異質(zhì)性吸收能力約束下FDI對出口復(fù)雜度的影響研究

信超輝 毛艷華 榮健欣

一、問題提出與研究意義

全球化與國際分工的重新布局加速了先進(jìn)技術(shù)在全球的擴散，F(xiàn)DI的流入對東道國的出口結(jié)構(gòu)和出口技術(shù)水平產(chǎn)生了較為深刻的影響(Xu，2010)。對于發(fā)展中國家而言，引進(jìn) FDI除了能增加資本存量和提供就業(yè)機會外，還能以較低成本、較快速度獲得國外先進(jìn)技術(shù)，是促進(jìn)本國的技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟增長的重要渠道。二戰(zhàn)后，日韓等國通過承接歐美發(fā)達(dá)國家的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，獲取和學(xué)習(xí)跨國公司先進(jìn)技術(shù)，實現(xiàn)了對發(fā)達(dá)國家的技術(shù)趕超。與大多數(shù)發(fā)展中國家引進(jìn)FDI的理由相似，中國在制定外資政策時除了考慮吸引資金外，還希望通過外資企業(yè)進(jìn)入的契機使內(nèi)資企業(yè)學(xué)到先進(jìn)的技術(shù)和管理方法，進(jìn)而提升企業(yè)技術(shù)水平和生產(chǎn)率。近30年來，中國引進(jìn)的FDI不管是存量還是流量，均處于世界前列。商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，中國自1992年起連續(xù)28年成為吸收外資最多的發(fā)展中國家，2020年實際利用外資1529.489億美元，成為世界引進(jìn)外資最多的國家。1992—2020年，中國累計實際利用外資22975.605億美元，年均增長10.23%。

然而，F(xiàn)DI的大量進(jìn)入促進(jìn)了我國出口規(guī)模的擴張，但并沒有帶動中國出口技術(shù)水平的同步提升，我國在全球價值鏈中仍然處于中低端位置(劉志彪、張杰，2007)，與日韓等國引進(jìn)外資帶來的出口技術(shù)水平大幅提升形成較大反差。據(jù)測算，40年來我國出口技術(shù)水平有了一定的提高，但相較于主要發(fā)達(dá)國家仍然存在很大差距(陳曉華等，2011；Amiti et al.，2016)，從各行業(yè)技術(shù)含量相對排名位次來看，中國出口的技術(shù)含量幾乎鎖定在世界最低端，遠(yuǎn)低于美日等發(fā)達(dá)國家，根本無法對美日等發(fā)達(dá)國家構(gòu)成技術(shù)威脅(倪紅福，2017)。當(dāng)前我國出口貿(mào)易發(fā)展面臨復(fù)雜多變的內(nèi)外部環(huán)境，呈現(xiàn)出全球價值鏈重構(gòu)期、發(fā)展動力轉(zhuǎn)換期、外貿(mào)政策轉(zhuǎn)向期“三期”疊加的特點。中國要實現(xiàn)從貿(mào)易大國到貿(mào)易強國的轉(zhuǎn)變，必須依賴技術(shù)進(jìn)步以提升產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，解決中國傳統(tǒng)貿(mào)易發(fā)展模式中出口技術(shù)含量低的問題(顧曉燕等，2020)。我國目前出口產(chǎn)品的技術(shù)水平現(xiàn)狀如何？為什么在FDI大量流入的情況下，中國整體的出口技術(shù)水平仍然提升相對緩慢？約束FDI促進(jìn)中國出口技術(shù)水平提升的因素是什么？在當(dāng)前日益復(fù)雜的國際發(fā)展環(huán)境下深入探討上述問題，對科學(xué)合理利用外資，加快提高我國出口技術(shù)水平，建設(shè)貿(mào)易強國具有重要的實踐意義。

自Hausmann et al.(2007)提出以出口復(fù)雜度衡量出口技術(shù)水平后，學(xué)術(shù)界對FDI與出口復(fù)雜度之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛研究，但研究結(jié)論卻存在很大分歧。一些學(xué)者認(rèn)為FDI顯著提升了東道國出口復(fù)雜度。王永進(jìn)等(2010)使用1995—2004年101個國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，發(fā)現(xiàn)FDI對東道國的出口復(fù)雜度的提高起到了積極作用。祝樹金等(2010)基于1992—2006年跨國面板數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)FDI促進(jìn)了東道國出口技術(shù)水平的提升。郭晶(2010)利用1993—2007年46個國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)FDI與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復(fù)雜度之間存在長期正向協(xié)整關(guān)系，但FDI對發(fā)達(dá)國家高技術(shù)出口復(fù)雜度提升的作用強于發(fā)展中國家。高鵬(2018)從本土關(guān)聯(lián)的視角探討了外資進(jìn)入對中國出口附加值的差異化影響，發(fā)現(xiàn)市場導(dǎo)向型外資有利于中國出口附加值水平的改善，同時，外資進(jìn)入價值鏈的上游環(huán)節(jié)，有助于中國出口增加值率的提升。Anwar & Sun(2018)利用中國制造業(yè)的行業(yè)層面面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實證研究也發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI能顯著促進(jìn)東道國出口質(zhì)量和技術(shù)水平的提升。

但也有研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對東道國的出口復(fù)雜度并不一定總是起著促進(jìn)作用，特定條件下其對東道國出口復(fù)雜度也存在顯著阻礙作用。Wang & Wei(2007)利用中國城市數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI沒有顯著促進(jìn)中國出口復(fù)雜度的提升，人力資本和政府的高科技產(chǎn)業(yè)園政策才是提升出口復(fù)雜度的關(guān)鍵因素。Xu & Lu(2009)發(fā)現(xiàn)，只有來自O(shè)ECD成員國的外商獨資企業(yè)的對華投資對中國出口復(fù)雜度有顯著的提升作用，而其他類型外國公司的存在則沒有影響。Harding & Javorcik(2011)從出口產(chǎn)品的單位價值角度出發(fā)，通過對116個國家1984—2000年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)FDI對發(fā)展中國家出口技術(shù)水平和單位價值有正向促進(jìn)作用，而對發(fā)達(dá)國家作用不顯著。Yan(2008)則指出外商投資企業(yè)，特別是外商獨資企業(yè)壟斷了高科技生產(chǎn)，對本土企業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)很小，對企業(yè)創(chuàng)新影響的凈效應(yīng)為負(fù)，且在不同年份、不同地區(qū)和不同省份均未顯著改善出口復(fù)雜度，F(xiàn)DI的擠出效應(yīng)仍然占主導(dǎo)地位。黎峰(2017)發(fā)現(xiàn)外資進(jìn)入及其市場導(dǎo)向行為對國內(nèi)價值鏈的構(gòu)建產(chǎn)生了明顯的阻礙作用，其中外資兼并收購行為的不利影響相對更大。陳頌、盧晨(2019)的研究表明，只有在行業(yè)內(nèi)或行業(yè)間使用技術(shù)相近、技術(shù)層面上聯(lián)系緊密的情況下，F(xiàn)DI才有利于內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和出口復(fù)雜度的提高。

綜觀現(xiàn)有FDI與出口復(fù)雜度關(guān)系的文獻(xiàn)，多數(shù)將FDI技術(shù)溢出當(dāng)作黑匣子處理，直接探討FDI對出口復(fù)雜度的影響，鮮有關(guān)注東道國吸收能力及其對FDI技術(shù)溢出的約束作用。理論上，F(xiàn)DI可以通過產(chǎn)業(yè)間和產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)溢出提升東道國廠商的生產(chǎn)率和出口技術(shù)水平，但東道國企業(yè)能在多大程度上學(xué)習(xí)和模仿外資企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)歸根結(jié)底取決于當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)吸收能力(賴明勇等，2005)。上述文獻(xiàn)的研究結(jié)論之所以存在較大分歧，是因為忽略了本地吸收能力對FDI技術(shù)溢出的制約。無論是FDI產(chǎn)業(yè)內(nèi)還是產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出，本地廠商模仿和學(xué)習(xí)效果均涉及到技能勞動力、機器設(shè)備投入以及基礎(chǔ)設(shè)施的使用。因而本地人力資本、金融發(fā)展與基礎(chǔ)設(shè)施三種吸收能力的高低是決定FDI能否提升出口復(fù)雜度的重要因素，忽略東道國吸收能力探討FDI與出口復(fù)雜度之間的關(guān)系可能會導(dǎo)致截然相反的結(jié)論。吸收能力如何制約FDI對出口復(fù)雜度的提升？其作用機制是什么？不同的吸收能力下FDI對東道國出口復(fù)雜度的影響存在何種差異？本文將從異質(zhì)性吸收能力的角度探討FDI對出口復(fù)雜度的作用機制，利用海關(guān)HS六位產(chǎn)品編碼數(shù)據(jù)測算2002—2018年31個省份的出口復(fù)雜度，并分別構(gòu)建面板門檻模型實證檢驗FDI對出口復(fù)雜度的差異化影響，這既有助于理解當(dāng)前該領(lǐng)域研究結(jié)論存在巨大分歧的原因，又能為“十四五”時期合理引進(jìn)和利用外資、提升出口技術(shù)水平和推動外貿(mào)外資高質(zhì)量發(fā)展提供新的思路。

相較于現(xiàn)有的研究，本文可能的創(chuàng)新和邊際貢獻(xiàn)有：一是視角研究的創(chuàng)新，即從金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施三類吸收能力視角綜合探討了異質(zhì)性吸收能力約束下FDI對出口復(fù)雜度的作用機制和影響。二是通過實證研究發(fā)現(xiàn)了FDI與出口復(fù)雜度之間存在顯著的門檻效應(yīng)，驗證了在東道國不同吸收能力下，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的差異化影響，一定程度上解釋了當(dāng)前這一領(lǐng)域研究結(jié)論存在分歧的原因。三是相較于主要從跨國層面或行業(yè)層面進(jìn)行實證分析的已有研究，本文的實證研究基于省級層面，通過比較各省份三類吸收能力的動態(tài)變化情況，發(fā)現(xiàn)改革開放以來大部分省份吸收能力長期處于較低水平，這阻礙了FDI對本地的技術(shù)溢出效應(yīng)，從而在一定程度上解釋了為什么大量FDI流入中國卻未能快速提升中國整體出口復(fù)雜度的原因。

二、作用機制與研究假說

FDI通過包括競爭效應(yīng)、示范效應(yīng)和人員流動效應(yīng)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)溢出和前后向聯(lián)系的產(chǎn)業(yè)間溢出提升東道國廠商的生產(chǎn)率(Helpman et al.，2004)。就產(chǎn)業(yè)內(nèi)溢出而言，首先，外資公司進(jìn)入首先加劇了東道國行業(yè)內(nèi)的競爭，迫使本地企業(yè)更有效地利用資源和提升生產(chǎn)效率；其次，企業(yè)通過學(xué)習(xí)和模仿外資公司的技術(shù)與管理提高自身的生產(chǎn)率(Blomstrom & Kokko，2001)；再次，外資進(jìn)入后須對雇用的本地勞動力進(jìn)行培訓(xùn)，后期雇員通過勞動力市場被本地企業(yè)挖走或自由流動到本地企業(yè)，加速了外資企業(yè)技術(shù)和管理經(jīng)驗在本地的擴散，進(jìn)而影響了本地企業(yè)的生產(chǎn)率。而產(chǎn)業(yè)間溢出主要通過和本地廠商間的前向和后向聯(lián)系來影響本地上下游廠商的生產(chǎn)率。外資進(jìn)入后基于貿(mào)易成本的考慮，傾向于選擇本地中間品配套供應(yīng)商，一方面為本地廠商提供了穩(wěn)定的產(chǎn)品需求，有利于實現(xiàn)規(guī)模報酬遞增；另一方面外資對本地廠商在生產(chǎn)中間品時的工藝、流程以及標(biāo)準(zhǔn)要求，本身就是一種技術(shù)和管理的外溢，有些外資甚至直接派出專家對中間品廠商進(jìn)行指導(dǎo)，直接或間接地影響了本地中間品廠商的生產(chǎn)率。值得注意的是，外資進(jìn)入后除了影響本地原有廠商，也會催生大量產(chǎn)業(yè)內(nèi)外相關(guān)聯(lián)的新廠商，隨著FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的顯現(xiàn)，本地新舊廠商的生產(chǎn)率也會相應(yīng)提升。

出口是企業(yè)生產(chǎn)率高低效應(yīng)選擇的結(jié)果，企業(yè)憑借高生產(chǎn)率而主動選擇出口(Eaton et al.，2004)。在FDI產(chǎn)業(yè)內(nèi)溢出和產(chǎn)業(yè)外溢出機制作用下，伴隨著本地新舊廠商生產(chǎn)率和技術(shù)水平的提升，本地出口的規(guī)模(內(nèi)涵邊際)和產(chǎn)品種類(外延邊際)也會相應(yīng)擴大，同時本地出口復(fù)雜度也隨之提升(Xu，2010)。一方面，F(xiàn)DI對已有本地廠商的管理經(jīng)驗和方法、生產(chǎn)工藝和技術(shù)的外溢既擴張了東道國廠商的出口規(guī)模，也提升了出口復(fù)雜度(Anwar & Sun，2018)；另一方面，以模仿、學(xué)習(xí)和吸收FDI技術(shù)溢出的創(chuàng)業(yè)型公司，在生產(chǎn)率和規(guī)模達(dá)到一定的水平后，也會出口與外資技術(shù)水平相近的產(chǎn)品，從而提升東道國的出口復(fù)雜度。然而，F(xiàn)DI技術(shù)溢出須在本地有一定的吸收能力的條件下才能產(chǎn)生，F(xiàn)DI的進(jìn)入能否提升東道國生產(chǎn)率和出口技術(shù)水平歸根到底取決于東道國自身的吸收能力。二戰(zhàn)后同樣是承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和大規(guī)模引進(jìn)外資，日本、韓國和中國臺灣地區(qū)在不少高技術(shù)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域?qū)崿F(xiàn)了對歐美發(fā)達(dá)國家的技術(shù)趕超，在全球價值鏈中的地位攀升至中高端。而多數(shù)發(fā)展中國家雖也承接了大量外資的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，但目前其整體的出口技術(shù)水平仍然較低，在全球價值鏈中仍處在低端位置。不同發(fā)展水平的經(jīng)濟體引進(jìn)外資對本地區(qū)技術(shù)溢出影響各異，重要原因在于本地金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施水平等吸收能力不同(祝樹金等，2010)。FDI無論是產(chǎn)業(yè)內(nèi)還是產(chǎn)業(yè)間溢出，本土廠商都需要雇用相應(yīng)的勞動力、購買機器設(shè)備，以及使用當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施。因此，當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施水平的高低，直接關(guān)系到本地廠商能否有效吸收FDI技術(shù)溢出，從而提升自身的生產(chǎn)率和出口產(chǎn)品的技術(shù)水平，具體作用機制如圖1所示。

假說1：FDI對出口復(fù)雜度的影響受到本地吸收能力的約束，二者存在非線性關(guān)系。

金融發(fā)展主要通過融資、風(fēng)險投資和創(chuàng)新風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制，確保本地廠商能吸收FDI技術(shù)溢出和進(jìn)行二次開發(fā)，進(jìn)而約束FDI對出口復(fù)雜度的影響。首先是融資機制。金融市場融資效率的提升可以降低融資成本從而影響FDI行業(yè)內(nèi)和行業(yè)外的技術(shù)溢出。模仿和學(xué)習(xí)外資企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)必須投入大量初始固定成本(包括學(xué)習(xí)費用、談判成本、購買關(guān)鍵技術(shù)以及設(shè)備的費用等)，并且企業(yè)原有技術(shù)與外資企業(yè)技術(shù)差距越大，融資需求越大。只有當(dāng)本地廠商能便捷地從金融市場獲取足夠的初始固定投入資金時，才能充分吸收、利用FDI技術(shù)溢出來提高自身的技術(shù)水平。同時，F(xiàn)DI的進(jìn)入增加了對本地上游本土企業(yè)產(chǎn)出的需求，由于可以使上游企業(yè)獲得規(guī)模效應(yīng)乃至刺激更多上游本土企業(yè)的出現(xiàn)，缺少相應(yīng)的融資機制，F(xiàn)DI創(chuàng)造后向關(guān)聯(lián)的潛力發(fā)揮會嚴(yán)重受阻。其次是風(fēng)險投資機制。新技術(shù)的研發(fā)與推廣具有風(fēng)險高、周期長的特征，銀行類短期間接融資無法滿足本地廠商對FDI技術(shù)溢出的二次開發(fā)和推廣。風(fēng)險投資作為一種權(quán)益融資，不僅能很好地解決企業(yè)在創(chuàng)新活動中缺乏資金的問題，而且還能通過參與董事會、制定發(fā)展戰(zhàn)略、監(jiān)管公司行為和雇用管理層等方式減少信息不對稱和道德風(fēng)險問題，從而加速本土企業(yè)吸收FDI的成果轉(zhuǎn)化。最后是風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制。企業(yè)吸收FDI技術(shù)溢出并進(jìn)行二次創(chuàng)新必然伴隨著高風(fēng)險，這成為企業(yè)積極投入技術(shù)創(chuàng)新活動的障礙，保險作為市場化的風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制、社會互助機制和社會管理機制，與具有高風(fēng)險特征的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動具有內(nèi)在的契合性和互補性。科技保險是以保險作為分散風(fēng)險的手段，以保險公司給予保險賠償或給付保險金的方式，對高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)風(fēng)險進(jìn)行分散，從而保障本土企業(yè)對FDI技術(shù)的吸收和二次創(chuàng)新(黃英君等，2012)。

假說2：金融發(fā)展水平越高，越有利于本地新舊廠商對外資技術(shù)溢出的吸收和二次創(chuàng)新，F(xiàn)DI對本地出口復(fù)雜度的提升作用也越明顯。

FDI能否提升本地廠商出口技術(shù)水平也取決于本地是否具有一定的人力資本基礎(chǔ)。東道國人力資本的水平一方面通過投資成本和市場需求影響外資進(jìn)入的種類和質(zhì)量(梁經(jīng)偉等，2019)，另一方面也會影響FDI溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。外資的進(jìn)入對本地上下游產(chǎn)業(yè)的需求和技術(shù)提升均有較強的帶動作用，基于貿(mào)易成本的考慮，外資傾向于本地廠商生產(chǎn)的中間品，因而對本地中間品有較大需求，對中間品的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)也有嚴(yán)格的規(guī)范和要求。為滿足外資對中間品的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，本地中間品廠商需要投入相應(yīng)的技能勞動力。同時，外資進(jìn)入后也需要雇用大量本地勞動力，這一方面起到了對本地勞動力的培訓(xùn)作用，另一方面本地同類廠商迫于競爭壓力，也會以高薪從外資企業(yè)挖人才或從勞動力市場雇用有外資工作經(jīng)驗的勞動力。人員培訓(xùn)與流動效應(yīng)加速了FDI技術(shù)向本地廠商的擴散，進(jìn)而影響本地廠商的生產(chǎn)率和出口技術(shù)水平。因此，本地人力資本水平在FDI影響本地廠商生產(chǎn)率和出口技術(shù)水平中起著基礎(chǔ)性作用。人力資本水平低容易拉大本土企業(yè)與外資企業(yè)的技術(shù)差距，盡管東道國存在更大的趕超潛力(楊汝岱、姚洋，2008)，但過于懸殊的技術(shù)差距使其無法吸收FDI技術(shù)外溢反而不利于本土廠商的發(fā)展。只有跨越相應(yīng)的技術(shù)門檻，才能使本土企業(yè)與外資企業(yè)的差距在合理范圍，從而有利于本地廠商吸收FDI技術(shù)溢出。

假說3：人力資本過低時，F(xiàn)DI進(jìn)入將不利于本地出口復(fù)雜度的提升，只有跨越一定門檻后，F(xiàn)DI才有利于出口復(fù)雜度提升。

基礎(chǔ)設(shè)施具有明顯的規(guī)模經(jīng)濟和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。基礎(chǔ)設(shè)施的改善為本地廠商更好地吸收和利用外資先進(jìn)技術(shù)，發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢提供了基礎(chǔ)條件，進(jìn)而影響本地廠商生產(chǎn)率和出口技術(shù)水平(劉生龍、胡鞍鋼，2010)。基礎(chǔ)設(shè)施完善能降低出口廠商的運輸成本和出口不確定性帶來的調(diào)整成本，提升FDI技術(shù)溢出的利用效率，擴大出口的廣度與深度(王永進(jìn)等，2010)。它還能加速勞動力的空間流動，促進(jìn)規(guī)模經(jīng)濟和集聚經(jīng)濟，而規(guī)模經(jīng)濟和集聚經(jīng)濟所產(chǎn)生的外部性有利于擴大FDI對本土廠商的技術(shù)溢出程度。21世紀(jì)以來，信息基礎(chǔ)設(shè)施在FDI技術(shù)溢出中的作用越來越大，信息基礎(chǔ)設(shè)施完善能減少外資企業(yè)信息成本，降低信息不對稱和外部不確定性。加大FDI流入量，還能通過網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)擴大FDI對本土廠商技術(shù)外溢的輻射范圍和利用效率(李坤望等，2015)。

假說4：本地基礎(chǔ)設(shè)施越完善，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用也越大。

圖1 FDI影響出口復(fù)雜度的作用機制圖

三、實證分析

(一)計量模型

為驗證前文假說，借鑒賴明勇等(2005)的方法，分別構(gòu)建FDI與金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施的交互項模型(1)，并將樣本以2008年為節(jié)點進(jìn)行分組檢驗。

ln=+ln++*ln++*ln++*ln++++

(1)

模型(1)中，表示省份，為年份。被解釋變量 ln為出口復(fù)雜度，ln為外商直接投資。吸收能力指標(biāo)包括金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施；控制變量包括對外開放程度、政府政策因素和市場化水平；和表示個體異質(zhì)性；為隨機擾動項。

(二)變量構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

出口復(fù)雜度：測算出口復(fù)雜度的主流方法是Hausmann et al.(2007)提出的方法，后續(xù)研究有學(xué)者根據(jù)不同的研究需要，對測算出口復(fù)雜度的方法進(jìn)行了各種改進(jìn)，例如,Xu & Lu(2009)、王永進(jìn)等(2010)根據(jù)產(chǎn)品質(zhì)量對產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行了調(diào)整；陳曉華等(2011)則進(jìn)一步區(qū)分了出口品的國內(nèi)技術(shù)含量問題，將出口貿(mào)易中的國外產(chǎn)品(或原材料)進(jìn)口部分剔除出去?？傮w而言，各種方法各有利弊，前一種改進(jìn)方法對數(shù)據(jù)要求相對較高，一般常用于跨國層面和微觀企業(yè)層面的研究。由于本文研究的對象是基于中國省級層面，用Hausmann等(2007)的方法直接測算中國的出口復(fù)雜度會因為加工貿(mào)易過高導(dǎo)致測算出來的出口復(fù)雜度遠(yuǎn)高于實際收入水平，即存在“Rodrik悖論”。因此，本研究采用陳曉華等(2011)的改進(jìn)方法相對合適。本文在計算該指標(biāo)時剔除加工貿(mào)易的影響，分兩步計算中國各省的出口復(fù)雜度，計算公式為:

(2)

(3)

首先根據(jù)公式(2)計算行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，其中為出口品中進(jìn)口中間投入所創(chuàng)造的價值，以相應(yīng)省份出口特定產(chǎn)品中以加工貿(mào)易形式進(jìn)口的比重來表示，具體為進(jìn)料加工和來料加工裝配形式的進(jìn)口占該產(chǎn)品所屬產(chǎn)業(yè)總出口的比重，所以(2)中分母即表示剔除加工貿(mào)易后行業(yè)出口占本省總出口的比重，為地區(qū)時期人均，再根據(jù)公式(3)對行業(yè)技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)進(jìn)行加權(quán)求和，計算出各省的出口復(fù)雜度。本文利用國研網(wǎng)2002—2018年我國HS六位產(chǎn)品編碼出口數(shù)據(jù)計算各省出口復(fù)雜度，同時為進(jìn)一步分析我國東中西部區(qū)域出口復(fù)雜度分布狀況和變化趨勢，我們對我國各省歷年出口復(fù)雜度進(jìn)行了Kernel密度估計，結(jié)果如圖2所示。

從圖2來看，全國Kernel密度函數(shù)曲線峰值呈現(xiàn)不規(guī)則變化且不斷向右移動的趨勢，但隨著時間的推移，Kernel密度函數(shù)曲線從相對狹窄漸漸變得矮而寬再變得相對狹窄，表明我國出口復(fù)雜度在不斷提升，各省之間的出口復(fù)雜度差距有一定的縮小趨勢。分區(qū)域來看，東中西部Kernel密度函數(shù)曲線峰值之間的距離進(jìn)一步縮小，區(qū)域之間的出口復(fù)雜度差距有縮小的趨勢；此外，東中西部Kernel函數(shù)曲線也呈現(xiàn)與全國曲線相似的走勢，從相對矮而寬變得高而窄，其中2002年西部和中部呈現(xiàn)出極度不平衡的分布，東部地區(qū)相對來說比較集中，但也存在較大面積的左拖尾分布。而2010年和2018年，東中西部Kernel曲線的分布均呈現(xiàn)較大幅度的集中趨勢，其中中部地區(qū)表現(xiàn)得最為明顯，說明東中西部區(qū)域內(nèi)部之間的差距在不斷縮小。

圖2 2002、2010和2018年我國分區(qū)域出口復(fù)雜度分布

解釋變量以各省實際利用外資額衡量，數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部。金融發(fā)展以該省金融增加值與之比衡量。人力資本以人均受教育年限表征?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平借鑒胡鞍鋼、劉生龍(2009)的方法，以人均消費標(biāo)準(zhǔn)煤作為綜合基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量?？刂谱兞繉ν忾_放程度用當(dāng)?shù)剡M(jìn)出口總額與之比衡量。政府的政策對出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度有重要影響，本文以一省財政收支除以來衡量政府的政策力度。市場化水平以樊綱等測度的各省市場化指數(shù)來表示。其中，除市場化指數(shù)來源于歷年《中國市場化指數(shù)》，其他變量數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局。由于部分變量數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，并且后文用到的面板門檻模型要求數(shù)據(jù)必須是平衡面板，因此本文選取2003—2016年我國31省面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

(三)實證分析

從表2的估計結(jié)果來看，不加吸收能力交互項時，無論是全樣本還是子樣本，系數(shù)均顯著為正，說明FDI對出口復(fù)雜度的提升有顯著促進(jìn)作用。但加入三個吸收能力的交互項后，全樣本和子樣本之間的結(jié)果則存在明顯差異，三個交互項有的在全樣本時顯著，有的則在子樣本時顯著。FDI與金融發(fā)展的交互項在2003—2008年子樣本中顯著為正，在2009—2016年子樣本中則顯著為負(fù)，而在全國樣本中不顯著。這說明2009年之前，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的促進(jìn)作用隨著金融發(fā)展水平的提高而提高，2009年之后隨著金融發(fā)展水平的提高，F(xiàn)DI反而越來越不利于出口復(fù)雜度的提高。就全國而言，則表現(xiàn)為FDI不受金融發(fā)展的影響，這與現(xiàn)有部分文獻(xiàn)研究結(jié)果一致。FDI與人力資本的交互項在全國樣本和2009—2016年子樣本中顯著為正，在2003—2008年子樣本中為負(fù)但不顯著，說明FDI對出口復(fù)雜度的促進(jìn)作用在全國樣本和2009—2016年子樣本中隨著人力資本的提高而提高，而在2003—2008年子樣本中則不存在約束作用。FDI與基礎(chǔ)設(shè)施的交互項只在2003—2008年子樣本中顯著為負(fù)，在全國樣本系數(shù)為正，2009—2016年子樣本為負(fù)但均不顯著。上述結(jié)果表明，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的影響受到金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施三個吸收能力的約束。在吸收能力約束下，F(xiàn)DI與出口復(fù)雜度之間存在一定的非線性關(guān)系，且隨著人力資本、金融發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施的不同而不同，從而驗證了假說1。

表2 吸收能力約束下的回歸結(jié)果

(續(xù)表)

上述方法雖然一定程度上識別了FDI與出口復(fù)雜度的非線性關(guān)系或門檻特征，但仍存在不足。分組檢驗法難以把握樣本的分組標(biāo)準(zhǔn)，交互項模型法雖可以估出具體的門檻值，但無法對“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性檢驗。Hansen(1999)提出的面板門檻模型則能很好地解決上述問題，因此本文分別以金融發(fā)展、人力資本與基礎(chǔ)設(shè)施為門檻變量，構(gòu)建FDI對出口復(fù)雜度影響的面板門檻回歸模型(4)，重新進(jìn)行估計和檢驗。

ln=+ln*(<)+*(>)

+*(<<)+*(>)+

+++

(4)

模型(4)中，為門檻解釋變量，包括金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，(*)為示性函數(shù)，是門檻值，其他變量與模型(1)一致。同樣利用stata 15軟件和各省面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計和檢驗，結(jié)果如表3和表4所示。

表3 門檻檢驗結(jié)果

表3結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的影響存在顯著的基于金融發(fā)展的單門檻效應(yīng)，基于人力資本HC和基礎(chǔ)設(shè)施PEC的雙門檻效應(yīng)。金融發(fā)展門檻值為0.0304；人力資本第一個門檻值為5.1322，第二個門檻值為9.2255；基礎(chǔ)設(shè)施第一個門檻值為1.2063，第二個門檻值為14.3568。

表4 基準(zhǔn)門檻回歸結(jié)果

表4中列(1)—(3)分別為以金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施為門檻的估計結(jié)果。從列(1)來看，當(dāng)金融發(fā)展水平低于門檻值0.0304時，的系數(shù)為0178，并在1%的水平上顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平高于門檻值00304時，的系數(shù)為0231，并在1%的水平上顯著，說明金融發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用越明顯，驗證了假說2。通過融資、風(fēng)險投資和創(chuàng)新風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制，確保了本地新舊廠商充分吸收FDI技術(shù)溢出和二次開發(fā)，進(jìn)而加大了FDI對出口復(fù)雜度的提升作用。這說明金融發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI對本地出口復(fù)雜度的提升作用也越明顯。

從列(2)來看，當(dāng)人力資本在第一個門檻值(5.1322)以下時，的系數(shù)為-0.566，并在1%的顯著性水平上顯著，而當(dāng)處于第一個門檻值和第二個門檻值(9.2255)之間時，系數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)?.178，并在1%的顯著性水平上顯著；當(dāng)大于第二個門檻值時，系數(shù)仍然顯著為正，并擴大為0.208。該結(jié)果一方面說明FDI對出口復(fù)雜度并不都是促進(jìn)作用，人力資本過低時會起阻礙作用，只有當(dāng)人力資本跨越門檻值時，F(xiàn)DI才能顯著提升出口復(fù)雜度，從而驗證了假說3。人力資本較低時，本地缺乏吸收FDI技術(shù)溢出和應(yīng)對外資企業(yè)進(jìn)入帶來的沖擊的能力，此時FDI的進(jìn)入不利于出口復(fù)雜度水平的提高。另一方面，隨著東道國人力資本越來越高，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用越來越大。人力資本體現(xiàn)了當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)水平基礎(chǔ)，越高的人力資本，越有利于提升示范效應(yīng)、培訓(xùn)效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)的效率，從而有利于FDI對出口復(fù)雜度的提升?，F(xiàn)有經(jīng)驗研究中，F(xiàn)DI對發(fā)達(dá)國家出口復(fù)雜度的提升作用比發(fā)展中國家大的一個重要原因在于發(fā)達(dá)國家人力資本相對較高。

從列(3)來看，當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施在第一個門檻值1.2063以下時，系數(shù)為0025，但不顯著；當(dāng)處于第一個門檻值和第二個門檻值(143568)之間時，系數(shù)提高為0194，并在1%的水平上顯著；當(dāng)跨越第二個門檻值后，的系數(shù)仍顯著為正，并擴大為0270。這說明不完善的基礎(chǔ)設(shè)施將無法發(fā)揮FDI對出口復(fù)雜度的提升作用，只有跨越一定的基礎(chǔ)設(shè)施門檻，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度才有顯著促進(jìn)作用，并隨著基礎(chǔ)設(shè)施水平的提升，這種促進(jìn)作用將越大，從而驗證了假說4。理論上，基礎(chǔ)設(shè)施具有明顯的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和外部性，可為本地廠商吸收和利用外資技術(shù)溢出提供良好的外部環(huán)境，極大地降低了出口企業(yè)吸收外資技術(shù)外溢的成本，有利于本地廠商獲取新產(chǎn)品信息和研發(fā)新產(chǎn)品，從而提升出口技術(shù)水平。

表5展示了2003年和2019年我國各省份吸收能力的分布情況。就金融發(fā)展來看，2003年處于門檻值以下的有黑龍江等17省；2019年則已經(jīng)全部跨越門檻值。就人力資本而言，2003年西藏仍然處在第一個門檻值以下，大部分省份人力資本處于兩個門檻值之間，高于第二個門檻值的僅有北京、上海、遼寧和天津；2019年則沒有低于第一個門檻值的省份，絕大部分省份已經(jīng)跨越第二個門檻值，只有西藏處于第一個門檻值和第二個門檻值之間。從基礎(chǔ)設(shè)施來看，2003年西藏、青海、新疆、內(nèi)蒙古、甘肅和云南處于第一個門檻值以下，其他省份均處于第一個門檻值和第二個門檻值之間，尚未有跨越第二個門檻值的省份；2019年尚有西藏、青海與新疆沒有跨越第一個門檻值，甘肅等9個省份仍處于第一個門檻值和第二個門檻值之間，其他大部分省份已經(jīng)跨越第二個門檻值。

表5 各省份吸收能力門檻通過情況

總體來看，2003年以來，我國三種類型省份的吸收能力有了較大幅度的提升，F(xiàn)DI對我國出口復(fù)雜度的提升作用進(jìn)一步顯現(xiàn)。東部地區(qū)絕大部分省份都在高吸收能力以上，大部分中西部省份未達(dá)到FDI促進(jìn)出口復(fù)雜度的最優(yōu)吸收能力。受數(shù)據(jù)的限制，我們雖然沒有展示2003年以前各省吸收能力的情況，根據(jù)上述吸收能力分布可以推測，改革開放以來大部分年份，我國許多省份吸收能力未達(dá)到FDI促進(jìn)本地出口復(fù)雜度提升的最優(yōu)水平，其提升作用較小甚至有阻礙作用。這也一定程度上解釋了為什么我國有巨大的FDI流量和存量，但出口技術(shù)水平卻沒有如日韓等國一樣實現(xiàn)對歐美發(fā)達(dá)國家的趕超。

(四)內(nèi)生性問題與處理

上述門檻模型能較好地估計異質(zhì)性吸收能力下FDI對出口復(fù)雜度的差異化影響，但仍然存在兩方面不足：一是無法處理內(nèi)生性問題。對于潛在的內(nèi)生性問題，我們認(rèn)為主要有兩個方面。一方面是遺漏重要解釋變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，對于該問題我們采用的是面板數(shù)據(jù)，并基于已有的研究加入貿(mào)易開放度、市場化水平、政府財政收支，以及金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施三個門檻變量作為控制變量，以緩解遺漏重要變量造成的內(nèi)生性問題；另一方面是核心解釋變量FDI與出口復(fù)雜度之間反向因果造成的內(nèi)生性問題，即FDI既能影響出口復(fù)雜度，出口復(fù)雜度也能反過來影響FDI，雙向因果引起的內(nèi)生性問題會影響模型估計的一致性。我們在前文的基準(zhǔn)門檻模型中并未對此進(jìn)行討論，因此結(jié)果的可靠性仍待進(jìn)一步驗證。二是無法估計動態(tài)影響，出口技術(shù)水平存在一定的變動慣性，上一年度的出口復(fù)雜度可能會影響下一年度的出口復(fù)雜度，如果在模型中不加以控制，也會影響估計結(jié)果的可信度。因此，本文借鑒Seo & Shin(2016)的動態(tài)面板門檻模型對Hansen(1999)靜態(tài)門檻模型進(jìn)一步拓展，在模型(4)的基礎(chǔ)上構(gòu)建動態(tài)面板模型(5)，采用FD-GMM進(jìn)行估計和檢驗。

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(5)

模型(5)中主要變量與前文模型一致，不同的是加入了被解釋變量ln的滯后項，且允許其他解釋變量與門檻別解釋變量一起變動。本文以的滯后一期和各省份到最近港口之間的距離作為的工具變量，利用軟件GAUSS 10對模型(5)進(jìn)行估計，結(jié)果如表6。

表6 動態(tài)面板門檻模型FD-GMM估計結(jié)果

(續(xù)表)

由表6可知，Linearity (值)均為0，均拒絕了不存在門檻效應(yīng)的原假設(shè)，說明FDI對出口復(fù)雜度的影響存在基于金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施的門檻效應(yīng)，門檻值分別為0.0346、8.2569和5.3216。落在各自門檻值以上的樣本占比分別為65.43%、69.58%和45.85%，同時統(tǒng)計量均顯示不存在過度識別問題，工具變量是合理的。對比門檻值上下.ln系數(shù)可知，低吸收能力樣本的出口復(fù)雜度對下一年的出口復(fù)雜度存在較大的正向慣性影響，高吸收能力樣本在這方面的作用相對較弱。當(dāng)金融發(fā)展水平低于0.0346時，的系數(shù)為0.0625，并在10%的水平上顯著，而當(dāng)金融發(fā)展水平大于門檻值0.0346時，的系數(shù)則擴大為0.1599，在1%的水平上顯著，說明金融發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用越強。當(dāng)人力資本水平低于8.5269時，的系數(shù)為-0.0358但不顯著，而當(dāng)人力資本跨越8.5269的門檻值時，系數(shù)則轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著為正，說明人力資本過低時，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度有負(fù)向阻礙作用，但此作用不明顯，只有跨越相應(yīng)的人力資本門檻，F(xiàn)DI才對出口復(fù)雜度有顯著的提升作用。同樣，當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施水平在0.0225以下時，系數(shù)不顯著，而在0.0225時則轉(zhuǎn)變?yōu)?.2613，并在1%的水平上顯著?？傮w來看，考慮了內(nèi)生性和動態(tài)性問題后，結(jié)果依然穩(wěn)健。

四、進(jìn)一步討論

為進(jìn)一步驗證前文門檻估計的穩(wěn)健性和FDI對出口復(fù)雜度的差異化影響，本文將前文的三個吸收能力進(jìn)一步細(xì)化并構(gòu)建相應(yīng)的指標(biāo)進(jìn)行估計。此外，現(xiàn)有研究也表明FDI技術(shù)溢出效應(yīng)還因產(chǎn)業(yè)類型和FDI資金來源地的不同存在差異(毛日昇、魏浩，2007)，因而FDI對東道國出口復(fù)雜度的影響也可能因產(chǎn)業(yè)類型和FDI資金地補貼而存在差異。本部分將探討FDI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的門檻效應(yīng)以及FDI不同來源地對出口復(fù)雜度的差異化影響。

(一)吸收能力差異

為進(jìn)一步探討吸收能力異質(zhì)性約束下FDI對出口復(fù)雜度的差異化作用，本文將金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施分為不同類型的吸收能力，變量的構(gòu)建如表7所示。

表7 異質(zhì)性門檻變量構(gòu)建

分別以表7中的變量為門檻變量對模型(4)進(jìn)行估計，結(jié)果如表8所示。表8顯示門檻估計結(jié)果均驗證了前文吸收能力越高，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用越大的結(jié)論。具體來看，兩個門檻區(qū)間，銀行業(yè)發(fā)展對FDI影響出口復(fù)雜度的作用最大，證券業(yè)發(fā)展次之，保險業(yè)發(fā)展的作用相對較低。這與我國特殊的金融體系有關(guān)，我國以銀行的間接融資為主，證券和保險行業(yè)起步較晚且規(guī)模相對較小。根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，截至2020年年底，中國銀行、證券和保險三大金融行業(yè)的總資產(chǎn)為351.94萬億元，其中銀行業(yè)為319.74萬億元，約占90.85%，保險和證券行業(yè)總資產(chǎn)占比不到10%。絕大部分融資由以銀行貸款為主的間接融資提供。從人力資本的具體形態(tài)來看，低于門檻值時，相對于技術(shù)知識資本，教育知識資本對FDI提升出口廠商出口技術(shù)復(fù)雜度的作用更強，而跨越門檻值后，技術(shù)知識資本作用更強。這說明教育知識資本在東道國廠商吸收FDI技術(shù)溢出中起基礎(chǔ)性作用，而技術(shù)知識資本則在高水平的吸收能力下作用更大。交通基礎(chǔ)設(shè)施對出口技術(shù)復(fù)雜度有顯著的推動作用，這與王永進(jìn)等(2010)研究結(jié)果一致，而郵電通信和互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施對出口復(fù)雜度的直接提升作用較小，但三者通過提高本地廠商對FDI技術(shù)溢出的吸收能力，間接提升了出口廠商的出口復(fù)雜度?？偟膩碚f，基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，F(xiàn)DI技術(shù)溢出對當(dāng)?shù)爻隹趶S商產(chǎn)品復(fù)雜度的提升作用越大。

表8 異質(zhì)性參數(shù)估計結(jié)果

(二)產(chǎn)業(yè)差異

我國大力引進(jìn)外資的一個重要初衷是利用外資發(fā)展本土高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，“以市場換技術(shù)”的政策曾經(jīng)風(fēng)靡一時。引進(jìn)外資對我國本土高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口復(fù)雜度有多大的提升作用？本文將計算各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)復(fù)雜度，并分別以金融市場發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施為門檻變量對模型(4)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9所示。

表9 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)參數(shù)估計結(jié)果

從表9來看，F(xiàn)DI對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復(fù)雜度的影響均存在基于金融市場發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施水平的門檻效應(yīng)，門檻值分別為2.8878、5.1322和1.77。當(dāng)處于金融市場發(fā)展門檻值以下時，F(xiàn)DI系數(shù)為0.197，并在1%的水平上顯著；處于門檻值以上時，F(xiàn)DI系數(shù)擴大為0.296，并在1%的水平上顯著。這說明金融市場發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口復(fù)雜度提升作用越大。相對而言，不管是門檻值以下還是門檻值以上，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)樣本FDI的系數(shù)均大于全樣本。當(dāng)人力資本處于門檻值以下時，F(xiàn)DI系數(shù)為-1.409，并在1%的水平上顯著；當(dāng)處于門檻值以上時，相應(yīng)的FDI系數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)?.313，并在1%的水平上顯著，與全樣本結(jié)果基本一致，即只有跨越一定的人力資本門檻，F(xiàn)DI才對當(dāng)?shù)爻隹趶?fù)雜度有推動作用，人力資本過低反而會沖擊當(dāng)?shù)氐某隹诋a(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致出口復(fù)雜度下降。不同之處在于，兩個區(qū)間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)FDI系數(shù)的絕對值遠(yuǎn)大于全樣本，系數(shù)波動更大，在門檻值以下時，F(xiàn)DI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復(fù)雜度的阻礙作用更大，跨越門檻值以后，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用也較全樣本更大。當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施處于門檻值以下時，F(xiàn)DI系數(shù)為0.102，并在1%的水平上顯著，當(dāng)跨越基礎(chǔ)設(shè)施門檻值時，F(xiàn)DI系數(shù)擴大為0.204，并在1%的水平上顯著。FDI對出口復(fù)雜度的影響隨吸收能力的不同而不同?？偟膩碚f，估計結(jié)果與全國樣本基本一致，即吸收能力越高，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用越明顯，相對而言，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)下，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)對吸收能力更為敏感，使得FDI對出口復(fù)雜度的影響程度也存在差異。

(三)FDI來源地差異

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，F(xiàn)DI來源不同，其對東道國的溢出效應(yīng)也存在差異。改革開放以來，我國在吸引外資上取得了很大成就。商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2020年,我國已是全球吸引外資最多的發(fā)展中國家和世界第一大利用外資國。我國吸收外資規(guī)模大，但來源比較集中：來自中國港澳臺地區(qū)的FDI常年占比均在50%以上，另外來自O(shè)ECD成員國和東南亞國家的FDI也占有相當(dāng)比例，三者合計占比90%以上。因此，本文將樣本按FDI來源分為來自中國港澳臺地區(qū)、東南亞國家以及OECD成員國三類樣本考察FDI來源異質(zhì)性對出口復(fù)雜度的影響，分別以金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施為門檻變量，利用模型(4)分別進(jìn)行估計，結(jié)果分別如表10、表11和表12所示。

表10 分資金來源參數(shù)估計結(jié)果(金融發(fā)展)

表10結(jié)果表明，三個樣本均存在顯著的基于金融市場發(fā)展的門檻效應(yīng)，門檻值分別為0.0338、0.0367和0.0301。門檻上下區(qū)間，來自中國港澳臺地區(qū)的的系數(shù)分別0.092和0.143，并在1%的水平上顯著，說明來自港澳臺地區(qū)的FDI對我國出口復(fù)雜度的提升作用隨著金融市場發(fā)展水平的提高而提高。而東南亞國家和OECD成員國兩個樣本的系數(shù)在各自門檻值以下時均為負(fù)但不顯著，當(dāng)跨越金融市場發(fā)展門檻值時，系數(shù)則轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著為正，說明金融市場發(fā)展水平低時，來自東南亞國家和OECD成員國的FDI對我國出口復(fù)雜度的溢出不明顯，只有跨越相應(yīng)的金融門檻值后，上述兩類FDI才能對我國出口復(fù)雜度有顯著的提升作用。橫向來看，來自中國港澳臺地區(qū)的系數(shù)均大于來自東南亞國家和OECD成員國的系數(shù)，說明來自中國港澳臺地區(qū)的FDI對我國出口復(fù)雜度的提升作用相對較高，這一方面是由于中國港澳臺地區(qū)的FDI占我國實際利用外資的比例高，且以中低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)為主，對我國總體出口復(fù)雜度有基礎(chǔ)性的提升作用；另一方面是由于OECD成員國維持的高技術(shù)出口管制以及東南亞地區(qū)外資技術(shù)水平相對低端，從而造成這兩類FDI對我國出口復(fù)雜度的提升作用相對較小。

從表11檢驗結(jié)果來看，來自中國港澳臺地區(qū)、東南亞國家和OECD成員國的FDI對我國出口復(fù)雜度的影響均存在基于人力資本的門檻效應(yīng)，門檻值分別為9.0285、8.4819和9.7102。人力資本門檻值以下時，中國港澳臺地區(qū)的系數(shù)為0.114，并在1%的水平上顯著，而東南亞國家和OECD成員國的系數(shù)則分別為0.018和0.013但不顯著，而人力資本處于門檻值以上時，中國港澳臺地區(qū)、東南亞國家和OECD成員國的系數(shù)分別為0.157、0.093和0.059，并均在1%的水平上顯著，說明來自港澳臺地區(qū)的FDI對我國出口復(fù)雜度的提升作用較另外兩類外資的作用大，同時也驗證了吸收能力越強，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用越強的結(jié)論。

表11 分資金來源參數(shù)估計結(jié)果(人力資本)

(續(xù)表)

表12結(jié)果表明，來自我國港澳臺地區(qū)、東南亞國家和OECD成員國的FDI對我國出口復(fù)雜度的影響存在顯著的基于基礎(chǔ)設(shè)施的門檻效應(yīng)，門檻值分別為2.0012、1.3787和1.9636。來源于中國港澳臺地區(qū)和OECD成員國的 FDI人力資本門檻值相對較高，可能是因為來自這兩個樣本的FDI技術(shù)水平相對較高，對基礎(chǔ)設(shè)施等配套要求相對較高。當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施水平在門檻值以下時，系數(shù)分別為0.073、-0.156和-0.040，且均在5%以上的水平上顯著；在相應(yīng)門檻值以上時，系數(shù)分別為0.139、0.052和0.050，均在1%的水平上顯著。這說明，一方面，來自港澳臺地區(qū)的FDI對我國出口復(fù)雜度的促進(jìn)作用隨著基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高而提高，而來自東南亞國家和OECD成員國的FDI對出口復(fù)雜度技術(shù)外溢只有當(dāng)所在地基礎(chǔ)設(shè)施跨越相應(yīng)的門檻值時才能有效，基礎(chǔ)設(shè)施水平不足會對當(dāng)?shù)氐某隹趶S商造成不利沖擊進(jìn)而影響出口復(fù)雜度的提升。另一方面，來自我國港澳臺地區(qū)的FDI對出口復(fù)雜度的提升作用遠(yuǎn)比來自東南亞國家和OECD成員國的FDI強。

表12 分資金來源參數(shù)估計結(jié)果(基礎(chǔ)設(shè)施)

(續(xù)表)

五、結(jié)論與政策含義

本文從異質(zhì)性吸收能力的視角探討了FDI對我國出口復(fù)雜度的差異化影響，并試圖解釋長期以來，巨大的FDI流量和存量卻未能快速提升我國總體出口技術(shù)水平的原因。在分析金融發(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施約束下FDI對出口復(fù)雜度影響機制的基礎(chǔ)上，本文基于修正后的Hausmann等(2007)的方法計算了我國2002—2018年的各省出口復(fù)雜度，數(shù)據(jù)顯示，我國加入世貿(mào)組織以來出口復(fù)雜度有了較穩(wěn)定的提升，區(qū)域之間和區(qū)域內(nèi)部的出口復(fù)雜度差異在縮小。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步通過構(gòu)建面板門檻模型估計了吸收能力約束下FDI對出口復(fù)雜度的差異化影響，主要結(jié)論包括五個方面：第一，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的影響程度以本地吸收能力為條件，本地吸收能力越強，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用越明顯。FDI對出口復(fù)雜度的影響受到當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施水平三類吸收能力的制約，二者存在顯著的門檻效應(yīng)，大量外資進(jìn)入對我國出口技術(shù)水平提升作用不明顯的原因在于本地吸收能力存在不足。第二，金融發(fā)展水平是本地企業(yè)對外資技術(shù)模仿和二次創(chuàng)新的重要保障，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的促進(jìn)作用隨著金融發(fā)展水平的提升而提升，當(dāng)前FDI對我國出口復(fù)雜度的促進(jìn)作用受以銀行為主的間接融資約束較大，受直接融資的作用相對較小。第三，陸運基礎(chǔ)設(shè)施仍然是基礎(chǔ)設(shè)施體系建設(shè)中的基石，以陸運設(shè)施作為基礎(chǔ)設(shè)施代理變量時，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用更明顯。值得注意的是，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施在跨越一定的門檻時，其憑借強大的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，F(xiàn)DI對出口復(fù)雜度的提升作用較大。第四，人力資本是FDI通過技術(shù)溢出效應(yīng)影響本地出口復(fù)雜度的關(guān)鍵因素，只有跨越相應(yīng)的人力資本門檻值以后，F(xiàn)DI才能對出口復(fù)雜度有提升作用，否則，F(xiàn)DI的進(jìn)入不僅無法產(chǎn)生溢出效應(yīng)，反而會因為東道國出口廠商與外資廠商技術(shù)差距過大而對本地廠商和產(chǎn)業(yè)造成不利沖擊。從人力資本的具體形態(tài)來看，相應(yīng)門檻值以下時，教育知識資本相對于技術(shù)知識資本對FDI影響出口技術(shù)復(fù)雜度的作用更強，而處于門檻值以上時則相反，跨越門檻值后，技術(shù)知識資本作用更強。第五，F(xiàn)DI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口復(fù)雜度的影響對當(dāng)?shù)匚漳芰Ω鼮槊舾?，來自港澳臺地區(qū)的FDI對我國出口復(fù)雜度的影響較其他來源的FDI作用更大。

在促進(jìn)國內(nèi)國際雙循環(huán)的背景下，一方面要更大力度地吸引和利用外資，另一方面要協(xié)同推進(jìn)強大國內(nèi)市場和提升全球價值鏈地位。因此，本研究的發(fā)現(xiàn)對于推動外資外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展有一定的政策含義。

第一，引進(jìn)外資的同時也應(yīng)該注重對FDI技術(shù)溢出吸收能力的提升，各地應(yīng)該在“人”“財”“物”吸收能力建設(shè)方面采取配套措施，以更好地發(fā)揮FDI進(jìn)入對東道國出口技術(shù)水平的促進(jìn)作用。具體而言，一是要著力改善融資結(jié)構(gòu)和融資效率，最大化FDI對我國出口復(fù)雜度的促進(jìn)作用。加快銀行利率市場化和證券市場注冊制改革，提升直接融資比例，鼓勵和支持風(fēng)險資本投資和天使投資經(jīng)濟市場發(fā)展，發(fā)揮風(fēng)險資本價值發(fā)現(xiàn)功能，促進(jìn)多層次多樣化的融資結(jié)構(gòu)形成，著力改善企業(yè)融資環(huán)境，降低融資成本和提升融資效率。二是要完善中西部省份的交通基礎(chǔ)設(shè)施，加快新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，發(fā)揮基礎(chǔ)設(shè)施在FDI對各省出口復(fù)雜度的技術(shù)擴散效應(yīng)。一方面要完善綜合運輸大通道，加強出疆入藏、中西部地區(qū)、沿江沿海戰(zhàn)略骨干通道建設(shè)，有序推進(jìn)能力進(jìn)展通道網(wǎng)絡(luò)升級擴容；另一方面要圍繞強化數(shù)字轉(zhuǎn)型、智能升級、融合創(chuàng)新支撐，布局信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、融合基礎(chǔ)設(shè)施和創(chuàng)新基礎(chǔ)設(shè)施等新型基礎(chǔ)設(shè)施。三是要在加快義務(wù)教育和高等教育體系改革，優(yōu)化人力資本配置。一方面，可在一定條件下將國家義務(wù)教育提高到高中階段，以提升各地勞動力整體受教育年限，進(jìn)一步增強人力資本在FDI對本地出口復(fù)雜度的促進(jìn)作用；另一方面，要提高高等教育質(zhì)量，分類建設(shè)一流大學(xué)和一流學(xué)科，培養(yǎng)創(chuàng)新型、應(yīng)用型、技能型人才。

第二，在重視提升吸收能力的同時，還應(yīng)注重引進(jìn)外資的來源地和質(zhì)量，通過引進(jìn)高質(zhì)量外資推動我國各個行業(yè)，特別是高技術(shù)產(chǎn)品整體出口復(fù)雜度的提升。具體來說，對于中西部吸引外資相對較少、但吸收能力較強的省份，可以適度引進(jìn)和承接?xùn)|部地區(qū)和國外轉(zhuǎn)移的外資。對于FDI規(guī)模較大、吸收能力已經(jīng)達(dá)到最優(yōu)水平的東部地區(qū)而言，應(yīng)該適度降低高污染、高能耗、低收益的外資，積極擴大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)FDI的引進(jìn)，吸引高質(zhì)量外資進(jìn)入先進(jìn)制造、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)制造數(shù)字化轉(zhuǎn)型等領(lǐng)域，有序擴大互聯(lián)網(wǎng)、教育、文化、醫(yī)療等領(lǐng)域?qū)ν赓Y開放，支持外資企業(yè)設(shè)立研發(fā)中心和參與承擔(dān)國家科技計劃項目。