羅 軍

(1.溫州大學商學院，浙江 溫州 325035; 2.南京大學經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210046)

1 引言

加入WTO以后，我國制造業(yè)依靠廉價的資源要素和人口紅利嵌入全球價值鏈大力發(fā)展加工貿(mào)易，出口規(guī)模迅速增長。然而，我國對外貿(mào)易方式總體上仍是粗放式發(fā)展，出口的背后隱含的是資源被大量消耗以及環(huán)境日益惡化，獲取的卻是微薄的加工費和極低的利潤，有被鎖定在全球價值鏈低端環(huán)節(jié)的風險。近年來，我國制造業(yè)面臨兩頭擠壓，德國的“工業(yè)4.0計劃”和美國的“制造業(yè)回歸”表明發(fā)達國家占領制造業(yè)高端環(huán)節(jié)的決心，而印度和東南亞等發(fā)展中國家憑借更低的資源要素價格不斷承接傳統(tǒng)制造業(yè)及低端制造環(huán)節(jié)。鑒于我國制造業(yè)目前面臨的困境，必須把未來競爭優(yōu)勢建立在創(chuàng)新驅(qū)動上，利用高級要素改變對資源要素的低端路徑依賴，轉(zhuǎn)變對外貿(mào)易方式，改善我國制造業(yè)出口技術結(jié)構，通過提升出口技術復雜度實現(xiàn)全球價值鏈地位升級。

制造業(yè)出口技術復雜度的提高離不開生產(chǎn)性服務業(yè)的支持，服務化是制造企業(yè)獲取和保持競爭優(yōu)勢的重要途徑[1]。生產(chǎn)性服務業(yè)是制造業(yè)騰飛的“翅膀”和“聰明的腦袋”[2]，在制造業(yè)升級中處于關鍵性地位[3]。圍繞生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展與制造業(yè)升級的研究成果頗為豐富。生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)融合互動表現(xiàn)在價值鏈互動、空間層面互動以及產(chǎn)業(yè)關聯(lián)三個視角：從價值鏈視角，上游生產(chǎn)性服務業(yè)作為高級要素投入促進了制造業(yè)的技術進步和全球價值鏈地位升級[4-5]，產(chǎn)業(yè)鏈中游生產(chǎn)性服務業(yè)通過規(guī)模經(jīng)濟降低交易成本提升制造業(yè)競爭力[6-7]，下游生產(chǎn)性服務業(yè)通過品牌營銷和提升售后水平促進制造業(yè)在全球價值中地位升級[8]。不少學者從空間視角進行研究，生產(chǎn)性服務業(yè)的空間集聚會經(jīng)過交易成本降低[9]、專業(yè)化分工[10-11]和技術外溢[12]等渠道促進制造業(yè)生產(chǎn)率提高。我國生產(chǎn)性服務業(yè)空間集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響受行業(yè)、地區(qū)及城市規(guī)模的約束[13]，生產(chǎn)性服務業(yè)不僅促進區(qū)域內(nèi)制造業(yè)效率提高，也通過空間溢出效應提升周邊地區(qū)制造業(yè)效率[14-15]。從產(chǎn)業(yè)關聯(lián)視角，已有研究利用投入-產(chǎn)出分析法，基于國家投入產(chǎn)出表[16]、地區(qū)投入產(chǎn)出表[17]以及部門投入產(chǎn)出表[18]，通過感應力系數(shù)與影響力系數(shù)[19]、中間投入率[20]、服務資本品比率[21]和中間需求率[22]等指標測度生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的關聯(lián)關系，并計量分析相關產(chǎn)業(yè)關聯(lián)指標對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響。

以往文獻雖然較為全面的探討了生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的關系，但仍有值得進一步研究的空間。其一，在我國引資從重量到重質(zhì)轉(zhuǎn)變背景下，考察生產(chǎn)性服務業(yè)FDI促進制造業(yè)出口技術結(jié)構升級的文獻幾乎沒有，只有少數(shù)幾篇探討我國生產(chǎn)性FDI影響因素[23]、空間集聚[24]及其生產(chǎn)率溢出效應[25]；其二，關于出口技術復雜度的測度主要是基于Hausmann等[26]和Rodrik[27]的方法，但這些方法是基于出口總量，沒有考慮我國加工貿(mào)易中存在大量的進口中間投入品，高估了出口產(chǎn)品的技術復雜度[28]，雖然有研究考慮了剔除出口產(chǎn)品中的進口中間投入品，但存在沒有剔除間接消耗[29-30]或關于國內(nèi)產(chǎn)品與出口產(chǎn)品中中間投入品比例假設不合理[31]等問題；其三，建立理論模型梳理生產(chǎn)性服務業(yè)FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度機制，并實證檢驗的文獻還沒有。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下方面：第一，梳理了生產(chǎn)性服務FDI通過直接效應和間接效應影響制造業(yè)出口技術復雜度的理論機制，通過建立理論模型推導出用于實證檢驗的計量模型，推進了相關領域理論研究。第二，從全國層面檢驗生產(chǎn)性服務業(yè)FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的直接效應、間接效應和總效應，并考慮了區(qū)域異質(zhì)性和動態(tài)變化影響，最后驗證了生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的機制渠道，為我國制定有效政策，引進生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度提供經(jīng)驗證據(jù)。

2 理論機制

生產(chǎn)性服務FDI進入東道國后，會通過直接效應和間接效應兩條渠道影響制造業(yè)出口技術復雜度。

2.1 生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的直接效應。

生產(chǎn)性服務FDI進入東道國后，根據(jù)自身性質(zhì)及制造業(yè)價值鏈各環(huán)節(jié)需求特點，嵌入東道國制造業(yè)中為各價值鏈環(huán)節(jié)提供生產(chǎn)性服務。上游生產(chǎn)性服務業(yè)作為制造業(yè)高級投入要素，其發(fā)展水平直接關系到制造業(yè)要素投入結(jié)構和水平。東道國通過引入發(fā)達國家上游生產(chǎn)性服務業(yè)FDI會提升國內(nèi)制造業(yè)可以獲得作為中間投入的生產(chǎn)性服務業(yè)的專業(yè)化水平，為制造業(yè)技術創(chuàng)新提供更加匹配和高效的生產(chǎn)性服務，提高了出口產(chǎn)品技術復雜度。

生產(chǎn)環(huán)節(jié)生產(chǎn)性服務業(yè)從制造業(yè)中分離出來，通過細化分工提高規(guī)模經(jīng)濟水平。來自發(fā)達國家的生產(chǎn)性服務FDI企業(yè)，通過從生產(chǎn)環(huán)節(jié)關系性嵌入東道國制造業(yè)價值鏈，貨物運輸服務和倉儲服務等物流服務業(yè)為制造業(yè)原材料采購和產(chǎn)品輸出提供了高效、專業(yè)的服務，設備維修服務使得制造企業(yè)專注于生產(chǎn)流程的管理和生產(chǎn)工藝的改進，節(jié)能服務降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，環(huán)境與污染治理服務促進了制造業(yè)企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。由于來自發(fā)達國家生產(chǎn)環(huán)節(jié)生產(chǎn)性服務FDI的融入，物流成本、管理成本和運營成本逐漸減少，更多的資金被投入到生產(chǎn)工藝的改進和產(chǎn)品的創(chuàng)新中，制造業(yè)出口技術復雜度得以提升。

來自發(fā)達國家的下游生產(chǎn)性服務FDI，在產(chǎn)業(yè)鏈下游的品牌、營銷端耕耘多年，控制著產(chǎn)品營銷渠道和售后服務。為了更加貼近制造業(yè)加工組裝環(huán)節(jié)，控制產(chǎn)品質(zhì)量提高用戶滿意度，了解消費需求進行市場調(diào)研，跨國公司會在東道國配套進行下游生產(chǎn)性服務FDI。生產(chǎn)性服務FDI結(jié)構型嵌入制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈下游，專業(yè)化的市場調(diào)查、廣告服務等幫助產(chǎn)品符合需求擴大銷售，建立完善的售后服務體系和品牌營銷計劃鞏固了顧客忠誠度，產(chǎn)品在市場中品牌價值的提升及銷量的增加，體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)鏈中就是通過后向關聯(lián)產(chǎn)生對制造業(yè)的倒逼機制，提高制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量，提升制造業(yè)出口技術復雜度。

全程生產(chǎn)性服務業(yè)從制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的上、中、下游全面嵌入制造業(yè)各環(huán)節(jié)，為各工序環(huán)節(jié)提供服務。在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的上游，為提高技術創(chuàng)新能力增強產(chǎn)品競爭力，進行研發(fā)與設計、獲取專利技術、購買核心零部件，需要大量的資金，低成本融資是關鍵。同樣，在產(chǎn)業(yè)鏈中游環(huán)節(jié)，原材料供應、機器設備更新、工藝流程改進、產(chǎn)品運輸及生產(chǎn)規(guī)模的擴大，需要完善的金融服務提供保障。在產(chǎn)業(yè)鏈下游，市場調(diào)研、廣告宣傳、渠道建設及品牌推廣等生產(chǎn)性服務的獲取也要有相應的金融服務配套。就信息服務而言，也全程為制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)提供服務，軟件開發(fā)、大數(shù)據(jù)、云計算、物聯(lián)網(wǎng)、互聯(lián)網(wǎng)銷售全方位融入制造業(yè)為其提供服務，促進技術創(chuàng)新、成本降低和產(chǎn)品質(zhì)量提升。發(fā)達國家的金融服務和信息服務發(fā)展水平較高，進入東道國全面融入制造業(yè)各環(huán)節(jié)，緩解了制造業(yè)企業(yè)的融資約束，促進了制造業(yè)信息化，提高了制造業(yè)資源配置效率和國際競爭力，進而提升出口技術復雜度。

2.2 生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的間接效應。

生產(chǎn)性服務FDI除了直接嵌入制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)影響出口技術復雜度外，也會通過影響東道國生產(chǎn)性服務業(yè)的資本積累，間接影響制造業(yè)出口技術復雜度。具體而言，隨著發(fā)展中東道國逐漸加大生產(chǎn)性服務業(yè)開放力度，更多的跨國公司投資于生產(chǎn)性服務業(yè)，對東道國國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)生“擠出效應”和“擠入效應”兩方面影響。

第一，作為跨國公司的附屬機構，生產(chǎn)性服務FDI企業(yè)集合了先進的研發(fā)與設計能力、高效的管理服務水平以及完善的售后及品牌服務體系，會擠壓東道國國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)的生存發(fā)展空間，產(chǎn)生所謂“創(chuàng)造性破壞”，國內(nèi)生產(chǎn)性服務企業(yè)迫于競爭壓力，或被生產(chǎn)性服務FDI企業(yè)并購，或退出市場。從這方面來說，生產(chǎn)性服務FDI“擠出”了生產(chǎn)性服務行業(yè)中的國內(nèi)資本，阻礙了國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展，加劇了東道國制造業(yè)對生產(chǎn)性服務FDI的依賴，被鎖定在價值鏈的低端環(huán)節(jié)，降低出口技術復雜度。

第二，發(fā)達國家生產(chǎn)性服務FDI作為全球現(xiàn)代服務業(yè)先進水平的代表，使得發(fā)展中東道國發(fā)展較為滯后的生產(chǎn)性服務企業(yè)有了向先進生產(chǎn)性服務企業(yè)競爭、學習及合作的平臺。通過競爭效應、示范效應以及前后向關聯(lián)效應，東道國生產(chǎn)性服務企業(yè)通過獲得生產(chǎn)性服務FDI企業(yè)的技術溢出，提高企業(yè)競爭力并擴大規(guī)模，即生產(chǎn)性服務FDI促進了東道國生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，產(chǎn)生所謂的擠入效應。得到良好發(fā)展的國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)最終通過提升對制造業(yè)各環(huán)節(jié)的服務水平，促進制造業(yè)出口技術復雜度提高。

綜上，生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度的總影響包括直接效應和間接效應。直接效應，即生產(chǎn)性服務FDI嵌入制造業(yè)價值鏈各環(huán)節(jié)，通過專業(yè)化分工和規(guī)模經(jīng)濟影響制造業(yè)出口技術復雜度。間接效應，即生產(chǎn)性服務FDI對東道國國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)產(chǎn)生“擠出效應”和“擠入效應”，如果“擠出效應”大于“擠入效應”，則制造業(yè)對生產(chǎn)性服務FDI產(chǎn)生依賴，被低端鎖定。如果“擠入效應”大于“擠出效應”，則國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展能夠給予制造業(yè)相應服務，促進出口技術復雜度提升。因此，生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響的總效應取決于直接效應和間接效應的疊加。

3 模型、變量及數(shù)據(jù)

3.1 理論模型

從上述理論機制分析可知，生產(chǎn)性服務業(yè)FDI影響東道國制造業(yè)出口技術復雜度有直接效應和間接效應?，F(xiàn)將兩類效應同時納入制造業(yè)出口企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，得出生產(chǎn)性服務FDI影響東道國制造業(yè)出口技術復雜度的基本經(jīng)驗回歸方程。

參考Hausmann等人[26]的研究，假設東道國制造業(yè)出口部門為規(guī)模報酬不變，生產(chǎn)函數(shù)為：

Q=A(KM)α(KS)β(FDIS)γLδ

(1)

α+β+γ+δ=1，KM是東道國制造業(yè)出口部門資本存量，KS為東道國國內(nèi)生產(chǎn)性服務部門資本存量，其發(fā)展受到生產(chǎn)性服務FDIS影響，F(xiàn)DIS為生產(chǎn)性服務FDI資本存量，L是勞動力。A是制造業(yè)出口部門技術參數(shù)，技術參數(shù)A服從[0，θ]的一致均勻分布。受到自主創(chuàng)新Z(rdk，rdl)、國際技術溢出T(FDI，ex，im)和吸收能力X(hum)三種因素影響，即：

θ=f(Z,T,X)=BZρZTρTXρX

(2)

B是影響技術參數(shù)的其他因素，自主創(chuàng)新Z與研發(fā)資金投入rdk和研發(fā)人員投入rdl有關，國際技術溢出T與FDI、出口ex和進口im有關，吸收能力X與人力資本hum有關。

為了保證產(chǎn)品在國際市場的競爭力，東道國制造業(yè)企業(yè)會選擇技術水平最高的產(chǎn)品出口。企業(yè)提高出口產(chǎn)品的生產(chǎn)率有自主研發(fā)和模仿生產(chǎn)率最高的產(chǎn)品兩種方式，企業(yè)自主研發(fā)產(chǎn)品的技術參數(shù)為Ai。生產(chǎn)率最高的企業(yè)技術參數(shù)為Amax，模仿者技術吸收效率為0<θ<1，模仿的技術參數(shù)為ηAmax。

如果Ai>ηAmax，企業(yè)選擇自己開發(fā)的新產(chǎn)品出口。如果Ai<(Amax，則模仿技術領先者產(chǎn)品出口。現(xiàn)假設東道國現(xiàn)有m個制造業(yè)出口企業(yè)，顯然隨著出口企業(yè)數(shù)量的增加，行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率最高的企業(yè)技術參數(shù)Amax期望值也會提高，故：

(3)

出口廠商選擇自主研發(fā)開發(fā)新產(chǎn)品的可能性和預期技術效率為：

(4)

(5)

出口廠商選擇模仿技術領先者產(chǎn)品出口的可能性和預期技術效率為：

(6)

(7)

根據(jù)(4)-(7)式，有出口企業(yè)技術效率期望值：

(8)

把(2)和(8)代入(1)式可得制造業(yè)出口企業(yè)生產(chǎn)率：

(9)

從上式可知，一國制造業(yè)出口部門生產(chǎn)率由下列因素決定：人均制造業(yè)資本、人均生產(chǎn)性服務業(yè)資本、人均生產(chǎn)性服務FDI、自主創(chuàng)新能力、國際技術溢出、吸收能力、出口企業(yè)數(shù)量等。

3.2 計量模型、變量與數(shù)據(jù)

(1)計量模型

+μ8imit+μ9humit+λi+υt+εit

(10)

(2)因變量測度

(11)

(12)

其中，Δxin/ΔXi是i省n產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值占i省總出口國內(nèi)增加值的比重?！苅(Δxin/ΔXi)為中國產(chǎn)品n出口國內(nèi)增加值占總出口國內(nèi)增加值的比重。

(3)核心解釋變量及控制變量

4 實證分析

4.1 基準回歸結(jié)果

生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的基準回歸結(jié)果見表1所示。首先分析生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響的直接效應(第(1)-(2)列)：第(1)列加入了控制變量，生產(chǎn)性服務FDI估計系數(shù)雖為正但不顯著，表明生產(chǎn)性服務FDI提升我國制造業(yè)出口技術復雜度的直接效應不明顯。第(2)列同時控制了省份固定效應和年份固定效應，生產(chǎn)性服務FDI變量對出口技術復雜度影響的直接效應依然不明顯。這表明我國引入生產(chǎn)性服務FDI后，并沒有很好與制造業(yè)有效融合提升制造業(yè)出口技術復雜度。原因可能是生產(chǎn)性服務FDI進入的主要目的是追隨制造業(yè)FDI，為其提供配套生產(chǎn)性服務，沒有與我國制造業(yè)充分融合，因而促進出口技術復雜度提升的直接效應不明顯。

表1 基準回歸結(jié)果

第(3)和(4)列為生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的間接效應：間接效應用生產(chǎn)性服務FDI與國內(nèi)生產(chǎn)性服務發(fā)展程度的交互項表示，第(3)列中兩者交互項估計系數(shù)顯著為正，說明生產(chǎn)性服務FDI通過影響國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，間接促進了制造業(yè)出口技術復雜度提升。第(4)列控制了省份固定效應和年份固定效應后，交互項估計系數(shù)依然顯著為正，生產(chǎn)性服務FDI間接提升了制造業(yè)出口技術復雜度。對此可能的解釋是生產(chǎn)性服務FDI對國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的“擠入效應”大于“擠出效應”，帶來的競爭效應、關聯(lián)效應等促進了國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)的快速發(fā)展，使之更好服務于制造業(yè)各環(huán)節(jié)，進而提升制造業(yè)出口技術復雜度。

下面看生產(chǎn)性服務業(yè)FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響的總效應：第(5)列估計結(jié)果中生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度總效應為“-0.125+0.151kS”，第(6)列總效應估計結(jié)果為“-0.208+0.216 kS”，均表明生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響的總效應取決于直接效應和間接效應的疊加，隨著國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平的提高，生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度的總效應逐漸增加。總效應估計結(jié)果說明通過發(fā)展國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)，提高對生產(chǎn)性服務FDI的吸收能力，間接提升了制造業(yè)出口技術復雜度，抵銷了直接效應的不顯著影響，總體上可以實現(xiàn)制造業(yè)出口技術復雜度提高。

4.2 生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的區(qū)域異質(zhì)性

上文研究顯示，從全國層面而言生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度主要是通過間接效應實現(xiàn)。然而，我國不同地區(qū)引進生產(chǎn)性服務FDI的質(zhì)量和數(shù)量存在較大差異，考慮到區(qū)域異質(zhì)性，接下來根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平將我國各省份劃分為東部、中部和西部，進一步探討生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的區(qū)域異質(zhì)性效應。

首先看東部地區(qū)估計結(jié)果，生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響的直接效應為正，在10%顯著性水平上通過檢驗。生產(chǎn)性服務FDI通過影響東部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，進而提升東部地區(qū)制造業(yè)出口技術復雜度的間接效應也顯著為正。東部地區(qū)生產(chǎn)性服務FDI總效應為“0.063+0.019 kS”，從直接效應和間接效應兩方面來說生產(chǎn)性服務FDI都提升了東部地區(qū)制造業(yè)出口技術復雜度。原因是東部地區(qū)制造業(yè)發(fā)達，生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平也相對較高，通過引進生產(chǎn)性服務FDI與發(fā)達的制造業(yè)有效融合，為制造業(yè)提供配套服務，以及對生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展產(chǎn)生溢出效應，直接和間接的促進了制造業(yè)技術進步和出口技術復雜度提升。

再看中部地區(qū)，生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響的直接效應雖為正，沒有通過顯著性檢驗，間接效應為正，在10%水平上顯著。總效應為“-0.021+0.013 kS”，表明隨著中部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展和間接效應的提高，生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度的總效應也逐漸增加?？赡艿慕忉屖牵胁康貐^(qū)制造業(yè)發(fā)展水平相對東部地區(qū)要落后，中部地區(qū)制造業(yè)不能有效利用擁有較高知識密集度的生產(chǎn)性服務FDI提高自身技術創(chuàng)新和服務創(chuàng)新水平以及降低生產(chǎn)成本，因此生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度的直接效應不明顯。接下來看西部地區(qū)，在直接效應和間接效應回歸結(jié)果中，生產(chǎn)性服務FDI估計系數(shù)均不顯著，總效應估計結(jié)果也印證了這一點。這表明生產(chǎn)性服務FDI不僅沒有有效融入西部地區(qū)制造業(yè)為其提供配套服務，也沒有通過促進西部地區(qū)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展提升制造業(yè)出口技術復雜度。

表2 生產(chǎn)性服務FDI影響出口技術復雜度的區(qū)域異質(zhì)性

4.3 分時段檢驗

在前面靜態(tài)分析基礎上，以2008年金融危機為分界線，將總體樣本劃分為2005-2008和2009-2015兩個時間段，考察生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的動態(tài)特征。從全國層面來看：金融危機前的2005-2008年，生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響的直接效應和間接效應均不顯著，從總效應上也沒有提升出口技術復雜度。2009-2015年時間段，生產(chǎn)性服務FDI總效應為“-0.242+0.273 kS”，說明只要大力發(fā)展國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)，吸收知識密集型生產(chǎn)性服務FDI，就可以實現(xiàn)生產(chǎn)性服務FDI促進制造業(yè)出口技術復雜度提高；從東部地區(qū)看：2005-2008和2009-2015兩個時間段，生產(chǎn)性服務FDI的直接效應、間接效應和總效應均促進了制造業(yè)出口技術復雜度的提升，從變化趨勢來說金融危機后直接效應更大，間接效應有所減弱。從中部地區(qū)看：金融危機前，生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的直接效應、間接效應和總效應均不顯著。金融危機后直接效應為負，間接效應顯著為正，但間接效應大于直接效應估計系數(shù)，總效應為“-0.698+0.734 kS”；從西部地區(qū)看：金融危機前，直接效應在10%顯著性水平上為負，間接效應在10%顯著性水平上為正，總效應為“-0.595+0.530 kS”。金融危機后，直接效應、間接效應和總效應均不顯著。

表3 分時段估計結(jié)果

從上述動態(tài)分析發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)生產(chǎn)性服務FDI穩(wěn)定、持續(xù)的促進了制造業(yè)出口技術復雜度提升，中部地區(qū)在金融危機后生產(chǎn)性服務FDI主要通過間接效應提升制造業(yè)出口技術復雜度，金融危機后西部地區(qū)生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度的直接效應和間接效應均不明顯。

4.4 生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的機制

根據(jù)前述理論機制分析以及模型設定，接下來本文選取技術創(chuàng)新inno、生產(chǎn)成本cost和服務創(chuàng)新serv作為中介變量，設定下面中介效應模型用于實證檢驗：

(13)

(14)

(15)

(16)

+ωservit+φXit+λi+υt+εit

(17)

技術創(chuàng)新用各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)表示，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各期。生產(chǎn)成本用各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營業(yè)務成本表示，服務創(chuàng)新用新產(chǎn)品出口銷售收入表示。

表4報告了生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度的影響機制檢驗結(jié)果。對式(13)的估計與前面基準估計結(jié)果一致，故在表4中省略。首先看全國層面：表4中第(1)列是以中介變量技術創(chuàng)新為因變量的估計結(jié)果，生產(chǎn)性服務FDI的估計系數(shù)顯著為正，表明生產(chǎn)性服務FDI促進了制造業(yè)技術創(chuàng)新。第(2)列是以中介變量生產(chǎn)成本為因變量，生產(chǎn)性服務FDI估計系數(shù)顯著為負，表明生產(chǎn)性服務FDI的進入降低了制造業(yè)生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)成本。第(3)列是以中介變量服務創(chuàng)新為因變量，估計系數(shù)顯著為負，說明生產(chǎn)性服務FDI阻礙了制造業(yè)服務創(chuàng)新。第(4)列是同時加入了三個中介變量后生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度的估計結(jié)果，技術創(chuàng)新顯著促進了制造業(yè)出口技術復雜度的提升，生產(chǎn)成本降低顯著提升了出口技術復雜度，但因為生產(chǎn)性服務FDI阻礙了制造業(yè)服務創(chuàng)新，故服務創(chuàng)新對出口技術復雜度沒有明顯影響。

再看分區(qū)域生產(chǎn)性FDI對制造業(yè)出口技術復雜度的影響機制檢驗結(jié)果。就東部地區(qū)而言：從式(5)-(7)列可知生產(chǎn)性服務FDI顯著提升了制造業(yè)技術創(chuàng)新能力以及降低了生產(chǎn)成本，但阻礙了服務創(chuàng)新能力提升。從(8)列發(fā)現(xiàn)中介變量技術創(chuàng)新、生產(chǎn)成本降低均會顯著提升制造業(yè)出口技術復雜度，而服務創(chuàng)新雖為正但不顯著。這表明東部省份生產(chǎn)性服務FDI通過促進制造業(yè)技術創(chuàng)新以及降低生產(chǎn)成本兩條渠道提升了出口技術復雜度，但服務創(chuàng)新渠道中介效應在東部地區(qū)不明顯；就中部地區(qū)來說：生產(chǎn)性服務FDI對中介變量技術創(chuàng)新和生產(chǎn)成本的影響均在10%顯著性水平上為正，正向影響和顯著性水平都低于東部地區(qū)。服務創(chuàng)新中介變量顯著為負，生產(chǎn)性服務FDI阻礙了中部地區(qū)制造業(yè)服務創(chuàng)新。同時加入三個中介變量后生產(chǎn)性服務FDI對中部地區(qū)制造業(yè)出口技術復雜度影響機制的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)中介變量技術創(chuàng)新以及生產(chǎn)成本均促進了制造業(yè)出口技術復雜度提升，而服務創(chuàng)新則無明顯影響；最后看西部地區(qū)：以中介變量為因變量，生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)技術創(chuàng)新在10%顯著性水平上有正向促進作用，對制造業(yè)成本降低無明顯作用，且會阻礙制造業(yè)服務創(chuàng)新。加入中介變量后西部地區(qū)生產(chǎn)性服務FDI對制造業(yè)出口技術復雜度影響機制估計結(jié)果，表明西部地區(qū)生產(chǎn)性服務FDI只通過提升制造業(yè)技術創(chuàng)新這一條渠道促進了出口技術復雜度升級，成本降低渠道和服務創(chuàng)新渠道都沒有發(fā)揮作用。

續(xù)表4 生產(chǎn)性服務FDI影響制造業(yè)出口技術復雜度的機制

5 結(jié)語

本文研究發(fā)現(xiàn)：第一，從全國層面來看，生產(chǎn)性服務FDI主要通過間接效應提升我國制造業(yè)出口技術復雜度，直接效應不顯著，總體效應取決于直接效應和間接效應的疊加，隨著國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展水平的提高，生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度的總效應逐漸增加。第二，從區(qū)域異質(zhì)性看，生產(chǎn)性服務FDI提升制造業(yè)出口技術復雜度的直接效應只在東部地區(qū)省份顯著，間接效應提升了東部地區(qū)和中部地區(qū)制造業(yè)出口技術復雜度(東部地區(qū)更顯著)，東部地區(qū)和中部地區(qū)總效應均為正(東部地區(qū)更顯著)，西部地區(qū)直接效應、間接效應及總效應均不顯著。第三，分時段分析發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)生產(chǎn)性服務FDI穩(wěn)定、持續(xù)的促進了制造業(yè)出口技術復雜度提升，中部地區(qū)在金融危機后生產(chǎn)性服務FDI主要通過間接效應提升制造業(yè)出口技術復雜度，西部地區(qū)金融危機后直接效應和間接效應均不明顯。第四，就傳導機制而言，全國層面上生產(chǎn)性服務FDI主要通過技術創(chuàng)新和生產(chǎn)成本降低渠道提升制造業(yè)出口技術復雜度，服務創(chuàng)新渠道不顯著。分區(qū)域看，東部省份和中部省份生產(chǎn)性服務FDI通過促進制造業(yè)技術創(chuàng)新以及降低生產(chǎn)成本兩條渠道提升了出口技術復雜度(東部省份兩條渠道促進作用更為顯著)，西部省份生產(chǎn)性服務FDI只通過提升制造業(yè)技術創(chuàng)新這一條渠道促進了出口技術復雜度升級，服務創(chuàng)新渠道在各分區(qū)域均不顯著。

基于上述研究結(jié)論，有以下政策含義：第一，重視引進外資質(zhì)量，為大力引進知識密集的現(xiàn)代生產(chǎn)性服務業(yè)FDI創(chuàng)造條件，提高生產(chǎn)性服務FDI對國內(nèi)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的溢出效應，進一步發(fā)揮間接效應提升制造業(yè)出口技術復雜度。第二，建立促進生產(chǎn)性服務業(yè)FDI與我國制造業(yè)有效融合的政策機制和市場環(huán)境，提高生產(chǎn)性服務FDI與國內(nèi)制造業(yè)的匹配度，促進生產(chǎn)性服務FDI通過直接效應提升我國制造業(yè)出口技術復雜度。第三，東部地區(qū)和中部地區(qū)繼續(xù)完善生產(chǎn)性服務FDI通過技術創(chuàng)新和成本降低傳導渠道提升制造業(yè)出口技術復雜度的機制，積極引進商務服務、品牌營銷等下游生產(chǎn)性服務業(yè)FDI，提高服務創(chuàng)新渠道對制造業(yè)出口技術復雜度促進作用。西部地區(qū)應大力引進中游和下游生產(chǎn)性服務業(yè)FDI，通過倉儲、物流、設備維修等中游生產(chǎn)性服務業(yè)降低生產(chǎn)成本，通過市場咨詢、商務服務和售后服務等下游生產(chǎn)性服務業(yè)提升服務創(chuàng)新能力，進而促進制造業(yè)出口技術復雜度升級。