正，但均不顯著。在人力資本配置過度的制造行業(yè)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值的促進效應被極大地削弱了。人力資本配置過度的行業(yè)大多屬于低技術密集型行業(yè)，從而使得作為高級生產(chǎn)要素的人力資本的邊際作用受到低級生產(chǎn)要素的制約，人力資本將偏離創(chuàng)新活動，從而制約技術進步(靳衛(wèi)東，2010；李靜 等，2017)，不利于勞動生產(chǎn)率的提高，容易引致經(jīng)濟運行偏離最優(yōu)增長路徑；且對于中等收入國家而言，若不能通過人力資本等創(chuàng)新要素的合理配置來提高勞動生產(chǎn)率，將容易陷入靜態(tài)比較優(yōu)勢陷阱(Teixeira et al.,2016)，全球價值鏈分工地位將面臨被低端鎖定的風險。

表12 人力資本配置過度與不足的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

面對中國高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展屢遭外國技術阻斷和市場封鎖的局面，通過強調(diào)國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的方式，突出了國內(nèi)中間產(chǎn)品市場的作用，進而協(xié)調(diào)國內(nèi)市場與國外市場的平衡，對于構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)發(fā)展格局、促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。本文利用中國雙邊-部門層面2001—2009年數(shù)據(jù)，檢驗了國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值率的影響作用及其機制，并進一步考察了人力資本配置的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：第一，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新有利于中國制造業(yè)總出口國內(nèi)增加值率、中間產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值率以及最終品出口國內(nèi)增加值率的提升，這種促進作用主要是通過提高中間產(chǎn)品內(nèi)向化程度以及促進技能偏向型技術進步等途徑實現(xiàn)的。第二，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值率的提升效應存在時間效應、空間差異、分工位置差異以及行業(yè)差異，即滯后1～6期的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的估計系數(shù)均顯著為正，提升效果呈現(xiàn)先增強后減弱的趨勢，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的促進作用存在長期效應；國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新更加有利于出口發(fā)達國家的產(chǎn)品國內(nèi)增加值率的提升，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對分工層次相對較低的制造行業(yè)的出口國內(nèi)增加值的作用效果更顯著，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對高技術密集型制造行業(yè)的國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的提升效應更明顯。第三，與美國制造行業(yè)人力資本配置狀態(tài)相比，中國制造行業(yè)人力資本錯配現(xiàn)象更加嚴重，表現(xiàn)為低技能密集型行業(yè)人力資本配置富余，而高技術密集型行業(yè)人力資本配置不足。國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新對出口國內(nèi)增加值率的作用效果受到人力資本配置的影響，人力資本錯配程度較小的行業(yè)，國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新受到的影響更大。第四，區(qū)分人力資本配置過度與不足兩種類型回歸發(fā)現(xiàn)，制造行業(yè)人力資本配置過度極大地阻礙了國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新的積極效應，人力資本配置不足的負向影響基本不顯著，這說明中國人力資本錯配的負向效應主要來源于人力資本配置過度。

本文的政策啟示意義主要體現(xiàn)在：大量發(fā)展事實與研究表明，脫離本土市場需求而嵌入發(fā)達國家主導的全球價值鏈分工體系的發(fā)展格局，雖使得中國獲得了大量的發(fā)展機會，但也加劇了被低端鎖定的風險。今后，為實現(xiàn)更高質(zhì)量的開放經(jīng)濟，全球價值鏈應在國內(nèi)價值鏈分工體系中建立國內(nèi)基礎，由此國內(nèi)價值鏈優(yōu)化則會對全球價值鏈整合產(chǎn)生積極影響，在統(tǒng)籌兩個分工循環(huán)過程中實現(xiàn)開放經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。第一，通過國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新改變國內(nèi)外中間產(chǎn)品市場配置結(jié)構(gòu)，重視國內(nèi)中間產(chǎn)品市場在全球分工中的作用，以培育高質(zhì)量中間產(chǎn)品為紐帶，進而深化與拓展國內(nèi)價值鏈分工體系，提高全球價值鏈分工層次，暢通國內(nèi)國際雙循環(huán)；第二，建設與完善國內(nèi)市場規(guī)則與制度的軟條件，改善以基礎設施互聯(lián)、互通的硬條件，進一步打破內(nèi)部跨區(qū)域空間下的條塊分割和市場壟斷的局面，降低國內(nèi)區(qū)域間的貿(mào)易成本與流通成本，提高國內(nèi)市場一體化程度，引導高技能勞動力等創(chuàng)新要素在行業(yè)間、地區(qū)間自由流動，為國內(nèi)中間產(chǎn)品創(chuàng)新營造良好的環(huán)境，實現(xiàn)創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置；第三，人力資本錯配主要源于要素價格扭曲，因此要進一步推動要素價格改革，構(gòu)建合理的要素價格體系，使得要素價格成為市場配置資源的信號。