雙向FDI協(xié)同與中國產(chǎn)業(yè)全球價值鏈攀升

黃永明 張亞楠

一、引言及文獻綜述

歷經(jīng)四十多年的改革開放，我國對外貿(mào)易實現(xiàn)了“井噴式”增長，2021年貨物貿(mào)易進出口總額達39.1萬億元,穩(wěn)居全球第一。與此同時，憑借廉價勞動力等比較成本優(yōu)勢，中國一方面吸引了大量IFDI，另一方面OFDI也呈快速增長的勢頭，已成為世界第一大IFDI流入國和第二大OFDI流出國。然而，近些年的中美貿(mào)易摩擦、華為芯片斷供等事件充分說明，盡管擁有龐大的外貿(mào)規(guī)模和雙向FDI體量，我國產(chǎn)業(yè)的全球價值鏈嵌入位置仍較低，核心競爭力還比較弱。對此，2021年發(fā)布的“十四五”規(guī)劃指出要“促進內(nèi)需和外需、進口和出口、引進外資和對外投資協(xié)調(diào)發(fā)展，加快培育參與國際合作和競爭新優(yōu)勢”，這意味著推動雙向FDI協(xié)同發(fā)展，培育國際競爭新優(yōu)勢，是當前和今后一段時間內(nèi)我國經(jīng)濟發(fā)展的重要任務(wù)之一。

既有文獻中直接研究雙向FDI協(xié)同發(fā)展影響全球價值鏈嵌入位置的較少，大多集中于單獨研究IFDI或OFDI對全球價值鏈嵌入位置的影響。首先，從OFDI的視角來看，一些研究證實了OFDI可有效提升一國或地區(qū)的全球價值鏈分工地位（劉斌等，2015；劉源丹和劉洪鐘，2021）。對外直接投資的過程是母國將自身的生產(chǎn)環(huán)節(jié)嵌入全球價值鏈的過程，OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)是促進一國全球價值鏈升級的重要基礎(chǔ)（楊連星和羅玉輝，2017；王杰等，2019）。從價值鏈構(gòu)建的角度來看，OFDI“補短”和“優(yōu)化”的本質(zhì)使其對一國或地區(qū)全球價值鏈分工地位的攀升有著積極影響（戴翔等，2018）。發(fā)展中國家技術(shù)追求型的OFDI所引致的逆向技術(shù)溢出是其融入全球價值鏈高端環(huán)節(jié)的“捷徑”（蔣冠宏和蔣殿春，2014），而對發(fā)達國家的OFDI能夠表現(xiàn)出更大的價值鏈影響效應(yīng)（鄭丹青，2019）。其次，從IFDI的視角來看，得益于IFDI的技術(shù)溢出，其對全球價值鏈升級也有著顯著的促進作用（Chin，2012；李磊等，2017），但也存在著“天花板”效應(yīng)（張鵬楊和唐宜紅，2018）。當IFDI處于門檻值以下時，產(chǎn)業(yè)集聚對全球價值鏈分工地位具有抑制作用，而處于門檻值以上時，產(chǎn)業(yè)集聚能夠顯著促進全球價值鏈分工地位的提升（楊仁發(fā)和李娜娜，2018）。此外，IFDI與一國的全球價值鏈后向關(guān)聯(lián)正相關(guān)（Kowalski等,2015），其依靠與跨國公司全球價值鏈網(wǎng)絡(luò)的聯(lián)系，強化我國融入全球價值鏈的深度與復(fù)雜度，推動中國制造業(yè)向全球價值鏈的下游移動（羅偉和呂越，2019）。最后，從雙向FDI的視角來看，多數(shù)學(xué)者認為雙向FDI會對增加值貿(mào)易與全球價值鏈嵌入產(chǎn)生積極影響。Adarov和Stehrer（2021）發(fā)現(xiàn)IFDI有利于全球價值鏈的后向參與，而OFDI則有利于全球價值鏈的前向參與。劉景卿等（2019）基于社會網(wǎng)絡(luò)分析的視角，研究了一國IFDI網(wǎng)絡(luò)與OFDI網(wǎng)絡(luò)對其全球價值鏈分工地位的影響，指出隨著網(wǎng)絡(luò)集約性和廣延性的提高，網(wǎng)絡(luò)技術(shù)溢出效應(yīng)可以提升其全球價值鏈分工地位。

綜上所述，既有研究多從單一視角研究IFDI或OFDI與全球價值鏈升級之間的關(guān)系，鮮有學(xué)者將雙向FDI的協(xié)同發(fā)展與全球價值鏈納入統(tǒng)一分析框架，來深入探討二者之間的影響機制。因此，本文基于國際生產(chǎn)分割理論，考察雙向FDI協(xié)同發(fā)展對全球價值鏈嵌入位置的影響與機制。本文可能的貢獻在于：第一，本文構(gòu)建了一個理論模型，在統(tǒng)一的理論框架中分析雙向FDI協(xié)同發(fā)展與全球價值鏈嵌入位置之間的關(guān)系，拓展和深化了一國產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)全球價值鏈攀升的理論研究，豐富了全球價值鏈升級的相關(guān)文獻。第二，本文從實證層面上檢驗了雙向FDI協(xié)同影響全球價值鏈嵌入位置的多維機制，并討論了不同知識產(chǎn)權(quán)保護水平下二者之間關(guān)系的非線性特征，為提升中國產(chǎn)業(yè)全球分工地位提供新的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論模型與機制分析

（一）理論模型構(gòu)建

因此，根據(jù)我們所構(gòu)建的理論框架，發(fā)展中國家雙向FDI的協(xié)同發(fā)展在一定條件下能夠促進其全球價值鏈嵌入位置的提升，且該條件與發(fā)展中國家的人力資本結(jié)構(gòu)水平密切相關(guān)。因此，本文提出如下假說。

假說1：在一定條件下，雙向FDI協(xié)同程度越高，越能促進全球價值鏈嵌入位置的提升。

（二）雙向FDI協(xié)同影響全球價值鏈位置的機制分析

全球價值鏈的不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)對應(yīng)著不同的技術(shù)層級，因而全球價值鏈嵌入位置攀升的關(guān)鍵是促進技術(shù)進步。對于發(fā)展中國家來說，提升自身技術(shù)能力的一個重要渠道是接收其他國家的技術(shù)外溢（Brach和Kappel,2009），這與作為先進技術(shù)重要傳播方式的雙向FDI的發(fā)展密切相關(guān)。IFDI的技術(shù)溢出幫助東道國企業(yè)以較小的代價學(xué)習(xí)、模仿、掌握并改造所獲得的技術(shù)，而OFDI能夠優(yōu)化母國的要素資源結(jié)構(gòu)，其建立的內(nèi)部信息流傳輸渠道也加速了逆向技術(shù)溢出。在雙向FDI的協(xié)同技術(shù)溢出效應(yīng)下，知識與技術(shù)的內(nèi)化和形成能力得到強化，能夠更有效地實現(xiàn)對國際知識資源的整合、吸收與創(chuàng)新，有利于全球價值鏈嵌入位置的提升。此外，雙向FDI協(xié)同技術(shù)溢出的吸收和知識資源的內(nèi)化也促進了人力資本質(zhì)量的提升。一方面，IFDI能夠帶來國內(nèi)人力資本的擴張（Chen,2015），優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)；另一方面，OFDI可以讓對外投資企業(yè)更便利地吸收東道國的高素質(zhì)人才，并通過建立與國際勞動力市場的鏈接促進國內(nèi)人力資本結(jié)構(gòu)升級。因此，雙向FDI大幅度提升了人力資本結(jié)構(gòu)的高級化水平，其協(xié)同的人力資本傳輸效應(yīng)能夠強化研發(fā)創(chuàng)新能力，加快技術(shù)變革的速度，提高技術(shù)成果轉(zhuǎn)化率，推動行業(yè)整體生產(chǎn)技術(shù)水平的升級和價值增值，進而提升在全球價值鏈中的嵌入位置（理論機制如圖1所示）。據(jù)此，本文進一步提出假說2和3。

圖1 雙向FDI協(xié)同提升全球價值鏈嵌入位置的理論機制

假說2：雙向FDI協(xié)同提升了知識及技術(shù)的內(nèi)化能力，有利于全球價值鏈嵌入位置的攀升。

假說3：雙向FDI協(xié)同能夠促進人力資本結(jié)構(gòu)高級化，進而有利于全球價值鏈嵌入位置的攀升。

三、計量模型的設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型設(shè)定

基于上述理論分析，設(shè)定如下雙向固定效應(yīng)模型，以考察雙向FDI協(xié)同對全球價值鏈嵌入位置的影響，模型具體形式如下：

其中，下標i,t依次代表行業(yè)及年份，被解釋變量GVC-positionit為全球價值鏈嵌入位置指數(shù)，Dit為雙向FDI協(xié)同程度，Controlit為相關(guān)的控制變量，主要包括行業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）、行業(yè)規(guī)模（indus_scale）、行業(yè)生產(chǎn)水平（Produ_level）、R&D內(nèi)部經(jīng)費支出（R&D）、行業(yè)投資率（inves_rate）、行業(yè)生產(chǎn)配套能力（Produ_sup），λi代表行業(yè)固定效應(yīng)，τt代表時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

（二）變量選取

1.被解釋變量：全球價值鏈嵌入位置

本文借鑒Wang等（2017）提出的基于生產(chǎn)長度的全球價值鏈位置指數(shù)，該指數(shù)同時考慮了參與全球價值鏈的上游度與下游度，是目前較為完善的測度全球價值鏈嵌入位置的指標。其計算公式為：

在上式中，下標中的i與t分別對應(yīng)行業(yè)及年份，GVC-positionit表示嵌入全球價值鏈的位置，plv-GVCit表示基于前向聯(lián)系的平均生產(chǎn)長度，ply-GVCit表示基于后向聯(lián)系的平均生產(chǎn)長度，Xv-GVCit為中間產(chǎn)品出口所引致的總產(chǎn)出，V-GVCit為全部的中間產(chǎn)品出口,Xy-GVCit表示由初始投入所引致的總產(chǎn)出，Y-GVCit表示參與全球價值鏈生產(chǎn)活動的總產(chǎn)出。該指數(shù)計算得到的數(shù)值越大，表明一國在全球價值鏈分工中越處于相對上游的位置。

2.解釋變量：雙向FDI協(xié)同程度

本文借鑒黃凌云等（2018）提出的測度方法，對我國國民經(jīng)濟行業(yè)層面的雙向FDI協(xié)同程度進行測度。雙向FDI的耦合度計算公式為：

上式中，IFDIit和OFDIit分別為t時期i行業(yè)的外商直接投資和對外直接投資流量。α以及β表示特定的權(quán)重，γ為調(diào)節(jié)系數(shù)，本文參照黃凌云等（2018）的做法，依次取值0.5、0.5、2。Cit的值越大，表示耦合程度越高。進一步地，考察雙向FDI耦合基礎(chǔ)之上的協(xié)同程度，以此來反映雙向FDI是否具有高水平且優(yōu)良的默契程度。協(xié)同發(fā)展的指標為：

Dit表示t時期i行業(yè)的協(xié)同發(fā)展程度，該指標數(shù)值越大，協(xié)同程度就越高。綜合（16）、（17）兩式，雙向FDI協(xié)同程度的具體表達式為：

3.控制變量

為降低遺漏變量偏誤，添加如下控制變量：（1）行業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。本文借助DEAP2.1軟件及DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型測算行業(yè)層面全要素生產(chǎn)率的增長率，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性與所選指標的科學(xué)性，以行業(yè)增加值表示產(chǎn)出，以各行業(yè)的固定資產(chǎn)投資額表示資本投入，以各行業(yè)從業(yè)人員的年末人數(shù)表示勞動投入，以各行業(yè)的R&D內(nèi)部經(jīng)費支出表示研發(fā)投入，對行業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長率進行測算。由于DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)表示的是全要素生產(chǎn)率的變化率，因而以2002年為基期，假定2002年生產(chǎn)率增長率的值即為該年的TFP，2003年的TFP用2002年與2003年的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的乘積來表示，后續(xù)年份的生產(chǎn)率按此方法進行連乘。（2）行業(yè)規(guī)模（indus_scale）。用各行業(yè)從業(yè)人員的年末人數(shù)來衡量。（3）行業(yè)生產(chǎn)水平（Produ_level）。用各行業(yè)的行業(yè)增加值來衡量。（4）研發(fā)投入（R&D）。用各行業(yè)的R&D內(nèi)部經(jīng)費支出來衡量。（5）投資率（inves_rate）。用各行業(yè)新增固定資產(chǎn)占總產(chǎn)值的比重來表示。（6）行業(yè)生產(chǎn)配套能力（Produ_sup）。用WIOD投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)中各行業(yè)消耗的國內(nèi)中間品占行業(yè)總消耗的中間品的比重來衡量。（7）政府研發(fā)支持（Gove_ID）。用各行業(yè)R&D內(nèi)部經(jīng)費支出中政府資金所占的比重來表示。另外，對控制變量中非比率類的變量（行業(yè)規(guī)模、行業(yè)生產(chǎn)水平、研發(fā)投入）取自然對數(shù)處理。

4.中介及門檻變量

（1）人力資本結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)

借鑒劉智勇等（2018）提出的方法，根據(jù)受教育程度，按未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專及以上等五個層次對人力資本進行劃分，將這五類人力資本各自所占的比重作為空間向量的分量，構(gòu)建人力資本的一個五維空間向量X=(x0,1,x0,2,x0,3,x0,4,x0,5)，同時構(gòu)建X1=(1,0,0,0)、X2=(0,1,0,0,0)、X3=(0,0,1,0,0)、X4=(0,0,0,1,0)、X5=(0,0,0,0,1)五個基本單位向量組，將其作為基準向量并分別計算人力資本空間向量X與它們的夾角θm(m=1,2,3,4,5)，θm的計算公式為：

其中，xm,n為基本單位向量組Xm(m=1,2,3,4,5)的第i個分量，x0,n表示向量X的第n個分量。人力資本結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)為：

上式中，Wm是θm的權(quán)重，根據(jù)劉智勇等（2018）的研究，人力資本的受教育程度越低，其夾角θ就越大，因而權(quán)重W1、W2、W3、W4、W5依次賦值為5、4、3、2、1。該人力資本結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)納入了不同類型人力資本的相對變化對整體結(jié)構(gòu)的影響，能夠較好地刻畫人力資本結(jié)構(gòu)高級化水平，指數(shù)的值越大，人力資本結(jié)構(gòu)高級化水平就越高。

（2）技術(shù)內(nèi)化能力（S&T_achie），基于合理性和數(shù)據(jù)的可得性，本文選取各行業(yè)重大科技成果的項數(shù)作為反映技術(shù)內(nèi)化能力的替代指標。

（3）知識產(chǎn)權(quán)保護水平（Inte_prote），借鑒尹志鋒等（2013）的做法，采用行業(yè)研發(fā)密度（行業(yè)研發(fā)支出占行業(yè)經(jīng)濟增加值的比重）作為權(quán)重與加拿大Fraser研究所公布的中國知識產(chǎn)權(quán)保護度（年度數(shù)據(jù)）相乘，將國家知識產(chǎn)權(quán)保護水平轉(zhuǎn)化成行業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護水平。

（三）數(shù)據(jù)說明

鑒于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》自2003年起開始公布，基于數(shù)據(jù)的可得性和匹配性，本文最終選取2003—2014年中國29個行業(yè)①作為研究樣本。原始數(shù)據(jù)來源主要有：（1）測算全球價值鏈嵌入位置指數(shù)、行業(yè)生產(chǎn)配套能力的數(shù)據(jù)來源于2016年版的WIOD數(shù)據(jù)庫。（2）我國各行業(yè)就業(yè)人員不同類型受教育程度所占比重的數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。（3）中國29個行業(yè)的IFDI和OFDI流量數(shù)據(jù)分別來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。（4）29個行業(yè)的行業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資額、從業(yè)人員的年末人數(shù)、各行業(yè)新增固定資產(chǎn)等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。（5）各行業(yè)的R&D內(nèi)部經(jīng)費支出、R&D中的政府資金額、各行業(yè)重大科技成果的數(shù)目等數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。價值類數(shù)據(jù)利用CPI指數(shù)進行了平減，且個別行業(yè)某年份的缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法進行了填補。

四、實證檢驗結(jié)果

（一）基準回歸結(jié)果

表1匯報了基于雙向固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果。其中，第（1）列為只控制行業(yè)和時間固定效應(yīng)時，核心解釋變量對產(chǎn)業(yè)全球價值鏈嵌入位置的影響。結(jié)果顯示，雙向FDI協(xié)同對全球價值鏈嵌入位置具有積極影響，這一影響在10%的水平上顯著。在加入一系列控制變量之后，由表1中第（2）列的估計結(jié)果可知，雙向FDI協(xié)同程度的系數(shù)在5%的水平上顯著為正。即雙向FDI協(xié)同發(fā)展水平越高，越能促進全球價值鏈嵌入位置的提升，驗證了本文所提出的假說1。此外，為了進一步檢驗雙向FDI協(xié)同如何影響價值鏈生產(chǎn)長度，進而改變?nèi)騼r值鏈嵌入位置，本文同時報告了核心解釋變量對全球價值鏈前、后向生產(chǎn)長度的影響結(jié)果。由表1中的（3）至（6）列可知，在加入控制變量前后，基于前向聯(lián)系的全球價值鏈生產(chǎn)長度的系數(shù)均大于基于后向聯(lián)系的系數(shù)，即雙向FDI協(xié)同程度對基于前向聯(lián)系的全球價值鏈生產(chǎn)長度的提升作用大于其對后向生產(chǎn)長度的提升作用，也間接說明了雙向FDI協(xié)同對全球價值鏈嵌入位置的正向影響。

表1 基準回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了確?；鶞驶貧w結(jié)果的可靠性，本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗：

1.替換變量。首先，利用Koopman等（2010）提出的全球價值鏈地位指數(shù)作為被解釋變量進行重新估計，該指標的計算公式如下：

其中，Eij是指i國j部門的總出口，IVij指i國j部門出口中所包含的間接國內(nèi)增加值，F(xiàn)Vij指i國j部門出口中包含的來自其他國家的價值增值，也稱國外增加值。估計結(jié)果如表2中第（1）列所示，在替換了被解釋變量之后，核心解釋變量估計系數(shù)的符號沒有發(fā)生變化，雙向FDI協(xié)同程度的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，與基準回歸結(jié)果保持一致，說明本文的實證結(jié)果具有一定的說服力。

2.全球樣本檢驗。為了進一步驗證本文的研究結(jié)論，我們基于全球樣本數(shù)據(jù)再次進行實證分析。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性與匹配性，選取WIOD數(shù)據(jù)庫中36個經(jīng)濟體②2002—2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行檢驗。其中，控制變量選取了各國的全要素生產(chǎn)率水平、研發(fā)投入占GDP的比重、資本存量、政府支出規(guī)模、經(jīng)濟對外開放度、稅負水平。相關(guān)原始數(shù)據(jù)分別來源于WIOD數(shù)據(jù)庫、佩恩表10.0③、世界銀行數(shù)據(jù)庫、全球經(jīng)濟自由度指數(shù)EFI④。估計結(jié)果如表2中第（2）列所示，限于篇幅，本文僅報告了核心解釋變量的估計結(jié)果?？梢钥闯?，全球樣本數(shù)據(jù)的實證結(jié)果依舊支持假說1。

3.異方差和自相關(guān)問題的進一步處理。參考臺航和崔小勇（2019）的穩(wěn)健性檢驗做法，采用XTSCC模型進一步處理面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型可能存在的異方差和自相關(guān)性等問題，來修正解釋變量的系數(shù)標準誤，估計結(jié)果如表2中第（3）列所示?？梢钥闯觯诵慕忉屪兞康南禂?shù)也顯著為正，與基準回歸結(jié)果保持一致。

4.內(nèi)生性問題。針對模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文參考連玉君等（2008）處理內(nèi)生性問題的做法，選用內(nèi)生解釋變量的滯后項作為工具變量，并進一步采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計。選用雙向FDI協(xié)同程度的滯后一階作為工具變量，估計結(jié)果如表2中第（4）列所示，可以看出核心解釋變量的系數(shù)符號沒有發(fā)生改變。

表2 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

行業(yè)異質(zhì)性和時期異質(zhì)性的存在可能會導(dǎo)致雙向FDI協(xié)同程度對全球價值鏈嵌入位置的影響存在差異。因此，本文對樣本時期和行業(yè)類型進一步劃分，以考察雙向FDI協(xié)同程度對全球價值鏈嵌入位置的異質(zhì)性影響。

首先，本文將樣本時期劃分為金融危機前（2003—2008年）和金融危機后（2009—2014年）兩個時間段，分別進行實證檢驗。由表3中第（1）、（2）列的結(jié)果可知，金融危機之前雙向FDI協(xié)同程度的系數(shù)為負且不顯著，而金融危機發(fā)生之后，解釋變量的回歸系數(shù)為正且顯著。系數(shù)符號出現(xiàn)變化的原因可能是，金融危機之前，我國OFDI處于剛剛起步的階段，IFDI無論在存量還是流量方面都遠遠超過OFDI，雙向FDI之間的協(xié)同發(fā)展水平較低，因而對全球價值鏈嵌入位置的影響并不顯著。金融危機之后，我國OFDI增長明顯加快，與IFDI的差距逐漸縮小，二者之間關(guān)系地位的變化使得雙向FDI之間的互動協(xié)同水平不斷提高，雙向FDI協(xié)同程度達到一定水平后，對產(chǎn)業(yè)全球價值鏈嵌入位置的提升作用開始顯現(xiàn)，因而回歸系數(shù)顯著為正。

表3 按時期和行業(yè)分組后的估計結(jié)果

續(xù)表

其次，將所選取的29個行業(yè)劃分為工業(yè)和服務(wù)業(yè)兩組，對行業(yè)異質(zhì)性進行考察，估計結(jié)果見表3中的第（3）、（4）列?？梢园l(fā)現(xiàn)，雙向FDI協(xié)同程度對工業(yè)和服務(wù)業(yè)的全球價值鏈嵌入位置均起到了顯著的正向影響，且對工業(yè)的全球價值鏈嵌入位置提升作用更大。

（四）機制檢驗

為了驗證假說2和假說3，本文基于中介效應(yīng)模型做進一步的檢驗，采用人力資本結(jié)構(gòu)高級化指數(shù)來衡量樣本期內(nèi)各行業(yè)的人力資本結(jié)構(gòu)高級化水平⑤，用各行業(yè)重大科技成果的數(shù)量來衡量技術(shù)內(nèi)化能力⑥。具體模型形式如下：

具體地，模型中的下標i，t分別代表行業(yè)和年份，Zit為控制變量，最后一項為隨機誤差，技術(shù)內(nèi)化能力（S&T-achieit）和人力資本結(jié)構(gòu)高級化水平（Hstructureit）為中介變量，其余變量含義與前文一致。在上述兩個方程組中，α1（γ1）代表總效應(yīng)的大??；β1（σ1）表示解釋變量對中介變量影響程度的大??；λ2（ρ2）是控制了解釋變量的影響后，中介變量對被解釋變量的影響效應(yīng)；λ1（ρ1）表示控制了中介變量后，解釋變量對被解釋變量的直接效應(yīng)。

本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應(yīng)檢驗流程，根據(jù)模型中各系數(shù)的顯著性來判斷中介效應(yīng)是否存在。首先，由表4中（1）至（3）列的結(jié)果可知，系數(shù)α1與β1分別在5%和1%的水平上顯著為正，即雙向FDI協(xié)同發(fā)展對全球價值鏈嵌入位置及技術(shù)內(nèi)化能力均有正向影響。λ1不顯著，λ2在1%的水平上顯著為正，即直接效應(yīng)不顯著而技術(shù)內(nèi)化能力對全球價值鏈嵌入位置有顯著的正向影響，說明存在完全中介效應(yīng)，驗證了技術(shù)內(nèi)化渠道在雙向FDI協(xié)同發(fā)展提升全球價值鏈嵌入位置過程中所起的完全中介作用。

根據(jù)表4中（4）至（6）列的估計結(jié)果，γ1、σ1的估計結(jié)果依次在5%、1%的水平上顯著為正，即雙向FDI協(xié)同對全球價值鏈嵌入位置及人力資本結(jié)構(gòu)高級化水平均有顯著正向影響。同時，ρ1、ρ2也均在10%的水平上顯著，且σ1×ρ2與ρ1同號，即直接效應(yīng)顯著且人力資本結(jié)構(gòu)高級化水平正向影響著全球價值鏈嵌入位置，說明存在著部分中介效應(yīng)。

表4 中介效應(yīng)估計結(jié)果

綜上所述，中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果驗證了假說2和假說3，即雙向FDI協(xié)同可通過技術(shù)內(nèi)化渠道以及人力資本結(jié)構(gòu)升級渠道促進全球價值鏈嵌入位置的攀升。

五、拓展研究：非線性關(guān)系討論

事實上，在不同的知識產(chǎn)權(quán)保護水平下，雙向FDI的技術(shù)溢出、人力資本的創(chuàng)新動力會有差異，進而改變核心解釋變量對全球價值鏈嵌入位置的影響效力。因此，本文借助門檻效應(yīng)模型，選取知識產(chǎn)權(quán)保護水平作為門檻變量，進一步考察核心解釋變量影響全球價值鏈嵌入位置的條件。

（一）門檻模型的設(shè)定

本文借鑒Hansen（1999）門檻回歸模型，將知識產(chǎn)權(quán)保護水平作為門檻變量納入模型，具體形式如下：

上述兩個模型分別為單一門檻模型和雙重門檻模型，其中，Dit為核心解釋變量雙向FDI協(xié)同程度，Inte-prote為門檻變量知識產(chǎn)權(quán)保護水平，Controlit為一系列控制變量，μit為隨機誤差項。

（二）門檻模型檢驗

根據(jù)表5的估計結(jié)果可知，雙向FDI協(xié)同程度對全球價值鏈嵌入位置的影響隨知識產(chǎn)權(quán)保護水平的變動表現(xiàn)出顯著的非線性特征。知識產(chǎn)權(quán)保護水平的兩個門檻值分別為0.007和0.067。當知識產(chǎn)權(quán)保護水平低于0.007時，系數(shù)值在1%的顯著性水平上為0.014；在0.007至0.067的知識產(chǎn)權(quán)保護水平區(qū)間內(nèi)，系數(shù)增大至0.048。即當知識產(chǎn)權(quán)保護水平較低的時候，雙向FDI協(xié)同技術(shù)溢出效應(yīng)下本土企業(yè)有更大的機會模仿并改進關(guān)鍵生產(chǎn)技術(shù)，雙向FDI協(xié)同程度對全球價值鏈嵌入位置的正向影響也逐漸加強。當知識產(chǎn)權(quán)保護水平跨越第二門檻值0.067時，回歸系數(shù)有所降低且不顯著?？赡艿脑蚴牵斂缭揭欢ǖ拈T檻值之后，嚴格的知識產(chǎn)權(quán)保護制度使得本土企業(yè)學(xué)習(xí)、模仿國外技術(shù)受到限制，從而降低了其對全球價值鏈嵌入位置的提升作用。

表5 雙向FDI協(xié)同程度的門檻估計結(jié)果

續(xù)表

六、結(jié)論和啟示

本文構(gòu)建了一個開放經(jīng)濟模型，在統(tǒng)一的理論框架中分析雙向FDI協(xié)同發(fā)展與全球價值鏈嵌入位置之間的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上進行實證檢驗。結(jié)果表明：第一，雙向FDI協(xié)同發(fā)展能夠促進我國產(chǎn)業(yè)全球價值鏈嵌入位置的提升，且這一結(jié)論在考慮了指標測度誤差、樣本差異、異方差和自相關(guān)性以及內(nèi)生性問題之后依舊穩(wěn)??；第二，相較于全球金融危機之前，全球金融危機后雙向FDI協(xié)同發(fā)展對全球價值鏈嵌入位置的影響有所增強，且樣本期內(nèi)其對工業(yè)行業(yè)全球價值鏈嵌入位置的促進作用大于服務(wù)業(yè)；第三，中介效應(yīng)檢驗的結(jié)果表明，雙向FDI協(xié)同發(fā)展能夠通過技術(shù)內(nèi)化渠道與人力資本結(jié)構(gòu)升級渠道來促進全球價值鏈嵌入位置的提升；第四，隨著知識產(chǎn)權(quán)保護水平的變化，雙向FDI協(xié)同程度對全球價值鏈嵌入位置的影響存在非線性特征。當知識產(chǎn)權(quán)保護水平跨越第二門檻值之前，雙向FDI協(xié)同發(fā)展對全球價值鏈嵌入位置的正向影響不斷增強，而當其跨越第二門檻值之后，影響程度有所降低。

本研究不僅有助于理解雙向FDI協(xié)同影響全球價值鏈嵌入位置的機制，同時對打破阻礙我國產(chǎn)業(yè)全球價值鏈攀升的桎梏，重塑國際分工體系具有重要的政策啟示。第一，要注重IFDI和OFDI的協(xié)同發(fā)展，優(yōu)化雙向FDI的行業(yè)協(xié)同布局。中國應(yīng)積極以實施“一帶一路”倡議和構(gòu)建全面對外開放新格局為契機，大力提升雙向FDI的質(zhì)量及協(xié)同發(fā)展水平，引導(dǎo)雙向FDI的投資領(lǐng)域逐步轉(zhuǎn)向先進制造業(yè)與高端服務(wù)業(yè)，為全球價值鏈嵌入位置的提升拓展空間與優(yōu)勢。第二，積極提升人力資本的“質(zhì)量”而非“存量”，為研發(fā)創(chuàng)新提供充足的動力和源泉。中國應(yīng)優(yōu)化并提升人力資本的結(jié)構(gòu)和層次，為邁向全球價值鏈高附加值環(huán)節(jié)奠定堅實的基礎(chǔ)。第三，適時調(diào)整國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護強度。合理的知識產(chǎn)權(quán)保護水平區(qū)間能夠強化雙向FDI協(xié)同對全球價值鏈嵌入位置的提升作用，政府應(yīng)結(jié)合經(jīng)濟開放程度和產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀制定差異化的知識產(chǎn)權(quán)保護政策，緩解因政策強度過高而導(dǎo)致的技術(shù)門檻問題。

注釋：

①選取的29個行業(yè)分別為：農(nóng)林牧漁業(yè)、采礦業(yè)、食品、飲料和煙草制品制造業(yè)、紡織品、服裝和皮革制品制造業(yè)、木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)、紙和紙制品制造業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、基本金屬制造業(yè)、金屬制品業(yè)、計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)、電氣機械和器材制造業(yè)、通用及專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、家具制造業(yè)、電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)、教育業(yè)、衛(wèi)生和社會工作。

②選取的36個經(jīng)濟體分別為：奧地利、巴西、加拿大、中國、塞浦路斯、捷克、德國、丹麥、西班牙、愛沙尼亞、芬蘭、法國、英國、希臘、克羅地亞、匈牙利、印度、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、立陶宛、拉脫維亞、墨西哥、馬耳他、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典、土耳其、美國。

③由賓夕法尼亞大學(xué)生產(chǎn)/收入/價格國際比較研究中心編制。

④該指數(shù)由《華爾街日報》和美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布。

⑤因《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中按行業(yè)分的就業(yè)人員受教育程度構(gòu)成未對制造業(yè)行業(yè)進行細分，本文對制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)進行合并，該部分中介效應(yīng)檢驗只采用了14個行業(yè)的數(shù)據(jù)。

⑥因《中國科技統(tǒng)計年鑒》中重大科技成果的數(shù)據(jù)未對制造業(yè)進行細分，且信息傳輸，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、居民服務(wù)，修理和其他服務(wù)業(yè)存在數(shù)據(jù)缺失的情況，故僅采用12個行業(yè)的數(shù)據(jù)進行中介效應(yīng)檢驗。