鄭小玲，朱蕊

摘要：文章基于2006—2020年中國省級面板數(shù)據(jù)及跨國面板數(shù)據(jù)，探討雙向FDI協(xié)同互動與制造業(yè)全球價值鏈升級之間的影響關(guān)系。研究表明：雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈升級有顯著的正向影響，知識產(chǎn)權(quán)保護水平、政府調(diào)控力、行業(yè)規(guī)模、資本投入強度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平等對制造業(yè)全球價值鏈升級有不同程度的影響。中介機制檢驗結(jié)果表明，雙向FDI協(xié)同互動通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)進步兩條路徑助推制造業(yè)全球價值鏈升級。因此，全面推動雙向FDI協(xié)同互動，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，是助推中國制造業(yè)全球價值鏈升級的重要途徑。

關(guān)鍵詞：雙向FDI協(xié)同；制造業(yè)全球價值鏈；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化；技術(shù)進步；中介效應(yīng)

中圖分類號：F424；F125? ? ? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? ? ? ? 文章編號：1671-9840（2023）04-0018-10

DOI：10.16713/j.cnki.65-1269/c.2023.04.003

Two-Way FDI Coordination and Global Value Chain Upgrading

—An Empirical Study Based on the Panel Data of

China's Manufacturing Industry Segments

ZHENG Xiaoling， ZHU Rui

（Anhui University，Hefei 230601， China）

Abstract： Based on the provincial panel data from 2006 to 2020， this paper discusses the influence of two-way FDI coordination on the global value chain of China's manufacturing industry. The research shows that two-way FDI coordination has a po-sitive promoting effect on the upgrading of the global value chain of the manufacturing industry， and the level of intellectual pro-perty protection， government regulation， industry scale， capital investment intensity and infrastructure construction have influence on the upgrading of the global value chain of the manufacturing industry to different degree. Further intermediary mechanism test shows that there are two ways of industrial structure optimization and upgrading and technological progress to promote the global value chain upgrading of manufacturing industry. In this regard， it is necessary to comprehensively promote the synergistic and interactive development of two-way FDI coordination， promote the optimization and upgrading of industrial structure and technological innovation of enterprises， and upgrade the status of the global value chain of the manufacturing industry.

Key words： two-way FDI coordination; manufacturing global value chain; industrial structure optimization; technological advance; mediating effect

一、文獻簡述

伴隨著新一代信息技術(shù)與制造業(yè)的融合發(fā)展，中國制造業(yè)在國際競爭中的資源基礎(chǔ)和比較優(yōu)勢在發(fā)生變化。在經(jīng)濟全球化浪潮的推動下，“中國制造”已被越來越多的國家和地區(qū)所熟知，中國在工業(yè)制成品產(chǎn)量上處于全球領(lǐng)先水平。2021年，中國制造業(yè)增加值約為31.4萬億元，占全球近30%的比重1。提升中國制造業(yè)在全球價值鏈中的地位是培育我國參與國際合作和競爭新優(yōu)勢的重要途徑。然而，中國制造業(yè)由于核心技術(shù)具有高度對外依賴性以及傳統(tǒng)要素稟賦成本上升，故在全球價值鏈中陷入低端鎖定的困境［1］，長期位于全球價值鏈中低端，存在“大而不強”的問題。

國際投資（FDI）按照資本流向可以分為對外直接投資（OFDI）和外商直接投資（IFDI），在“引進來”和“走出去”戰(zhàn)略實施中，對外直接投資和外商直接投資對中國獲取資金、技術(shù)、市場等資源至關(guān)重要［2-3］。中國對外直接投資流量已連續(xù)多年位居世界前列，2019年對外直接投資流量為全球第二，僅次于日本2。充分發(fā)揮中國在國際投資中的大國優(yōu)勢，進一步增強雙向FDI 協(xié)同互動，對促進中國制造業(yè)全球價值鏈升級和推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義，學者們已就相關(guān)問題展開了熱烈討論。關(guān)于跨境資本流動與全球價值鏈升級的關(guān)系，現(xiàn)有研究多集中于行業(yè)和企業(yè)層面，學者們分別基于IFDI、OFDI或雙向FDI視角展開討論。

從IFDI與全球價值鏈的關(guān)系來看：Winkler［4］對智利等國家的研究表明，IFDI的正向溢出效應(yīng)有助于東道國全球價值鏈升級；李磊［5］以中國企業(yè)為樣本的實證分析表明，IFDI水平溢出對全球價值鏈升級有顯著的促進作用；張鵬楊［6］通過測度我國出口企業(yè)全球價值鏈地位和出口國內(nèi)附加值率，發(fā)現(xiàn)IFDI在促進全球價值鏈升級中存在“天花板”效應(yīng)；屠年松［7］研究了制造業(yè)全球價值鏈在技術(shù)創(chuàng)新、制度環(huán)境等特定環(huán)境中的演進路徑，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家可能因引入FDI而陷入全球價值鏈低端鎖定的困境。

從OFDI與全球價值鏈的關(guān)系來看：國內(nèi)外學者的研究主要聚焦于OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對全球價值鏈升級的影響。Kogut［8］分析了日本對美國的對外直接投資及技術(shù)能力，研究發(fā)現(xiàn)日本企業(yè)能夠通過OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)推動母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級；王杰［9］基于微觀層面的分析發(fā)現(xiàn)，中國等發(fā)展中國家進行OFDI有利于促進企業(yè)產(chǎn)品、工藝等升級，從而推動全球價值鏈升級；劉斌［10］從企業(yè)和行業(yè)兩個層面進行的分析表明，OFDI可有效提升國家或地區(qū)在全球價值鏈分工中的地位；劉海云［11］選取中國省際面板數(shù)據(jù)并運用系統(tǒng)GMM方法進行的研究表明，制造業(yè)OFDI規(guī)模的快速擴張可能造成中國制造業(yè)資本向虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域流動，出現(xiàn)“離制造化”現(xiàn)象。

從雙向FDI與全球價值鏈的關(guān)系來看：黃凌云［12］選取中國制造業(yè)細分行業(yè)數(shù)據(jù)，運用面板向量自回歸模型測度雙向FDI互動水平，并分析不同技術(shù)進步路徑對雙向FDI互動發(fā)展的影響，研究發(fā)現(xiàn)中國雙向FDI存在協(xié)同互動效應(yīng)；黃永明［13］認為，增強雙向FDI協(xié)同互動有利于推動我國產(chǎn)業(yè)全球價值鏈地位攀升，并且其協(xié)同溢出效應(yīng)可以通過技術(shù)內(nèi)化渠道和人力資本結(jié)構(gòu)升級渠道推動全球價值鏈升級；張宗斌［14］通過分析雙向FDI發(fā)展現(xiàn)狀和全球價值鏈地位及其升級制約因素，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)共生和雙重技術(shù)溢出是IFDI和OFDI協(xié)同發(fā)展影響全球價值鏈地位攀升的兩大作用機制。

綜上所述，學者們大多分別從IFDI或OFDI角度研究國際投資對全球價值鏈升級的作用機制和影響路徑，少部分學者將IFDI、OFDI納入同一分析框架，研究雙向FDI協(xié)同互動對全球價值鏈升級的影響。本文基于全國省級層面的面板數(shù)據(jù)，探究地區(qū)雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈升級的影響。對于全球價值鏈地位的測度，本文參考Hausmann［15］的研究，采用出口技術(shù)復雜度這一指標，測度一國某產(chǎn)業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)結(jié)構(gòu)，通過顯性比較優(yōu)勢體現(xiàn)該國在全球價值鏈中的嵌入地位。本文可能的貢獻在于：一是將IFDI、OFDI納入同一分析框架，分析雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈升級的影響效應(yīng)及實現(xiàn)路徑；二是對于全球價值鏈地位的衡量，選用出口技術(shù)復雜度這一指標，不同于以省級面板數(shù)據(jù)測度行業(yè)出口技術(shù)復雜度，本文選取跨國面板數(shù)據(jù)先測算制造業(yè)出口技術(shù)復雜度，再加總至省級層面進而測算我國各?。▍^(qū)、市）制造業(yè)出口技術(shù)復雜度。

二、理論分析與研究假說

（一）雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈升級的直接影響

雙向FDI協(xié)同互動主要通過協(xié)同溢出效應(yīng)、示范效應(yīng)和競爭效應(yīng)推動制造業(yè)全球價值鏈升級［16］。投資發(fā)展路徑理論認為，一國雙向跨境資本流動會借助技術(shù)溢出效應(yīng)得以互動發(fā)展，發(fā)展中國家可以通過吸引外資提高其對外投資能力。IFDI和OFDI之間存在長期互動關(guān)系，在開放型經(jīng)濟體中，IFDI和OFDI隨經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)螺旋式上升的態(tài)勢。

雙向FDI協(xié)同互動主要表現(xiàn)在IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)與OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的交互上。一方面，東道國企業(yè)可憑借IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)獲得投資國企業(yè)先進的技術(shù)及經(jīng)驗，優(yōu)化資源配置，緩解國內(nèi)資金短缺現(xiàn)狀，有效提升國內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率和行業(yè)整體技術(shù)水平；另一方面，投資國通過OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)能夠輸出國內(nèi)過剩產(chǎn)能，優(yōu)化資源配置，改善資本和勞動力資源錯配的情況，使國內(nèi)有限的生產(chǎn)要素得到更合理配置。在IFDI和OFDI協(xié)同互動過程中，協(xié)同溢出效應(yīng)有助于提升出口產(chǎn)品技術(shù)含量，提升全球價值鏈的嵌入程度。雙向FDI協(xié)同互動的示范效應(yīng)主要表現(xiàn)在雙向FDI協(xié)同溢出效應(yīng)可為企業(yè)帶來更多收益，進而能夠帶動國內(nèi)同行業(yè)企業(yè)進行技術(shù)學習和創(chuàng)新；另外，與之相關(guān)的上游企業(yè)為滿足生產(chǎn)要求會提供更高質(zhì)量的原材料，而下游企業(yè)為更好利用高質(zhì)量的中間品也會進行資本投入和人才引進，從而有效增加出口產(chǎn)品國外增加值，提高企業(yè)出口技術(shù)復雜度，提升垂直專業(yè)化程度，推動全球價值鏈升級。雙向FDI協(xié)同互動的競爭效應(yīng)是指在雙向FDI協(xié)同互動發(fā)展中，由于外資進入加劇了國外企業(yè)與本國企業(yè)的市場競爭，擠壓了本國企業(yè)的利潤空間，本國企業(yè)迫于競爭壓力會加大研發(fā)投入力度，進而倒逼企業(yè)進行自主創(chuàng)新研發(fā)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，或者直接引進國外先進技術(shù)，這一過程帶來的人員等要素流動能夠帶動產(chǎn)業(yè)、技術(shù)升級，增強企業(yè)國際競爭力，進而推動全球價值鏈升級。

基于以上分析，本文提出研究假說H1：雙向FDI協(xié)同互動可以促進制造業(yè)全球價值鏈升級。

（二）雙向FDI協(xié)同互動通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級促進制造業(yè)全球價值鏈升級

雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈的影響在不同地區(qū)因知識、技術(shù)等要素分布的不同故而表現(xiàn)有所差異，分布特征可以具象化為產(chǎn)業(yè)內(nèi)部技術(shù)結(jié)構(gòu)特征［17］。雙向FDI流動會產(chǎn)生地區(qū)產(chǎn)業(yè)比例關(guān)系的優(yōu)化效應(yīng)［18］，由于外商直接投資過程中會引進新產(chǎn)品、新產(chǎn)業(yè)，這有利于促進國際交流與合作，提升東道國新產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平，促進新產(chǎn)業(yè)要素集聚，進而推動產(chǎn)業(yè)向高級化、合理化方向發(fā)展。另外，外商直接投資也可在一定程度上減少東道國企業(yè)進入海外市場的準入障礙，有利于東道國企業(yè)開拓國際市場，擴大生產(chǎn)規(guī)模。而對外直接投資可在一定程度上規(guī)避關(guān)稅、打破技術(shù)性貿(mào)易壁壘，從而使企業(yè)獲得更多海外市場信息，增強其與東道國的交流合作，降低交易成本，擴大企業(yè)出口規(guī)模，促進投資國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。雙向FDI協(xié)同互動會使國內(nèi)外產(chǎn)業(yè)因產(chǎn)品供需關(guān)系而形成相互關(guān)聯(lián)、互為基礎(chǔ)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，這是產(chǎn)業(yè)或企業(yè)嵌入全球價值鏈時表現(xiàn)出的典型效應(yīng)［19］。企業(yè)在生產(chǎn)過程中，當某個生產(chǎn)環(huán)節(jié)的技術(shù)或產(chǎn)值發(fā)生變化時，其上下游產(chǎn)業(yè)會受到一定影響，往往表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)重點依次轉(zhuǎn)移、要素密集度依次轉(zhuǎn)移、產(chǎn)品形態(tài)依次轉(zhuǎn)移等，產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出高附加值化、高技術(shù)化等特點，進而影響產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈中的嵌入位置。

基于以上分析，本文提出研究假說H2：雙向FDI協(xié)同互動通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進制造業(yè)全球價值鏈升級。

（三）雙向FDI協(xié)同互動通過技術(shù)進步促進制造業(yè)全球價值鏈升級

雙向FDI協(xié)同互動能夠擴大區(qū)域間可利用資本存量的絕對規(guī)模［17］，加快本土制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的模仿和創(chuàng)新步伐，提升制造業(yè)企業(yè)高端環(huán)節(jié)嵌入能力。一方面，外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)加劇了東道國市場競爭壓力，東道國企業(yè)通過“干中學”，學習投資國先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，進而提高東道國企業(yè)勞動生產(chǎn)率，這也有助于企業(yè)擴大對外投資規(guī)模；另一方面，企業(yè)對外投資規(guī)模的擴大，有利于加強國內(nèi)外企業(yè)人員交流，由此產(chǎn)生的學習效應(yīng)有利于引入東道國的先進技術(shù)，打破技術(shù)壁壘，提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，為外商直接投資的進入創(chuàng)造更加有利的條件。在此過程中，提高雙向FDI協(xié)同互動水平，有利于企業(yè)在跨國投資活動中充分利用同行業(yè)企業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)正外部性，促進企業(yè)整體技術(shù)進步，實現(xiàn)企業(yè)對國際知識資源的吸收與整合，進而有助于提升制造業(yè)出口競爭力。

技術(shù)進步主要源于技術(shù)引進和自主創(chuàng)新。在雙向FDI協(xié)同互動中，借助技術(shù)溢出效應(yīng)、企業(yè)的品牌效應(yīng)和銷售經(jīng)驗以及企業(yè)成熟的分銷和零售網(wǎng)絡(luò)，國內(nèi)加工貿(mào)易企業(yè)可以通過技術(shù)引進在加工和出口中間品的過程中獲得更多收益，同時在國際市場上以較低的交易成本進行出口貿(mào)易，擴大交易規(guī)模，進而在“量”上提升企業(yè)在全球價值鏈中的嵌入程度。在自主創(chuàng)新中，企業(yè)可以通過增加研發(fā)資金投入和人力資本投入增強創(chuàng)新研發(fā)能力，利用低成本的原材料生產(chǎn)具有高附加值的中間品進行再出口，節(jié)約傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，使要素稟賦由勞動、資源密集型轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型，提升出口技術(shù)復雜度，進而在“質(zhì)”上推動全球價值鏈升級。

基于以上分析，本文提出研究假說H3：雙向FDI協(xié)同互動通過技術(shù)進步促進制造業(yè)全球價值鏈升級。

由上述理論分析，可以得到雙向FDI協(xié)同互動促進制造業(yè)全球價值鏈升級的理論機制圖（見圖1）。

三、模型構(gòu)建與變量設(shè)定

（一）模型構(gòu)建

基于前文的理論機制分析與研究假說，為檢驗雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈升級的影響，本文設(shè)定以下固定效應(yīng)模型進行檢驗：

[? ? ? ? ? lnESIi，t=α1+α2lnCHi，t+α3Humi，t+α4KLi，t+α5Govi，t+α6lnSizei，t+α7lnInfrai，t+λi+εi，t? ? ]（1）

模型（1）中：[ESI]表示制造業(yè)出口技術(shù)復雜度，[CH]表示雙向FDI協(xié)同互動水平，[Hum]表示人力資本，[KL]表示資本投入強度，[Gov]表示政府調(diào)控力，[Size]表示行業(yè)規(guī)模，[Infra]表示基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，[i]、[t]分別表示地區(qū)和年份，[λ]表示固定效應(yīng)，[ε]表示隨機擾動項。

此外，為驗證雙向FDI協(xié)同互動通過技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響制造業(yè)全球價值鏈升級的中介機制，本文借鑒溫忠麟的中介效應(yīng)檢驗流程［20］，根據(jù)模型中各系數(shù)的顯著性判斷是否存在中介效應(yīng)。中介效應(yīng)模型如下：

[ESIi，t=β1+β2lnCHi，t+β3Control+εi，t]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

[Mi，t=λ1+λ2lnCHi，t+λ3Control+μi，t]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

[ESIi，t=φ1+φ2lnCHi，t+φ3M+φ4Control+ηi，t]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

其中：[Control]表示各控制變量，[ε]、[μ]、[η]表示隨機誤差項，其余字母含義如前。模型（2）中，[β2]表示雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈升級影響的總效應(yīng)。模型（3）中，[λ2]表示雙向FDI協(xié)同互動對中介變量影響的直接效應(yīng)。模型（4）中，[φ2]表示控制中介變量后，雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈影響的直接效應(yīng)，[φ3]表示控制雙向FDI協(xié)同互動影響后，中介變量對制造業(yè)全球價值鏈升級影響的直接效應(yīng)。

（二）變量說明

1.被解釋變量。本研究的被解釋變量為制造業(yè)全球價值鏈升級（[ESI]）。在國際分工體系中，發(fā)達國家出口技術(shù)復雜度較高，其在全球價值鏈中的地位也較高。本文參考Hausmann［15］的測算方法，以制造業(yè)出口技術(shù)復雜度衡量制造業(yè)全球價值鏈地位，制造業(yè)出口技術(shù)復雜度數(shù)值越大，表明全球價值鏈地位越高。本文選擇了64個國家1，選取HS6位編碼中16類制造業(yè)產(chǎn)品數(shù)據(jù)2，先計算出制造業(yè)各類出口產(chǎn)品的出口技術(shù)復雜度（[PRODY]），再以中國各省（區(qū)、市）產(chǎn)品的出口額為權(quán)重，將計算出的產(chǎn)品層面的出口技術(shù)復雜度向省級層面加總，得到中國各?。▍^(qū)、市）的出口技術(shù)復雜度（[ESI]）。產(chǎn)品出口技術(shù)復雜度（[PRODY]）和中國各?。▍^(qū)、市）制造業(yè)出口技術(shù)復雜度（[ESI]）的測算公式分別為：[PRODYh，t=kxk，h，tXk，thxk，h，tXk，t×Yk，t]，[ESIq，t=hxq，h，tXq，t×PRODYh，t]。式中[k]、[h]、[q]、[t]分別表示國家、產(chǎn)品、?。▍^(qū)、市）和時期，[xk，h，t]表示[t]時期[k]國[h]產(chǎn)品的出口額，[Xk，t] 表示[t]時期[k]國所有商品出口額，[Yk，t]表示[t]時期[k]國人均國民生產(chǎn)總值，[xq，h，t]表示[t]時期[q]?。▍^(qū)、市）[h]產(chǎn)品出口額，[Xq，t]表示[t]時期[q]?。▍^(qū)、市）制造業(yè)出口總額。

2.解釋變量。本研究的解釋變量為雙向FDI協(xié)同互動水平（[CH]）。本文借鑒黃凌云［12］的測度方法，以耦合協(xié)調(diào)度測度 IFDI 與 OFDI 協(xié)同互動發(fā)展水平，并構(gòu)建雙向 FDI 協(xié)同發(fā)展指標。雙向 FDI 耦合度（[Ci，t]）、綜合調(diào)和度（[Ti，t]）和雙向 FDI 耦合協(xié)同度（[CHi，t]）的具體計算公式為：[Ci，t=IFDIi，t×OFDIi，t（αIFDIi，t+βOFDIi，t）γ]，? ?[Ti，t=（IFDIi，t+OFDIi，t）/2]，[CHi，t=Ci，t×Ti，t]。式中[i]表示省（區(qū)、市），[t]表示年份，IFDI和OFDI分別為各?。▍^(qū)、市）外商直接投資流量和對外直接投資流量，[α]、[β]表示權(quán)重，[γ]為調(diào)節(jié)系數(shù)。需要說明的是，因?qū)ν庵苯油顿Y和外商直接投資緊密相關(guān)，具有同等重要性，故本文令[α]、[β]均取值為0.5；另外，一般來說，[γ]的取值范圍為2≤γ≤5，本文參考黃凌云［12］的研究，[γ]取值為2。

3.中介變量。本研究的中介變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（[SZ]）和技術(shù)進步（[Tec]）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（[SZ]）包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（[SH]）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（[SR]）。本文借鑒劉榮增［21］的研究，以第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平，該比值越大，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平越高；同時，本文借鑒干春暉［22］的研究，以泰爾指數(shù)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平（[SR]）的測算公式為：[SR=r=1n（YrY）ln（YrLr/YL）]。式中，[Yr]表示某?。▍^(qū)、市）[r]產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出，[Y]為某?。▍^(qū)、市）總產(chǎn)出，[Lr]為某?。▍^(qū)、市）r產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，[L]為某省（區(qū)、市）總就業(yè)人數(shù)，[n]為產(chǎn)業(yè)部門總數(shù)。通常來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化假定產(chǎn)業(yè)發(fā)展追求均衡布局，當經(jīng)濟處于均衡狀態(tài)時，泰爾指數(shù)為0，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越均衡合理，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)就越趨近于0。本文借鑒張人中［23］的研究，對計算得到的[SH]和[SR]先進行標準化處理后再加權(quán)求和，進而可以測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度（[SZ]），[SZ=aSR+bSH]，其中[a=b=0.5]，[SZ]數(shù)值越大表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度越高。另外，技術(shù)進步是雙向FDI協(xié)同互動的重要體現(xiàn)，各地區(qū)制造業(yè)憑借技術(shù)進步可以獲得更多的競爭優(yōu)勢，進而提升制造業(yè)全球價值鏈地位。本文選用各?。▍^(qū)、市）國內(nèi)專利授權(quán)數(shù)衡量技術(shù)進步（[Tec]），并對其進行取對數(shù)處理。

4.控制變量。結(jié)合前文理論分析以及既有研究，本文選取知識產(chǎn)權(quán)保護水平（[Know]）、政府調(diào)控力（[Gov]）、制造業(yè)行業(yè)規(guī)模（[Size]）、資本投入強度（[KL]）和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平（[Infra]）作為控制變量。其一，知識產(chǎn)權(quán)保護能夠激發(fā)企業(yè)自主創(chuàng)新，推動技術(shù)進步和高質(zhì)量發(fā)展，提高區(qū)域創(chuàng)新能力，其在深化國際分工中發(fā)揮了重要作用。本文參考胡凱［24］的研究，采用技術(shù)市場成交額占地區(qū)GDP的比重衡量知識產(chǎn)權(quán)保護水平。其二，政府決策會影響企業(yè)對外投資和引進外資情況，本文采用省級地方政府財政支出占地區(qū) GDP的比重來衡量地方政府調(diào)控力。其三，行業(yè)規(guī)?？捎绊懼圃鞓I(yè)專業(yè)化生產(chǎn)，本文采用制造業(yè)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)來衡量制造業(yè)行業(yè)規(guī)模。其四，固定資產(chǎn)投資可以反映生產(chǎn)過程中新產(chǎn)品創(chuàng)新研發(fā)和生產(chǎn)工藝革新，本文采用制造業(yè)固定資產(chǎn)投資額與制造業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)的比值來衡量資本投入強度。其五，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可通過降低企業(yè)運營成本等影響企業(yè)生產(chǎn)效率，本文采用地區(qū)人均城市道路面積衡量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。

（三）數(shù)據(jù)來源及變量的描述性統(tǒng)計分析

本文選取2006—2020年跨國面板數(shù)據(jù)以及中國30個省、自治區(qū)、直轄市（考慮到數(shù)據(jù)的可得性及完整性，未將西藏自治區(qū)、港澳臺地區(qū)納入研究）數(shù)據(jù)進行研究。其中：制造業(yè)出口技術(shù)復雜度測算數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫，各國人均實際GDP來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫（以2015年不變價美元計算）；中國各?。▍^(qū)、市）制造業(yè)細分行業(yè)出口數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)；雙向FDI協(xié)同測算數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國對外投資統(tǒng)計公報》；其余數(shù)據(jù)來源于各地統(tǒng)計年鑒。對于部分缺失數(shù)據(jù)，本文采用線性插值法來補齊。

表1是變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。需要說明的是，因存在異常大的觀測值，為使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，故本文對部分數(shù)據(jù)進行了對數(shù)處理以減小異方差。由表1可知：出口技術(shù)復雜度的最大值為10.59，最小值為9.80，說明不同年份各省（區(qū)、市）出口技術(shù)復雜度存在一定差異；雙向FDI協(xié)同互動水平的最小值為1.96，最大值為7.34，表明各?。▍^(qū)、市）雙向FDI協(xié)同互動水平明顯不同。此外，數(shù)據(jù)顯示各控制變量在不同年份也存在明顯差異。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

本文采用Stata16.0軟件對設(shè)定模型進行逐步回歸，結(jié)果如表2所示，從[R2]的數(shù)值來看，模型的擬合效果較好。表2列（a）列示了核心解釋變量雙向FDI協(xié)同互動水平對被解釋變量制造業(yè)全球價值鏈升級的影響，數(shù)據(jù)顯示，雙向FDI協(xié)同互動水平的回歸系數(shù)為0.056且在1%水平顯著，表明雙向FDI協(xié)同互動對推動制造業(yè)全球價值鏈升級具有顯著的正向影響。列（b）～（f）是逐步加入控制變量知識產(chǎn)權(quán)保護水平（[Know]）、政府調(diào)控力（[Gov]）、制造業(yè)行業(yè)規(guī)模（[lnSize]）、資本投入強度（[KL]）、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平（[lnInfra]）后的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，雙向FDI協(xié)同互動水平的回歸系數(shù)始終顯著為正，表明雙向FDI協(xié)同互動能夠推動制造業(yè)全球價值鏈升級，由此驗證了前文提出的研究假說H1。由表2還可以看出，知識產(chǎn)權(quán)保護水平、政府調(diào)控力、資本投入強度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的回歸系數(shù)為正，且均在1%水平顯著。這表明知識產(chǎn)權(quán)保護水平、政府調(diào)控力、資本投入強度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的提高，均會對制造業(yè)全球價值鏈升級產(chǎn)生顯著的促進作用。此外，行業(yè)規(guī)?；貧w系數(shù)顯著為負，說明行業(yè)規(guī)模的擴大未能對制造業(yè)全球價值鏈升級產(chǎn)生顯著的促進作用。現(xiàn)實中可能因缺乏專業(yè)技術(shù)人才和管理人才，故存在生產(chǎn)環(huán)節(jié)低效率和崗位錯配等情況，因此行業(yè)規(guī)模擴大未能顯著推動制造業(yè)全球價值鏈升級。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.縮尾處理。為剔除極端值對研究的影響，本文對各變量在1%和99%分位處進行極端值處理，將各變量中小于1%的值統(tǒng)一替換為1%的值，將大于99%的值統(tǒng)一替換為99%的值，縮尾處理結(jié)果如表3列（a）所示。數(shù)據(jù)顯示，在對變量進行縮尾處理后，核心解釋變量的回歸系數(shù)仍顯著為正，與基準回歸結(jié)果一致，前文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

2.替換核心解釋變量。本文參考既有研究，在測度核心解釋變量雙向FDI協(xié)同互動水平時，將外商直接投資流量、對外直接投資流量分別替換為外商直接投資存量和對外直接投資存量，對數(shù)據(jù)進行再收集和再測算，將重新計算得到的雙向FDI協(xié)同互動水平進行對數(shù)處理，記為[lnCHc]，以替換核心解釋變量，替換核心解釋變量后的檢驗結(jié)果如表3列（b）所示。數(shù)據(jù)顯示，核心解釋變量回歸系數(shù)為0.069且在1%水平顯著，與基準回歸結(jié)果一致，前文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.內(nèi)生性處理。本文采用工具變量法解決核心解釋變量的內(nèi)生性問題，參考連玉君［25］的做法，選取滯后一階的雙向FDI協(xié)同互動水平為工具變量，先進行固定效應(yīng)離差變換，再利用工具變量對樣本進行重新估計，回歸結(jié)果如表3列（c）所示。數(shù)據(jù)顯示，雙向FDI協(xié)同互動水平的回歸系數(shù)為0.044且在1%水平顯著，可見雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈升級具有顯著的促進作用，基準回歸結(jié)果再次得以驗證，前文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（三）作用機制檢驗

根據(jù)前文構(gòu)建的模型（2）～（4），可以得到如表4所示的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗流程，先觀察[β2]的顯著性，若[β2]顯著，則可初步認為存在中介效應(yīng)并進行后續(xù)檢驗。表4列（a）顯示，[β2]為0.018且在5%水平顯著。再觀察[λ2]、[φ2]、[φ3]的顯著性，若[λ2]、[φ3]顯著且[φ2]也顯著，則表明存在部分中介效應(yīng)；若[λ2]、[φ3]顯著而[φ2]不顯著，則表明存在完全中介效應(yīng)。另外，若[λ2]、[φ3]至少有一個顯著，則可進一步采用Sobel檢驗或者Bootstrap檢驗，以判斷中介效應(yīng)是否存在。表4列（b）～（e）是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)進步作為中介變量進行檢驗的結(jié)果。由列（b）（c）可知，[λ2]為0.118且在1%水平顯著，[φ2]為-0.001但不顯著，[φ3]為0.168且在1%水平顯著，中介效應(yīng)系數(shù)為0.020（[λ2]與[φ3]的乘積）并通過了Sobel檢驗，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在雙向FDI協(xié)同互動促進制造業(yè)全球價值鏈升級的過程中存在中介效應(yīng)，由此驗證了研究假說H2。由列（d）（e）可知，[λ2]為0.334且在1%水平顯著，[φ3]為0.068且在1%水平顯著，[φ2]為-0.004但不顯著，中介效應(yīng)系數(shù)為0.023并通過了Sobel檢驗，表明技術(shù)進步在雙向FDI協(xié)同互動促進制造業(yè)全球價值鏈升級的過程中存在中介效應(yīng)，由此驗證了研究假說H3。

五、結(jié)論與啟示

本文選取2006—2020年跨國面板數(shù)據(jù)以及中國省級層面數(shù)據(jù)，通過測算雙向FDI協(xié)同互動水平和制造業(yè)出口技術(shù)復雜度，研究雙向FDI協(xié)同互動對中國制造業(yè)全球價值鏈升級的影響效應(yīng)及作用機制。研究得到的主要結(jié)論為：第一，雙向FDI協(xié)同互動能夠顯著促進中國制造業(yè)全球價值鏈升級。由實證分析可知，加入控制變量前后，雙向FDI協(xié)同互動對制造業(yè)全球價值鏈的影響系數(shù)均顯著為正，表明雙向FDI協(xié)同互動能夠顯著促進制造業(yè)全球價值鏈升級。第二，中介效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，雙向FDI協(xié)同互動通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)進步兩條路徑推動制造業(yè)全球價值鏈升級。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化可加速本地資源、勞動力等要素重新配置，而技術(shù)進步則有助于加速企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，有利于制造業(yè)全球價值鏈升級。第三，從控制變量來看，知識產(chǎn)權(quán)保護水平、政府調(diào)控力、資本投入強度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的提高均能顯著促進制造業(yè)全球價值鏈升級，制造業(yè)行業(yè)規(guī)模擴大在短期內(nèi)則可能阻礙全球價值鏈升級。

基于理論分析與研究結(jié)論，可以得到如下啟示：首先，積極實施“引進來”和“走出去”相結(jié)合的開放戰(zhàn)略，促進雙向FDI協(xié)同互動。今后可更加注重發(fā)展高水平的“引進來”和高質(zhì)量的“走出去”，加大對共建“一帶一路”國家的投資力度，進一步優(yōu)化營商環(huán)境，強調(diào)雙向投資的協(xié)同互動、協(xié)調(diào)發(fā)展，助推全球價值鏈升級，為構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局提供更有力的保障。其次，統(tǒng)籌推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，助力全球價值鏈升級。通過產(chǎn)業(yè)調(diào)整，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向更高層次演進；強化新基建項目聯(lián)動發(fā)展，充分發(fā)揮我國在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、產(chǎn)業(yè)園建設(shè)等方面的優(yōu)勢，對接伙伴國投資需求，促進制造業(yè)全球價值鏈升級。最后，進一步加強技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)雙向直接投資，推動企業(yè)創(chuàng)新和技術(shù)進步。可重點支持技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)“引進來”和“走出去”，充分利用企業(yè)在跨境投資中產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)和逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，加強學習交流和創(chuàng)新研發(fā)，注重企業(yè)、政府和學校的合作，培養(yǎng)更多能夠助力新業(yè)態(tài)發(fā)展的高素質(zhì)人才，全面推進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

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